18 全面最小二乘法
最小二乘法
最小二乘法设(x 1, y 1 ), (x 2, y 2), …, (x n, y n)是直角平面坐标系下给出的一组数据,若x 1<x 2<…<x n,我们也可以把这组数据看作是一个离散的函数。
根据观察,如果这组数据图象“很象”一条直线(不是直线),我们的问题是确定一条直线y = bx +a ,使得它能"最好"的反映出这组数据的变化。
最小二乘法是处理各种观测数据进行测量平差的一种基本方法。
如果以不同精度多次观测一个或多个未知量,为了求定各未知量的最可靠值,各观测量必须加改正数,使其各改正数的平方乘以观测值的权数的总和为最小。
因此称最小二乘法。
所谓“权”就是表示观测结果质量相对可靠程度的一种权衡值。
法国数学家勒让德于1806年首次发表最小二乘理论。
事实上,德国的高斯于1794年已经应用这一理论推算了谷神星的轨道,但迟至1809年才正式发表。
此后他又提出平差三角网的理论,拟定了解法方程式的方法等。
为利用最小二乘法测量平差奠定了基础。
最小二乘法也是数理统计中一种常用的方法,在工业技术和其他科学研究中有广泛应用。
在我们研究两个变量(x, y)之间的相互关系时,通常可以得到一系列成对的数据(x1, y1、x2, y2... xm , ym);将这些数据描绘在x -y直角坐标系中(如图1), 若发现这些点在一条直线附近,可以令这条直线方程如(式1-1)。
Y计= a0 + a1 X (式1-1)其中:a0、a1 是任意实数为建立这直线方程就要确定a0和a1,应用《最小二乘法原理》,将实测值Yi与利用(式1-1)计算值(Y计= a0+a1X)的离差(Yi-Y计)的平方和`〔∑(Yi - Y计)2〕最小为“优化判据”。
令: φ = ∑(Yi - Y计)2 (式1-2)把(式1-1)代入(式1-2)中得:φ = ∑(Yi - a0 - a1 Xi)2 (式1-3)当∑(Yi-Y计)平方最小时,可用函数φ 对a0、a1求偏导数,令这两个偏导数等于零。
最小二乘法
4.最小二乘法线性拟合我们知道,用作图法求出直线的斜率a 和截据b ,可以确定这条直线所对应的经验公式,但用作图法拟合直线时,由于作图连线有较大的随意性,尤其在测量数据比较分散时,对同一组测量数据,不同的人去处理,所得结果有差异,因此是一种粗略的数据处理方法,求出的a 和b 误差较大。
用最小二乘法拟合直线处理数据时,任何人去处理同一组数据,只要处理过程没有错误,得到的斜率a 和截据b 是唯一的。
最小二乘法就是将一组符合Y=a+bX 关系的测量数据,用计算的方法求出最佳的a 和b 。
显然,关键是如何求出最佳的a 和b 。
(1) 求回归直线设直线方程的表达式为:bx a y += (2-6-1)要根据测量数据求出最佳的a 和b 。
对满足线性关系的一组等精度测量数据(x i ,y i ),假定自变量x i 的误差可以忽略,则在同一x i 下,测量点y i 和直线上的点a+bx i 的偏差d i 如下:111bx a y d --=222bx a y d --=n n n bx a y d --=显然最好测量点都在直线上(即d 1=d 2=……=d n =0),求出的a 和b 是最理想的,但测量点不可能都在直线上,这样只有考虑d 1、d 2、……、d n 为最小,也就是考虑d 1+d 2+……+d n 为最小,但因d 1、d 2、……、d n 有正有负,加起来可能相互抵消,因此不可取;而|d 1|+|d 2|+……+ |d n |又不好解方程,因而不可行。
现在采取一种等效方法:当d 12+d 22+……+d n2对a 和b 为最小时,d 1、d 2、……、d n 也为最小。
取(d 12+d 22+……+d n 2)为最小值,求a 和b 的方法叫最小二乘法。
令 ∑==ni idD 12=2112][i i ni ni ib a y dD --==∑∑== (2-6-2)D 对a 和b 分别求一阶偏导数为:][211∑∑==---=∂∂ni i n i i x b na y a D][21211∑∑∑===---=∂∂ni i n i i n i i i x b x a y x b D 再求二阶偏导数为:n a D 222=∂∂; ∑==∂∂n i i x b D 12222 显然: 0222≥=∂∂n a D ; 021222≥=∂∂∑=n i i x b D 满足最小值条件,令一阶偏导数为零:011=--∑∑==ni i ni ix b na y(2-6-3)01211=--∑∑∑===ni i ni i ni ii x b x a yx (2-6-4)引入平均值: ∑==ni i x n x 11; ∑==n i i y n y 11;∑==n i i x n x 1221; ∑==ni i i y x n xy 11则: 0=--x b a y02=--x b x a xy (2-6-5) 解得: x b y a -= (2-6-6)22xx y x xy b --=(2-6-7)将a 、b 值带入线性方程bx a y +=,即得到回归直线方程。
最小二乘法知识
最小二乘法知识最小二乘法是一种最优化方法,经常用于拟合数据和解决回归问题。
它的目标是通过调整模型参数,使得模型的预测值与观测值之间的差异最小。
最小二乘法的核心思想是最小化误差的平方和。
对于给定的数据集,假设有一个线性模型y = β₀ + β₁x₁ + β₂x₂ + ... +βₙxₙ,其中β₀, β₁, β₂, ... , βₙ 是需要求解的未知参数,x₁, x₂, ... , xₙ 是自变量,y 是因变量。
那么对于每个样本点 (xᵢ, yᵢ),可以计算其预测值ŷᵢ = β₀ + β₁x₁ + β₂x₂ + ... + βₙxₙ,然后计算预测值与实际值之间的差异 eᵢ = yᵢ - ŷᵢ。
最小二乘法的目标是使得误差的平方和最小化,即最小化目标函数 E = ∑(yᵢ - ŷᵢ)²。
对于简单的线性回归问题,即只有一个自变量的情况下,最小二乘法可以通过解析方法求解参数的闭合解。
我们可以通过求偏导数,令目标函数对参数的偏导数等于零,求解出参数的最优解。
然而,对于复杂的非线性回归问题,解析方法通常不可行。
