タグ付けされた質問 「regression」

1つ(または複数)の「従属」変数と「独立」変数の間の関係を分析する手法。

2
多項式機能を使用した線形回帰を曲線化するものは何ですか?
何が起こるかについての私の理解は次のとおりです。「2次元の問題」をとった場合、たとえば XXX入力として、Yを結果として、特徴を追加します。これにより、問題が追加され、値と値の線形フィットが線を定義し、と値の線形フィットと2本の線が最適な平面を定義します。これは正しいです?これはどのように2次元空間に変換されますか?これはどういうわけか曲がりくねったものとして二次元で現れますか?どうやって?x2x2x^2xxxyyyx2x2x^2yyy

2
線形回帰で、なぜ生の最小二乗残差が不均一になるのですか?
異分散性の検出に関する回帰コースに関する私のコースノートでは、次の引用があります。 「最小二乗残差は、等分散性の場合でも不均等な分散を持っているため、標準化された残差を使用することが望ましいです。」 私の直感は、LS回帰直線は必ずデータクラウドの中心を通るので、尾よりも共変量空間の中央の点により適しているため、極端な分散が大きくなることを教えてくれます。 これにもかかわらず、これはそれが必要であるとは思われません。それと同時に、標準化された、またはスチューデント化された残差の等分散性を考慮し、生の残差を考慮しないのはなぜですか。

1
インターセプトが統計パッケージで1として入力されるのはなぜですか(R、Python)
統計ソフトウェアを使用する場合、線形モデルを定義するときに、切片が「const」や「intercept」などではなく1として入力されるのはなぜですか。1にはどのような意味がありますか? 歴史的な理由はありますか?または、これは私が理解できない何らかの方法で論理的ですか?切片は任意の数にすることができます。 Pythonのstatsmodelsライブラリの例: model = smf.ols('Height ~ 1', data = height_sample_data) Rのlmerパッケージは非常によく似ています。

1
sklearnでMADを最小化する線形回帰
回帰クラス線形標準sklearnは、平均二乗誤差(MSE)を最小変量と共変量との間の近似直線関係を見出します。具体的には、を観測値の数とし、簡略化のために切片を無視します。ましょうの変量値で番目の観察との値であるの共変量番目の観測。線形関係は、 ここで、係数は、 NNNyjyjy_jjjjx1,j,…,xn,jx1,j,…,xn,jx_{1,j}, \dots, x_{n,j}nnnjjjy=β1x1+…βnxn;y=β1x1+…βnxn; y = \beta_1 x_1 + \dots \beta_n x_n;β1,…,βnβ1,…,βn\beta_1, \dots, \beta_nβ1,…,βn=argminβ~1,…,β~n(∑j=1N(yj−β~1x1,j−⋯−β~nxn,j)2).β1,…,βn=argminβ~1,…,β~n(∑j=1N(yj−β~1x1,j−⋯−β~nxn,j)2).\beta_1, \dots, \beta_n = \underset{\tilde\beta_1, \dots, \tilde\beta_n}{\mathrm{argmin}} \left( \sum_{j = 1}^N \left( y_j - \tilde\beta_1x_{1, j} - \dots -\tilde\beta_nx_{n, j}\right)^2 \right). ここで、平均二乗誤差ではなく、平均絶対偏差(MAD)を最小化する係数を見つけたいと思います。つまり、 β1,…,βn=argminβ~1,…,β~n(∑j=1N∣∣yj−β~1x1,j−⋯−β~nxn,j∣∣).β1,…,βn=argminβ~1,…,β~n(∑j=1N|yj−β~1x1,j−⋯−β~nxn,j|).\beta_1, \dots, \beta_n = \underset{\tilde\beta_1, \dots, \tilde\beta_n}{\mathrm{argmin}} \left( \sum_{j = 1}^N \left| y_j - …