在实际应用中,最小二乘法通常使用迭代方法进行求解。
一种常用的迭代方法是梯度下降法。
梯度下降法通过反复进行参数更新的方式逐步降低目标函数的值,直到收敛到最优解。
具体而言,梯度下降法首先随机初始化参数的值,然后计算目标函数对于每个参数的偏导数,根据偏导数的方向更新参数的值。
迭代更新的过程可以通过下式表示:βₙ = βₙ - α(∂E/∂βₙ)其中,α 是学习率参数,控制每次更新参数的步长。
学习率需要适当选择,过小会导致收敛过慢,过大会导致震荡甚至不收敛。
最小二乘法除了可以用于线性回归问题,还可以用于其他类型的回归问题,比如多项式回归。
在多项式回归中,我们可以通过增加高次项来拟合非线性关系。
同样地,最小二乘法可以通过调整多项式的系数来使得拟合曲线与实际数据更加接近。
除了回归问题,最小二乘法还可以应用于其他领域,比如数据压缩、信号处理和统计建模等。
最小二乘法概述
最小二乘法一、简介最小二乘法,又称最小平方法,是一种数学技术。
它通过最小误差的平方和寻找数据函数的最佳匹配。
最小二乘法是提供“观测组合”的主要工具之一,它依据对某事件的大量观测而获得“最佳”结果或“最可能”表现形式。
如已知两变量为线性关系bx a y +=,对其进行)2(>n n 次观测而获得n 对数据。
若将这n 对数据代入方程求解a ,b 之值则无确定解。
最小二乘法提供了一个求解方法,其基本思想就是寻找“最接近”这n 个观测点的直线。
最小二乘法不仅是19世纪最重要的统计方法,而且还可以称为数理统计学之灵魂。
相关回归分析、方差分析和线性模型理论等数理统计学的几大分支都以最小二乘法为理论基础。
作为其进一步发展或纠正其不足而采取的对策,不少近现代的数理统计学分支也是在最小二乘法基础上衍生出来的。
最小二乘法之于数理统计学,有如微积分之于数学,这并非夸张之辞。
统计学应用的几个分支如相关分析、回归分析、方差分析和线性模型理论等,其关键都在于最小二乘法的应用不少现代的统计学研究是在此法的基础上衍生出来,作为其进一步发展或纠正其不足之处而采取的对策,如回归分析中一系列修正最小二乘法而产生的估计方法等就是最好的例子。
二、创立思想勒让德在先驱者解线性方程组的基础上,以整体的思想方法创立了最小二乘法;高斯由寻找随机误差函数为突破,以独特的概率思想导出了正态分布,详尽地阐述了最小二乘法的理论依据。
最小二乘法(OLSE)的思想就是要使得观测点和估计点的距离平方和达到最小,在各方程的误差之间建立一种平衡,从而防止某一极端误差,对决定参数的估计值取得支配地位,有助于揭示系统的更接近真实的状态。
这里的“二乘”指的是用平方来度量观测点与估计点的远近,“最小”指的是参数的估计值要保证各个观测点与估计点的距离的平方和达到最小。
三、原理设一组数据(,)i i x y (1,2,,)i n = ,现用近似曲线)(x y ϕ=拟合这组数据,“拟合得最好”的标准是所选择的()x ϕ在i x 处的函数值()i x ϕ(1,2,,)i n = 与i y (1,2,,)i n = 相差很小,即偏差(也称残差)()i i x y ϕ-(1,2,,)i n = 都很小.一种方法是使偏差之和()1ni i i x y ϕ=⎡⎤⎣⎦∑-很小来保证每个偏差都很小.但偏差有正有负,在求和的时候可能相互抵消.为了避免这种情况,还可使偏差的绝对值之和()1||ni i i x y ϕ=-∑为最小.但这个式子中有绝对值符号,不便于分析讨论.由于任何实数的平方都是正数或零,因而我们可选择使“偏差平方和21ni i i x y ϕ=-∑[()]最小”的原则来保证每个偏差的绝对值都很小,从而得到最佳拟合曲线y =()x ϕ.这种“偏差平方和最小”的原则称为最小二乘原则,而按最小二乘法原则拟合曲线的方法称为最小二乘法或称最小二乘曲线拟合法.一般而言,所求得的拟合函数可以使不同的函数类,拟合曲线()x ϕ都是由m 个线性无关函数()1x ϕ,()2x ϕ ,…, ()m x ϕ的线性组合而成,即()()()()1122m m x a x a x a x ϕϕϕϕ=+++…)1(-<n m ,其中1a ,2a ,…,m a 为待定系数.线性无关函数()1x ϕ,()2x ϕ ,…()m x ϕ,称为基函数,常用的基函数有: 多项式:1,x , 2x ,…,m x ;三角函数: sin x ,sin 2x ,…,sin mx ;指数函数:x x x m e e e λλλ,,,21 ,x λ2e,…,x λme.最小二乘法又称曲线拟合,所谓“ 拟合” ,即不要求所作的曲线完全通过所有的数据点,只要求所得的近似曲线能反映数据的基本趋势,它的实质是离散情况下的最小平方逼近.四、运用曲线拟合做最小二乘法 1 一元线性拟合已知实测到的一组数据(,)i i x y (1,2,,)i n = ,求作这组数据所成的一元线性关系式.设线性关系式为y a bx =+,求出a 和b 即可.法一:即要满足则)(令,0,0,,12=∂∂=∂∂--=∑=bsa sb a bx a y s ni i i ,则,a b 要满足s a ∂∂=0,sb∂∂=0.即 11()()ni i i n i i ii sy a bx a s y a bx x b==∂⎧--⎪⎪∂⎨∂⎪--⎪∂⎩∑∑=-2=0=-2=0化简得112111n n i i i i nn ni i i i i i i b a x y n n a x b x x y =====⎧⎪⎪⎨⎪⎪⎩∑∑∑∑∑1+=+= 从中解出1112211111n n n i i i ii i i n n i i i i n n i ii i n x y x yb n x x b a y x n n =======⎧⎪⎪⎪⎛⎫ ⎪⎨⎝⎭⎪⎪⎪⎩∑∑∑∑∑∑∑-=-=- (1) 法二:将i x ,i y 代入y a bx =+得矛盾方程组1122n y a bx y a bx y a bx n=+⎧⎪=+⎪⎨⎪⎪=+⎩ (2) 令A =12111n x x x ⎛⎫ ⎪⎪ ⎪ ⎪⎝⎭ ,B =12n y y y ⎛⎫⎪ ⎪ ⎪ ⎪⎝⎭,则(2)式可写成b B A a ⎛=⎫⎪⎝⎭,则对应的正规方程组为TTa b A B A A ⎛=⎫ ⎪⎝⎭,所以a b ⎛⎫ ⎪⎝⎭=1()T TA A AB -,其中A 称为结构矩阵,B 称为数据矩阵,T A A 称为信息矩阵,TA B 称为常数矩阵.2 多元线性拟合设变量y 与n 个变量1x ,2x ,…,n x (1n ≥)内在联系是线性的,即有如下关系式∑=+=nj j j x a a y 10,设j x 的第i 次测量值为ij x ,对应的函数值为i y (1,2,,)i m = ,则偏差平方和为s ='220111()()mm ni i i i ij i i j y y y a a x ===-=--∑∑∑,为了使s 取最小值得正规方程组011001111011202020m n i j ij i j m n i j ij i i j m n i j ij in i j ns y a a x a s y a a x x a s y a a x x a ======⎧∂⎛⎫=---=⎪ ⎪∂⎝⎭⎪⎪∂⎛⎫=---=⎪⎪∂⎨⎝⎭⎪⎪⎪∂⎛⎫=---=⎪ ⎪∂⎝⎭⎩∑∑∑∑∑∑ (3) 即011101111n m mij j i j i i mn m mik ij ik jik i i j i i ma x a y x a x x a x y =======⎧⎛⎫+= ⎪⎪⎝⎭⎪⎨⎛⎫⎪+= ⎪⎪⎝⎭⎩∑∑∑∑∑∑∑1,2,,k n = . (4) 将实验数据(,)i i x y 代入(4)式,即得m a a a ,,,10 .3 指数函数拟合科学实验得到一组数据(,)i i x y (1,2,,)i n = 时,还可以考虑用指数函数为基函数来拟合,此时设拟合函数具有形式bxy ae =(,a b 为待定系数).对上式两端取自然对数可得:ln ln y a bx =+ (9)令Y =ln y ,0ln b a =,则(9)式可转化为一元线性函数形式0Y b bx =+,此时将指数函数拟合转化成了一元线性拟合,利用一元线性拟合中的两种方法均可求出0b 和b ,继而根据0b a e =可求出a ,从而得出因变量y 与自变量x 之间的函数关系式0b bx bx y ae e +==4 对数函数拟合科学实验得到一组数据(,)i i x y (1,2,,)i n = 时,还可以考虑用对数函数为基函数来拟合,此时设拟合函数具有形式ln y a b x =+(0)x >(,a b 为待定系数).0b >时,y 随x 增大而增大,先快后慢;0b <时,y 随x 增大而减小,先快后慢.当以y 和ln x 绘制的散点图呈直线趋势时,可考虑采用对数函数描述y 与x 之间的非线性关系,式中的b 和a 分别为斜率和截距.这时令X =ln x ,就可以利用一元线性拟合的方法来求解.更一般的对数函数还可设为y =()ln a b x k ++,式中k 为一常量.五 举例例1 使电流通过2Ω的电阻,用伏特表测量电阻两端的电压V .测得数据如下表:t I /A1 2 4 6 8 10 t V /V1.83.78.212.015.820.2试用最小二乘法建立I 与V 之间的一元经验公式(有效数字保留到小数点后第3位). 解:可取一次线性关系式V a bI =+作为I 与V 之间的一元经验公式. 将数据代入得矛盾方程组1.82 3.748.2612.0815.81020.2a b a b a b a b a b a b +=⎧⎪+=⎪⎪+=⎨+=⎪⎪+=⎪+=⎩ 令1112141618110A ⎛⎫ ⎪ ⎪ ⎪= ⎪ ⎪ ⎪ ⎪ ⎪⎝⎭, 1.83.78.212.015.820.2B ⎛⎫ ⎪ ⎪ ⎪= ⎪ ⎪ ⎪ ⎪ ⎪⎝⎭,则上述矛盾方程组可写成矩阵形式0a A B b ⎛⎫-= ⎪⎝⎭由此得出其正规方程组0T T a A A A B b ⎛⎫-= ⎪⎝⎭,将数据代入即得63161.7031221442.4a b ⎛⎫⎛⎫⎛⎫-= ⎪⎪ ⎪⎝⎭⎝⎭⎝⎭,解之得0.212.032a b =-⎧⎨=⎩,故所求经验公式为0.2152.V I =-+. 例 2 在在开发一种抗过敏性的新药时,要对不同剂量的药效进行实验.10名患者各服用了该新药的一个特定的剂量.药物消失时立即纪录.观测值列于下表中.x 是剂量,y 是症状消除持续的日数.用7个不同的剂量, 其中3个剂量重复给两名患者.试给出y 与x 之间的一元经验公式(保留3位有效数字).1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 ∑ /i x mg334566788959/i y d9 5 12 9 14 16 22 18 24 22 1512i x 9 9 16 25 36 36 49 64 64 81 389i i x y271548458496154144192198 1003解:可设y 与x 之间的经验公式为y a bx =+. 由上表可知,101i i x =∑59=,101i i y =∑151=,101i i i x y =∑1003=,1021i i x =∑389=,2101i i x =⎛⎫ ⎪⎝⎭∑3481= 再由(1)式可求得,1010101112101021110101003591512.7410389348110i i i ii i i i i i i x y x y b x x =====-⨯-⨯===⨯-⎛⎫- ⎪⎝⎭∑∑∑∑∑10101111 2.7415159 1.0710101010i i i i b a y x ===-=⨯-⨯=-∑∑所以y 与x 之间的经验公式为 1.07 2.74y x =-+.最小二乘法能将从实验中得出的一大堆看上去杂乱无章的数据中找出一定的规律,拟合成一条曲线来反映所给数据特点。
最小二乘法
其中:������������ = ������������ − ������������观测
周期误差的计算
• 测距仪轴向与标准钢卷尺平行,多次移动 棱镜,分别读取测距仪和钢卷尺读数 ������������ , ������0������
• 根据������������ = ������������ − ������0������ 可获得一组 ������������ , ������������ • 根据相位������������ =
最小二乘法
什么是参数估计?
• 最小二乘法是一种参数估计原则 • 参数估计是指从带有误差的观测值中提取我们感兴趣 • 典型的参数估计: 通过测量多条标准基线求得测距仪的加、乘常数 通过三角测量求得被测点的平面坐标 距离交会,求得被测点的坐标
欧式距离最短
• 假设某观测方程为: ������11 ������12 ������1 ������ ������2 = ������21 ������22 ������1 2 ������31 ������32 ������3 • 可写为: ������11 ������12 ������1 ������2 = ������1 ������21 + ������2 ������22 ������31 ������32 ������3
如果我们只知道A有一辆百万级豪车,而不了解 其他任何相关信息,我们更愿意相信,A的年收 入为100万,而不会倾向于相信他的年收入为20 万
• 因此,当我们只有一个观测值x的时候,我 们更愿意相信,真值就等于x,因为此时概 率密度最大
当我们进行了多次观测,得到多个观测值 ( ������1 , ������2 , ⋯ )由于每次观测相互独立,因此 有联合概率分布(似然函数):
最小二乘法简介PPT课件
在实际问题中,σi2通常是未知的,当自 变量水平以系统的形式变化时,取 ωi=1/xi2
-
15
5.3 WLS模型
加权后的最小二乘估计模型为:
n
s (i yi a bxi)2 i 1
令 s 0, s 0 a b
n
n
n
xi
y
-
i
xi
yi
i1
i1
i1
n
n
i1
x
2 i
-
n
i1
xi
2
-
a
=
1 n
n
y
-
i
i1
b n
n
xi
i1
8
2、多元性拟合
设变量y与n个变量x1,x2,…,xn(n≥1)内在联系是
线性的,即有y=a0+∑ajxj(j=1,...,n)。
m
n
s (yi a0 a j xij)2
i 1
j 1
令 s 0, s 0 a0 a j
s
a
0
m
2
yi
i1
a0
n
a
j xij
j 1
0
s a1
2
m
i1
yi
a0
n
j 1
a
j
x ij
x
i1
0
s
a
n
m
2
yi
a0
n
a
j xij
x
i
n
i1
j 1
0
- a0,a1,,am的值9
最小二乘法的创立及其思想方法
最小二乘法的创立及其思想方法最小二乘法是一种数学统计方法,广泛应用于各种领域,如线性回归、曲线拟合、数据拟合等。
它的创立可以追溯到18世纪末,法国数学家勒让德在其著作《解析力学》中首次提出。
从那时起,最小二乘法逐渐成为数学、统计学和经济学等领域的重要工具。
最小二乘法的基本概念是:找到一个函数或模型,使得它与给定数据之间的平方误差之和最小。
这个函数或模型可以是一次线性、二次曲线或者其他更为复杂的模型。
最小二乘法具有广泛的应用范围,例如在机器学习中的线性回归、时间序列分析中的自回归模型、金融中的资本资产定价模型等。
收集数据:从总体中抽取样本数据,这些数据通常包括自变量和因变量。
建立模型:根据数据的特征和问题的实际情况,选择一个合适的函数或模型作为预测模型。
计算平方误差:将实际观测值与模型预测值之间的差距平方,计算出平方误差。
最小化误差:通过最小化平方误差之和,找到一个最优的模型参数,使得预测值与实际观测值之间的差距尽可能小。
求解最优参数:通常使用代数方法或迭代方法来求解最小二乘问题,例如线性回归中的正规方程法或梯度下降法。
评估模型:使用诸如R-squared等统计指标来评估模型的拟合优度,并检查是否存在过拟合或欠拟合。
最小二乘法在各个领域都有广泛的应用实例。
例如,在机器学习中,我们可以使用最小二乘法来训练线性回归模型,预测连续型变量的值;在经济学中,最小二乘法可以用于估计资产价格受各种因素影响的关系;在测量学中,最小二乘法可以用于拟合实验数据,得到更加精确的测量结果。
最小二乘法是一种非常实用的数学方法,它通过最小化平方误差之和来找到最佳的模型参数,从而提高了模型的拟合优度和预测准确性。
在实际应用中,我们需要根据具体的领域和数据特征来选择合适的函数或模型,并根据实际数据情况进行参数调整和优化。
在统计学和数据分析领域,最小二乘法是一种常用的参数估计方法,用于拟合线性模型并预测数据。
然而,在某些情况下,经典最小二乘法可能无法提供完全准确的结果,这时需要使用全最小二乘法。
最小二乘法
第七章 最小二乘法最小二乘法是实验数据处理的一种基本方法。
它给出了数据处理的一条准则,即在最小二乘以一下获得的最佳结果(或最可信赖值)应使残差平方和最小。
基于这一准则所建立的一整套的理论和方法,为随机数据的处理提供了行之有效的手段,成为实验数据处理中应用十分广泛的基础内容之一。
自1805年勒让得(Legendre )提出最小二乘法以来,这一方法得到了迅速发展,并不断完善,成为回归分析、数理统计等方面的理论基础之一,广泛地应用于天文测量,大地测量及其他科学实验的数据处理中。
现代,矩阵理论的发展及电子计算机的广泛应用,为这一方法提供了新的理论工具和得力的数据处理手段。
随着计量技术及其他现代科学技术的迅速发展,最小二乘法在各学科领域将获得更为广泛的应用。
本章仅涉及独立的测量数据的最小二乘法处理。
以等精度线性参数的最小二乘法为中心,叙述最小二乘法原理,正规方程和正规方程的解,以及最小二乘估计的精度估计。
最后给出测量数据最小二乘法处理的几个例子。
7 .1 最小二乘法原理县考察下面的例子。
设有一金属尺,在温度()C t ︒条件下的长度可表示)1(0t y y t α+=式中 y 0——温度为0°C 时的金属尺的长度;α——金属材料的线膨胀系数; t ——测量尺长时的温度。
现要求给出y 0与α的数值。
为此,可在t 1与t 2两个温度条件下分别测得尺的长度l 1与l 2,得方程组()()⎭⎬⎫+=+=20210111t y l t y l αα由此可解得y 0与α。
事实上,由于测量结果l 1与l 2含有测量误差,所得到的y 0与α的值也含有误差。
显而易见,为减小所得y 0与α值的误差,应增加y t 的测量次数,以便利用抵偿性减小测量误差的影响。
设在n t t t ,,,21 温度条件下分别测得金属尺的长度n l l l ,,,21 共n 个结果,可列出方程组⎪⎪⎭⎪⎪⎬⎫+=+=+=)1()1()1(0202101n n t y l t y l t y l ααα)1(0t y y t α+=但由于方程式的数目n 多于待求量的数目,所以无法直接利用代数法求解上述方程组。
最小二乘法——精选推荐
最⼩⼆乘法⼀. 简介⾸先来看百度百科对最⼩⼆乘法的介绍:最⼩⼆乘法(⼜称最⼩平⽅法)是⼀种数学优化技术。
它通过最⼩化误差的平⽅和寻找数据的最佳函数匹配。
利⽤最⼩⼆乘法可以简便地求得未知的数据,并使得这些求得的数据与实际数据之间误差的平⽅和为最⼩。
最⼩⼆乘法还可⽤于曲线拟合。
其他⼀些优化问题也可通过最⼩化能量或最⼤化熵⽤最⼩⼆乘法来表达。
简⽽⾔之,最⼩⼆乘法同梯度下降类似,都是⼀种求解⽆约束最优化问题的常⽤⽅法,并且也可以⽤于曲线拟合,来解决回归问题。
最⼩⼆乘法实质就是最⼩化“均⽅误差”,⽽均⽅误差就是残差平⽅和的1/m(m为样本数),同时均⽅误差也是回归任务中最常⽤的性能度量。
⼆. 对于⼀元线性模型如果以最简单的⼀元线性模型来解释最⼩⼆乘法。