3
重回帰における個々のp値の帰無仮説は何ですか?
2つの独立変数とに基づく従属変数線形回帰モデルがあるので、一般的な形式の回帰方程式があります。YYYX1バツ1X1X2バツ2X2 Y=A+B1⋅X1+B2⋅X2+ϵY=あ+B1⋅バツ1+B2⋅バツ2+εY = A + B_1 \cdot X_1 + B_2 \cdot X_2 + \epsilon、 どこ AあA 切片です ϵε\epsilon はエラー項であり、 B1B1B_1 そして B2B2B_2 はそれぞれの係数です X1バツ1X_1 そして X2バツ2X_2。ソフトウェア(Pythonのstatsmodel)で重回帰を実行し、モデルの係数を取得します。A=a,B1=b1,B2=b2あ=a、B1=b1、B2=b2A = a, B_1 = b_1, B_2 = b_2。モデルはまた、各係数の値を与えます:、、および。私の質問は、これらの個々の値の帰無仮説は何ですか?たとえば、を取得するには、帰無仮説が係数0を伴うことを知っていますが、他の変数についてはどうですか?つまり、帰無仮説がである場合、の値が導出される帰無仮説のおよび値は何ですか?ppppapap_ap1p1p_1p2p2p_2pppp1p1p_1B1B1B_1Y=A+0⋅X1+B2⋅X2Y=あ+0⋅バツ1+B2⋅バツ2Y = A + 0 \cdot X_1 + B_2 \cdot X_2AあAB2B2B_2pppB1B1B_1

4
Y〜XとX〜Yのベータの平均は有効ですか?
2つの時系列変数との関係に興味があります。2つの変数は互いに関連しており、どちらが原因であるかは理論からは明らかではありません。 YYYXXX この考えると、私は、線形回帰好む何の正当な理由がないを超える。 Y=α+βXY=α+βX Y = \alpha + \beta XX=κ+γYX=κ+γY X = \kappa + \gamma Y 明らかにと間にはいくつかの関係がありますが、私はは真ではないことを理解するのに十分な統計を思い起こします。それとも、近くにないのでしょうか?私は少しかすんでいます。ββ\betaγγ\gammaβ=1/γβ=1/γ\beta = 1/ \gamma 問題は、に対してどれだけのを保持すべきかを決定することです。XXXYYY 私はとの平均を取り、それをヘッジ比率として使用することを検討しています。 ββ\beta1/γ1/γ1/ \gamma との平均は意味のある概念ですか?ββ\beta1/γ1/γ1/ \gamma そして二次的な質問として(おそらくこれは別の投稿になるはずです)、2つの変数が相互に関連しているという事実に対処する適切な方法は何ですか?つまり、独立した従属変数は実際にはありませんか?

2
線形回帰を正則化しましたが、今はどうですか?
LASSOを使用して線形回帰モデルの回帰パラメーターを推定し、交差検証を使用していくつかの変数をゼロに送信しました。これで、最終的なモデルが得られました。正則化はアクティブな変数にバイアスを引き起こすことが知られていますが、偽の変数を取り除くために支払うことは良い代償です。元の変数の5分の1のみを含む最終モデルを取得したら、どうすればよいですか?チャンプのように、残りの変数のバイアスに対処する必要がありますか、それとも先に進むための賢い方法がありますか?


2
予測された分布の質の評価
データポイントセットがあり、は独立変数であり、各は、パラメーターを使用した指数分布から描画されるものとしてモデル化できると思います。Xi,yiXi,yiX_i, y_ixxxyiyiy_iλiλi\lambda_i を使用してを予測する場合、観測値に関して予測した分布の品質をどのように評価できますか?XiXiX_iλiλi\lambda_iyiyiy_i 編集:これは基本的に、ベルヌーイ実験の確率推定器の品質を評価する方法と同じ質問ですか?しかし、二項式の文脈ではなく、連続的な文脈で。この場合、クロスエントロピーの代わりに何を使用するかは明らかではありません。

3
OLS回帰でのベータ係数の行列からスカラー表記への変換
私の計量経済学試験で、スカラー表記を忘れた場合、行列表記を覚えて逆に作業することで自分自身を救うことができることがわかりました。しかし、以下は私を混乱させました。 単純な見積もりを考えると yi^=β0^+β1^xi1yi^=β0^+β1^xi1\hat{y_i} = \hat{\beta_0} + \hat{\beta_1}x_{i1} どのようにして β^=(X′X)−1X′yβ^=(X′X)−1X′y\boldsymbol{\hat{\beta}} = \boldsymbol{(X'X)}^{-1}\boldsymbol{X'y} に β^1=∑ni=1(xi−x¯)(yi−y¯)∑ni=1(xi−x¯)2β^1=∑i=1n(xi−x¯)(yi−y¯)∑i=1n(xi−x¯)2\hat{\beta}_1 = \frac{\sum_{i=1}^n(x_i-\bar{x})(y_i-\bar{y})}{\sum_{i=1}^n(x_i-\bar{x})^2} 動けなくなる β^1=∑ni=1xiyi∑ni=1x2iβ^1=∑i=1nxiyi∑i=1nxi2\hat{\beta}_1 = \frac{\sum_{i=1}^nx_iy_i}{\sum_{i=1}^nx_i^2}