回归分析中,如果只包括⼀个⾃变量和⼀个因变量,且⼆者的关系可⽤⼀条直线近似表⽰,这种回归分析称为⼀元线性回归分析。
如果回归分析中包括两个或两个以上的⾃变量,且因变量和⾃变量之间是线性关系,则称为多元线性回归分析。
对于⼆维空间线性是⼀条直线;对于三维空间线性是⼀个平⾯,对于多维空间线性是⼀个超平⾯...对于⼀元线性回归模型, 假设从总体中获取了m组观察值(X1,Y1),(X2,Y2), …,(Xm,Ym)。
对于平⾯中的这m个点,可以使⽤⽆数条曲线来拟合。
要求样本回归函数尽可能好地拟合这组值。
综合起来看,这条直线处于样本数据的中⼼位置最合理。
选择最佳拟合曲线的标准可以确定为:使总的拟合误差(即总残差)达到最⼩。
有以下三个标准可以选择:(1)⽤“残差和最⼩”确定直线位置是⼀个途径。
但可能会出现计算“残差和”存在相互抵消的问题。
(2)⽤“残差绝对值和最⼩”确定直线位置也是⼀个途径。
但绝对值的计算⽐较⿇烦。
(3)最⼩⼆乘法的原则是以“残差平⽅和最⼩”确定直线位置。
⽤最⼩⼆乘法除了计算⽐较⽅便外,得到的估计量还具有优良特性。
这种⽅法对异常值⾮常敏感。
最常⽤的是普通最⼩⼆乘法( Ordinary Least Square,OLS):所选择的回归模型应该使所有观察值的残差平⽅和达到最⼩。
(完整word版)最小二乘法(word文档良心出品)
最小二乘法基本原理:成对等精度测得一组数据,试找出一条最佳的拟合曲线,使得这条曲线上的各点值与测量值的平方和在所有的曲线中最小。
我们用最小二乘法拟合三次多项式。
最小二乘法又称曲线拟合,所谓的“拟合”就是不要求曲线完全通过所有的数据点,只要求所得的曲线反映数据的基本趋势。
曲线的拟合几何解释:求一条曲线,使所有的数据均在离曲线的上下不远处。
第一节 最小二乘法的基本原理和多项式拟合 一最小二乘法的基本原理从整体上考虑近似函数)(x p 同所给数据点),(i i y x (i=0,1,…,m)误差i i i y x p r -=)((i=0,1,…,m)常用的方法有以下三种:一是误差i i i y x p r -=)((i=0,1,…,m)绝对值的最大值im i r ≤≤0max ,即误差 向量T m r r r r ),,(10 =的∞—范数;二是误差绝对值的和∑=mi ir 0,即误差向量r 的1—范数;三是误差平方和∑=mi ir02的算术平方根,即误差向量r 的2—范数;前两种方法简单、自然,但不便于微分运算 ,后一种方法相当于考虑 2—范数的平方,因此在曲线拟合中常采用误差平方和∑=mi ir02来 度量误差i r (i=0,1,…,m)的整体大小。
数据拟合的具体作法是:对给定数据 ),(i i y x (i=0,1,…,m),在取定的函数类Φ中,求Φ∈)(x p ,使误差i i i y x p r -=)((i=0,1,…,m)的平方和最小,即∑=m i ir 02=[]∑==-mi ii y x p 02min)(从几何意义上讲,就是寻求与给定点),(i i y x (i=0,1,…,m)的距离平方和为最小的曲线)(x p y =(图6-1)。
函数)(x p 称为拟合 函数或最小二乘解,求拟合函数)(x p 的方法称为曲线拟合的最小二乘法。
Φ可有不同的选取方法.6—1二多项式拟合假设给定数据点),(i i y x (i=0,1,…,m),Φ为所有次数不超过)(m n n ≤的多项式构成的函数类,现求一Φ∈=∑=nk k k n x a x p 0)(,使得[]min )(00202=⎪⎭⎫⎝⎛-=-=∑∑∑===mi mi n k i k i k i i n y x a y x p I (1)当拟合函数为多项式时,称为多项式拟合,满足式(1)的)(x p n 称为最小二乘拟合多项式。
最小二乘法
数值分析作业最小二乘法最小二乘法是提供“观测组合”的主要工具之一,它依据对某事件的大量观测而获得最佳”结果或最可能”表现形式。
如已知两变量为线性关系y= a+ bx,对其进行n(n> 2)次观测而获得n对数据。
若将这n对数据代入方程求解a,b之值则无确定解。
最小二乘法提供了一个求解方法,其基本思想就是寻找最接近”这n 个观测点的直线。
最小二乘法不仅是19世纪最重要的统计方法,而且还可以称为数理统计学之灵魂。
相关回归分析、方差分析和线性模型理论等数理统计学的几大分支都以最小二乘法为理论基础。
作为其进一步发展或纠正其不足而采取的对策,不少近现代的数理统计学分支也是在最小二乘法基础上衍生出来的。
正如美国统计学家斯蒂格勒(S.M. Stigler)所说,最小二乘法之于数理统计学犹如微积分之于数学”最小二乘法创立的历史过程充满着丰富的科学思想,这些对今日的数学创造仍有着重要的启示意义。
本文旨在全面认识最小二乘法的历史系统发育过程以及创立者的思路。
一先驱者的相关研究天文学和测地学的发展促进了数理统计学及其他相关科学的发展。
丹麦统计史家哈尔德曾指出天文学在数理统计学发展中所起的作用。
“天文学自古代至18 世纪是应用数学中最发达的领域。
观测和数学天文学给出了建立数学模型及数据拟合的最初例子,在此种意义下,天文学家就是最初的数理统计学家。
天文学的问题逐渐引导到算术平均,以及参数模型中的种种估计方法,以最小二乘法为顶峰。
” 这也说明了最小二乘法的显著地位。
有关统计计算思想记载的著作要首推天文学家罗杰柯茨的遗作,即1715年其所发论文中所蕴含的统计方法,亦即对各种观测值赋予加权后求其加权平均。
尽管当时得到认可,然而事实证明如此计算的结果不太精确。
1749年,欧拉(L. Euler,1707—1783)在研究木星和土星之间相互吸引力作用对各自轨道影响时,最后得到一个含8个未知量75个方程的线性方程组。
欧拉的求解方法繁杂而奇特,只能看作是一次尝试。
高中数学-1.8-最小二乘估计课件-北师大必修3
2.做一做(请把正确的答案写在横线上) (1)对于线性回归方程y=2.75x+9,当x=4时,y的估计值是 __________. (2)散点图中n个点的中心是__________.
【解析】(1)将x=4代入y=2.75x+9得y的估计值为20.
答案:20
(2)因为 x x1 x2 xn ,
如表
i
xi
yi
x
2 i
xiyi
1
3
2
9
6
2
5
3
25
15
3
6
3
36
18
4
7
4
49
28
5
9
5
81
45
合计
30
17
200
112
进而可求得b=112 5 6 3.4 10 1 .
200 5 6 6 20 2
a=3.4- 1 ×6=0.4,
2
所以利润额y对销售额x的线性回归方程为:y=0.5x+0.4.
估计它们之间的联,
n
用 y 表示 y1 y2 yn ,
n
由最小二乘法可以求得
x1y1 x2y2 xn yn n x y
b=_____x_12 __x_22_____x__2n __n_x_2_____,a=__y__b__x__,这样得到的直线 方程y=a+bx称为线性回归方程,a,b是线性回归方程的_系__数__.
(2)当销售额为4千万元时,利润额为:
y=0.5×4+0.4=2.4(百万元).
【误区警示】求线性回归方程的关键是计算直线的斜率和截距 的估计值,往往因计算不准导致错误.
最小二乘法的计算方法
题目
最小二乘法计算公式是什么?