1
被験者ごとに個別の回帰ではなく、ランダムな切片と勾配を使用することの違いは何ですか?
20人の参加者のDVとIVを記録しました。IVは反復測定であり、私の目標は、IVの変動がDVの変動をどのように説明できるかを確認することです。具体的には、各参加者のベータ係数が必要です。 私の最初の考えは、各被験者に対してランダムな切片とランダムな勾配を持つ線形混合効果モデルをセットアップすることでした。しかし、それから私は自分自身に尋ねました:なぜ20の個別の通常の線形回帰を実行できないのですか(固定効果のみ)? これら2つの方法で同じベータ係数を取得できますか?そうでない場合、違いはどこにありますか?

1
隠されたコインの重量の見積もり
次の問題を検討してください。 コインが2つあり、それぞれに自重があります(表を出す確率)。誰かがあなたのために別の部屋でコインを投げます(あなたはそれらを信頼します)。あなたは彼らに両方のコインを裏返すように頼むことができます、そして彼らは彼らが両方の表であるか、両方の表ではないかをあなたに教えてくれます。または、最初のコインだけを裏返すように依頼することもできます(2番目のコインだけを裏返すことはできません)。彼らはそれが表だったかどうかを教えてくれます。 2枚目のコインの重さの推定量を見つけるには、どのように進めばよいでしょうか。その人に何度も尋ねることができます。主な目標は、推定者が最初のコインの重さに依存しないようにすることです。これは可能ですか? この問題の動機についての余談:これは、線形損失を伴う量子力学での測定がどのように行われるかに類似しています。損失は​​最初のコイン、測定値は2番目のコインです。損失をなくすことはできませんが、簡単な2番目の測定(常に頭を出す)を行ってから、実際の測定を行うことができます。特に、これは予告された単一光子SPDC光源からの光子の偏光自由度を測定する問題です。

3
平均二乗誤差=分散+バイアス^ 2の場合。次に、平均二乗誤差を分散よりも低くする方法はありますか
統計学習入門を読んでいました。ここではそれが示されています:- 後の例では、トレーニングとテストのMSEがプロットされています。バイアス^ 2と分散の両方が正の量である場合、MSEを分散よりも低くする方法を知りたいと思いました。

2
なぜ治療コーディングはランダムな傾きと切片の間の相関をもたらすのですか?
実験的処理変数に2つのレベル(条件)がある被験者内および項目内の要因計画を考えます。をm1最大モデルとm2非ランダム相関モデルにします。 m1: y ~ condition + (condition|subject) + (condition|item) m2: y ~ condition + (1|subject) + (0 + condition|subject) + (1|item) + (0 + condition|item) Dale Barr はこの状況について次のように述べています。 編集(2018年4月20日):Jake Westfallが指摘したように、次のステートメントはこの Webサイトの図1および2に示されているデータセットのみを参照しているようです。ただし、基調講演は変わりません。 偏差コーディング表現(条件:-0.5 vs. 0.5)m2では、被験者のランダムな切片が被験者のランダムな傾きと無相関である分布が可能です。最大モデルのみm1が、2つが相関している分布を許可します。 治療コーディング表現(条件:0対1)では、被験者のランダム切片が被験者のランダムな傾きと無相関であるこれらの分布は、無作為相関モデルを使用してフィッティングできません。治療コード表現における勾配と切片。 なぜ治療コーディングは 常に ランダムな傾きと切片の間に相関関係が生じますか?


弊社のサイトを使用することにより、あなたは弊社のクッキーポリシーおよびプライバシーポリシーを読み、理解したものとみなされます。
Licensed under cc by-sa 3.0 with attribution required.