答案解析
最小二乘法公式是一个数学的公式,在数学上称为曲线拟合,此处所讲最小二乘法,专指线性回归方程!最小二乘法公式为a=y(平均)-b*x(平均)。
最小二乘法((又称最小平方法)是一种数学优化技术。
它通过最小化误差的平方和寻找数据的最佳函数匹配。
利用最小二乘法可以简便地求得未知的数据,并使得这些求得的数据与实际数据之间误差的平方和为最小。
扩展资料:
普通最小二乘估计量具有上述三特性:
1、线性特性
所谓线性特性,是指估计量分别是样本观测值的线性函数,亦即估计量和观测值的线性组合。
2、无偏性
无偏性,是指参数估计量的期望值分别等于总体真实参数。
3、最小方差性
所谓最小方差性,是指估计量与用其它方法求得的估计量比较,其方差最小,即最佳。
最小方差性又称有效性。
这一性质就是著名的高斯一马尔可夫((Gauss-Markov)定理。
这个定理阐明了普通最小二乘估计量与用其它方法求得的任何线性无偏估计量相比,它是最佳的。
最小二乘法简介
x a11 x a22 x… amm x (m n 1)
其中,a1,a2,...,am为待定系数,φ1(x),φ2(x),...,φm(x) 称为基函数。常用的基函数有: 多项式:1,x, x2,…,xm; 三角函数:sinx,sin2x,...,sinmx;
i1
(
yi
a
bห้องสมุดไป่ตู้i
)=0
s
b
n
=-2
i1
(
yi
a
bxi
)xi=0
b=
n
n
n
n xi yi- xi yi
i 1
i 1 i 1
n
n
i 1
xi2-
n
i 1
xi
2
a=
1 n
n
i 1
yi-
b n
n
i 1
xi
2、多元性拟合
n
s (i yi a bxi)2 i 1
令 s 0, s 0 a b
四、最小二乘法应用
利用实际试验采集到的数据,建立 回归模型,运用最小二乘估计进行趋势 分析及预测,比如经济趋势预测,工业 产量控制等等。
高斯
由寻找随机误差函数为突破,以独特的概率思想导出 了正态分布,详尽地阐述了最小二乘法的理论依据。
设一组数据(xi ,yi)(i=1,2,...,n),现用近似
曲线y=φ(xi)拟合这组数据,“拟合得最好”的标
准是所选择的φ(xi)在xi处的函数值
一文让你彻底搞懂最小二乘法(超详细推导)
一文让你彻底搞懂最小二乘法(超详细推导)要解决的问题在工程应用中,我们经常会用一组观测数据去估计模型的参数,模型是我们根据先验知识定下的。
比如我们有一组观测数据 ( x i , y i ) (x_i,y_i) (xi,yi)(一维),通过一些数据分析我们猜测 y y y和 x x x之间存在线性关系,那么我们的模型就可以定为: f ( x ) = k x + b f(x)=kx+bf(x)=kx+b这个模型只有两个参数,所以理论上,我们只需要观测两组数据建立两个方程,即可解出两个未知数。
类似的,假如模型有n n n个参数,我们只需要观测 n n n组数据就可求出参数,换句话说,在这种情况下,模型的参数是唯一确定解。
但是在实际应用中,由于我们的观测会存在误差(偶然误差、系统误差等),所以我们总会做多余观测。
比如在上述例子中,尽管只有两个参数,但是我们可能会观测 n n n组数据( x 1 , y 1 ) . . , ( x n , y n ) (x_1, y_1)..,(x_n, y_n) (x1,y1)..,(xn,yn),这会导致我们无法找到一条直线经过所有的点,也就是说,方程无确定解。
于是这就是我们要解决的问题:虽然没有确定解,但是我们能不能求出近似解,使得模型能在各个观测点上达到“最佳“拟合。
那么“最佳”的准则是什么?可以是所有观测点到直线的距离和最小,也可以是所有观测点到直线的误差(真实值-理论值)绝对值和最小,也可以是其它,如果是你面临这个问题你会怎么做?早在19世纪,勒让德就认为让“误差的平方和最小”估计出来的模型是最接近真实情形的。
为什么是误差平方而不是另一个?就连欧拉和拉普拉斯都没能成功回答这个问题。
后来高斯建立了一套误差分析理论,从而证明了系统在误差平方和最小的条件下是最优的。
证明这个理论并不难。
我写了另一篇关于最小二乘法原理理解的博客。
相信你了解后会对最小二乘法有更深的理解。
最小二乘法的创立及其思想方法
最小二乘法的创立及其思想方法一、本文概述1、介绍最小二乘法的历史背景及其在统计学和数据分析中的重要性。
最小二乘法,这一数学分析方法的历史可以追溯到19世纪初的欧洲。
当时,天文学家、数学家和统计学家们正面临着如何从有限的观测数据中提取最大信息的问题。
最小二乘法的出现,为这一难题提供了有效的解决方案,并迅速在统计学、数据分析以及众多科学领域中得到广泛应用。
最小二乘法最初由法国数学家阿德里安-马里·勒让德在1805年提出,他尝试使用这一方法来预测行星轨道。
随后,在1809年和1810年,意大利天文学家朱塞普·皮亚齐分别独立地发表了最小二乘法在天文学领域的应用。
到了19世纪中叶,英国统计学家卡尔·弗里德里希·高斯重新发现了这一方法,并详细阐述了其在测量误差分析中的优势,进一步推动了最小二乘法在统计学中的普及。
随着计算机技术的飞速发展,最小二乘法在数据分析领域的应用也日益广泛。
它不仅被用于线性回归分析,还扩展到了非线性回归、时间序列分析、信号处理等多个领域。
通过最小二乘法,研究者可以从数据中提取出隐藏在背后的规律,为科学研究和决策提供有力支持。
因此,最小二乘法在统计学和数据分析中的重要性不言而喻。
它不仅是一种有效的数学工具,更是一种科学的思维方法,帮助我们更好地理解和分析现实世界中的复杂数据。
2、阐述本文的目的和结构,为读者提供文章的整体框架。
本文的主要目的是对最小二乘法的创立过程及其背后的思想方法进行深入的探讨和阐述。
最小二乘法作为一种数学优化技术,广泛应用于回归分析、数据拟合、预测分析等多个领域,具有极高的实用价值。
通过揭示最小二乘法的创立背景、发展脉络和思想内涵,本文旨在为读者提供一个全面、系统的理解框架,以便读者能够更好地掌握和应用这一重要的数学工具。
在结构上,本文首先将对最小二乘法的历史背景进行简要回顾,介绍其创立的时代背景和数学基础。
接着,本文将详细阐述最小二乘法的数学原理,包括其基本假设、求解方法以及与其他数学方法的联系和区别。
最小二乘法PPT课件
一、问题背景
• 在多数估计和曲线拟合的问题中,不论是 参数估计还是曲线拟合,都要求确定某些(或 一个)未知量,使得所确定的未知量能最好地 适应所测得的一组观测值,即对观测值提供 一个好的拟合。
• 解决这类问题最常用的方法就是最小二乘 法。
• 在一些情况下,即使函数值不是随机变量, 最小二乘法也可使用。
数
,aˆ1
,…,
aˆ2
。这样aˆk求出的参数叫参数的最小二乘估计。
第6页/共74页
正规方程
=最小
• 根据数学分析中求函数极值的条件:
共得k个方程,称正规方程,求此联立方程的解可得出诸参数估计值
(j=1,2,…,k)。 aˆ 等精度观测的情况,若诸观测值yi是不等精度的观测,即它们服从不 同的方差σi2的正态分布N(0,1),那么也不难证明,在这种情况下,最小二乘 法可改为:
正规方程(5—19)组,还可表示成如下形式
表示成矩阵形式为
第23页/共74页
线性参数正规方程的矩阵形式
又因
(5-21)
有 即 若令 则正规方程又可写成 若矩阵C是满秩的,则有
(5-22)
(5-22) (5-23)
第24页/共74页
的数学期望Xˆ
因 可见 Xˆ 是X的无偏估计。
式中Y、X为列向量(n ×1阶矩阵和t×l阶矩阵)
例5.3
• 试求例5.1中铜棒长度的测量精度。
已知残余误差方程为 将ti,li,值代人上式,可得残余误差为
第43页/共74页
(二)不等精度测量数据的精度估计
不等精度测量数据的精度估计与等精度测量数据的精度估计相似,只是公 式中的残余误差平方和变为加权的残余误差平方和,测量数据的单位权方差 的无偏估计为
18 全面最小二乘法
第十八讲 全面最小二乘法一、 法向回归一组测量数据()i i t ,s ,欲拟和直线最小二乘法采取目标函数:()2n12i 1i 2i 1E c ,c s c t c min ==--=∑它隐含了在测量中,i t 是精确测量的,只有i s 才测得不准确,而在实际测量中,i t ,i s 都是无法准确测量的,因此,采用法向回归更有可能。
点()i i t ,s 到直线12s c t c =+的距离为 故法向回归的目标函数为()()()()()()()()()()nn21i1i 2i i 1i 2222i 1i 1111n121i i i 1i 22i 11nn n1i 1i 21i i 1i 2i i 1i 22i 1i 1i 11n n1i i 1i 2i i 12i 1i 112c E2sc t c t s c t c c 1c 1c 2c c c s t s c t c 1c 2c c s c t c c s s c t c t s c t c 1c 2c s s c t c t s c 1c ========∂=--+---∂++=----+⎧⎫=--------⎨⎬+⎩⎭-=--+-+∑∑∑∑∑∑∑∑-()i 2t c 0⎧⎫-=⎨⎬⎩⎭将2c 代入之,可得 其中另一种推导方法:“±”中,“-”对应的E 的最大值作为比较,最小二乘法n2i 1i 2i 1s c t c min =--=∑给出例1. 7点测量()()()()()()()()i i t ,s 0,3.1,0.5,3.9,1,5.2,1.5,6.0,2,6.9, 2.5,8.0, 3.0,9.1=拟合直线12c t c s +=解:计算结果tt ss st t 1.5,s 6.02857,l 7,l 27.8743,l 13.95=≈=== 最小二乘法给出12c 1.99286,c 3.03929==全面最小二乘法(法向回归)给出12c 1.99709,c 3.03293==测量数据误差小,分布合理时,两种方法效果非常接近。
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第十八讲 全面最小二乘法一、 法向回归一组测量数据()i i t ,s ,欲拟和直线12s c t c =+最小二乘法采取目标函数:()2n12i 1i 2i 1E c ,c s c t c min ==--=∑它隐含了在测量中,i t 是精确测量的,只有i s 才测得不准确,而在实际测量中,i t ,i s 都是无法准确测量的,因此,采用法向回归更有可能。
2ct12c t c+(),i i t s点()i i t ,s 到直线12s c t c =+的距离为i 1i 2s c t c --故法向回归的目标函数为()22n12i1i 2i 1E c ,c sc t c min =⎛⎫=--=∑()()nni 1i 22i 1i 2i 1i 121E 112s c t c 0c s c t c 1c n ==∂=---=→=-∂+∑∑()()()()()()()()()()nn21i1i 2i i 1i 2222i 1i 1111n121i i i 1i 22i 11nn n1i 1i 21i i 1i 2i i 1i 22i 1i 1i 11n n1i i 1i 2i i 12i 1i 112c E2sc t c t s c t c c 1c 1c 2c c c s t s c t c 1c 2c c s c t c c s s c t c t s c t c 1c 2c s s c t c t s c 1c ========∂=--+---∂++=----+⎧⎫=--------⎨⎬+⎩⎭-=--+-+∑∑∑∑∑∑∑∑-()i 2t c 0⎧⎫-=⎨⎬⎩⎭将2c 代入之,可得1st21c c s c t ⎧⎪=⎪⎨⎪=-⎪⎩其中()()()()nii 1n ii 12n n n 22ss ii i i 1i 1i 1n n n n st i i i i i i i 1i 1i 1i 12n n n 22tt i i i i 1i 1i 11s s n 1t t n 1l s s s s ,n 1l s s t t s t s t n 1l t t t t n ============⎧=⎪⎪⎪=⎪⎪⎪⎛⎫⎪=-=- ⎪⎨⎝⎭⎪⎪⎛⎫⎛⎫=--=-⎪ ⎪⎪⎝⎭⎝⎭⎪⎪⎛⎫⎪=-=- ⎪⎪⎝⎭⎩∑∑∑∑∑∑∑∑∑∑∑∑ 另一种推导方法:()()n212i1i 22i 111E c ,c sc t c 1c ==--+∑()()()()n2i1i ni 12i 1i 1122i 121s s c t t E 10c s c t s c t E c ,c c n 1c ==⎡⎤---⎣⎦∂=→=-=-⇒=∂+∑∑()2ss 1st tt 11221l 2c l l c E c ,c 1c -+=+11stE0c c ∂=→=∂“±”中,“-”对应的E 的最大值作为比较,最小二乘法n2i 1i 2i 1s c t c min =--=∑给出st1tt 21l c l c s c t ⎧=⎪⎨⎪=-⎩ 例1. 7点测量()()()()()()()()i i t ,s 0,3.1,0.5,3.9,1,5.2,1.5,6.0,2,6.9, 2.5,8.0, 3.0,9.1=拟合直线12c t c s +=解:计算结果tt ss st t 1.5,s 6.02857,l 7,l 27.8743,l 13.95=≈=== 最小二乘法给出12c 1.99286,c 3.03929==全面最小二乘法(法向回归)给出12c 1.99709,c 3.03293==测量数据误差小,分布合理时,两种方法效果非常接近。
二 、全面最小二乘法(Totally Least Square Method )当方程Ax b =成为矛盾方程时,采用最小二乘法求解的观点实际上认为b 存在误差,而A 不存在误差,故应有ε,使得Ax b =+εε应尽量小以使得不至于严重得破坏方程2min →ε=全面最小二乘法采取如下观点解决矛盾方程的问题,不仅b 存在误差,A 也存在误差,故,存在E 和ε,使()A E x b +=+εE ε、也应该尽量小,以使得不至于严重偏离原方程[]FE |min →ε= ()[][]()x A E x b A |b E|01⎡⎤+=+ε⇔+ε=⎢⎥-⎣⎦记[][]x c A |b ,E|,v 1⎡⎤=∆=ε=⎢⎥-⎣⎦,则全面最小二乘解即求如下方程()c v 0+∆=的非零解v ,且v 的最后分量不能为零,而其中∆应满足Fmin ∆=引理:设m n r z C ⨯∈,且存在奇异值分解,1H r m nZ UV 0⨯σ⎡⎤⎢⎥⎢⎥=σ⎢⎥⎢⎥⎣⎦ ,其中12r 0σ≥σ≥≥σ> 。
又设1n s m nY UV (s r)0⨯σ⎡⎤⎢⎥⎢⎥=<σ⎢⎥⎢⎥⎣⎦ 则m nF F z C rankz sZ Y min Z z ⨯∈=-=- 首先来考虑F-范数。
设H m n P UQV ,U V ⨯=、分别为m 阶、n 阶酉矩阵。
Q 为m n ⨯阶矩阵(上式不一定是奇异值分解)。
则()()()()()()()mn m22HH H ijij ij Fiii,ji 1j 1i 1H H H H H H H 2H H Fpp p p PP tr PP tr P Ptr UQV VQ U tr UQQ U tr Q U UQ tr(Q Q)tr QQ Q===⎛⎫===== ⎪⎝⎭======∑∑∑∑(按照教材上的说法,正交相抵或酉相抵的矩阵与F 范数相同)r22iFi s 1X Y=+-=σ∑,又令H H z UTV T U zV =←=,则rrnm n2222ii i ii ij Fi 1i 1j 1i r 1j 1X zt t t ====+=-=-σ++∑∑∑∑∑对任意z 矩阵而言,各ij t 之间完全独立,则F x z -是可能等于零的。
但是rank(z)s r =<。
故F x z -不可能为零。
详细论证可知ij ii ii i t 0(i j),t 0(i s),t (i 1,2,,s)=≠=>=σ= 时,F x z -最小下面仅考虑在实际应用中非常常见的一种情况:m nnA C ⨯∈,m nn 1A b C ⨯+⎡⎤∈⎣⎦,即A 是列满秩的,A b ⎡⎤⎣⎦也是列满秩的。
这样,系数矩阵与增广矩阵的秩不相等,方程Ax b =不相容。
定理1: 设m n m (n 1)n n 1A C ,A b C ⨯⨯++⎡⎤∈∈⎣⎦具有如下的奇异值分解 1H 12n 1n 1C U V ,()0++σ⎡⎤⎢⎥⎢⎥=σ≥σ≥≥σσ⎢⎥⎢⎥⎣⎦则使方程()C v 0+∆=具有非零解,且F 范数最小的∆存在,并且n 1F+∆=σ证明:方程()C v 0+∆=要有非零解,必须rank(C )n 1+∆<+,故由引理知()()()()FFrank C n 1n 1rank C nmin minC C minC C +∆<+++∆=∆=-+∆=-+∆=σ显然满足Hn 10U V 0O +⎡⎤⎢⎥⎢⎥∆=⎢⎥⎢⎥σ⎢⎥⎢⎥⎣⎦定理2: 设n 1+σ为C 的n-k+1重奇异值,且k 1k 2n 1v ,v ,v +++ 相应的为H C C的属于()n k 1-+重特征值2n 1+σ的正交归一特征向量,则使方程()C v 0+∆=具有非零的解且F 范数最小的∆为H Hs s s s Cv v v v ∆=-而方程的解则为s v v =,其中{}s c k 1k 2n 1v S span v ,v ,v ∆+++∈=证:(1) 显然H 2s n 1sCC v v +=σ ()()()()()()()2222H H H HH H s s sss ss sssFF222H H H H n 1n 1n 1s ss ss s s s 2H H Hs s s sss2n 1Cv vv v tr v v C Cv vv v tr v v v vtr v v tr v v v v v v v v ++++∆==σσσ====σ (2) ()Hs s ss s Hs sCv v v C v Cv 0v v +∆=-= (3) n 1v C ,+∀∈有n k 1n k 1H H k i k i n 1k i k i s T i 1i 1v v v v I v v v v v -+-+∆+++++==⎛⎫⎛⎫=+-=+ ⎪ ⎪⎝⎭⎝⎭∑∑虽然,H Hn 1H HFvv vv C C v 0,C v v v v +⎛⎫-=>σ ⎪⎝⎭但 -()H H 2H 22s T n 1s T n 1s n 1T C Cv C C v v v C Cv v v +++=+=σ+>σ+σ()22n 1s T n 1v v v ++=σ+=σ∴ ()()()()22H H H HH H 2n 1n 122HHHFvv1C tr vv C Cvv tr vv vv v vv v v v ++σ=>=σ定理3 :在定理2的条件下,全面最小二乘解存在的充要条件为:向量Tn 1n e 001=⎡⎤=⎢⎥⎢⎥⎣⎦ 个不正交于c S 。
此时,c y v q q S ,0⎧⎫⎡⎤∀∈=∈α≠⎨⎬⎢⎥α⎣⎦⎩⎭,则最小二乘解为1x y =α说明:(1)最小二乘解一定存在,但全面最小二乘解不一定(2)存在全面最小二乘解时,若n 1+σ为C 的单重奇异值,全面最小二乘解唯一,否则,解不唯一例2. 采用全面最小二乘法重新研究(上例)法向回归的问题112122nn t 1s t 1c s Ax bA x b c t 1s ⎡⎤⎡⎤⎢⎥⎢⎥⎡⎤⎢⎥⎢⎥====⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎣⎦⎢⎥⎢⎥⎣⎦⎣⎦i1122n n 11212n i ii i 22T ii212n i iinn t 1s t 1s C t 1s t 1s t t t t t s t t 1s C C 111t n s s s s s t s s t 1s ⎡⎤⎢⎥⎢⎥=⎢⎥⎢⎥⎣⎦⎡⎤⎡⎤⎡⎤⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥==⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎣⎦⎣⎦⎣⎦∑∑∑∑∑∑∑∑T 22.7510.577.25C C 10.5742.277.2542.2282.28⎡⎤⎢⎥=⎢⎥⎢⎥⎣⎦,309.7754,2.249389,0.0051987257λ=[]T312v 1.990944 3.0444161c c =-↓↓(对应3λ) 与法向回归结果并不相同,但亦十分接近。
值得注意的是12s c t c ≠+(全面最小二乘解)。