各类最小二乘算法

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各类最小二乘算法

各类最小二乘算法

β N −1 H* = N 0
β N −2
β 2( N −1) WN = 0
β 2( N −2)
0 ⋱ 1
三、递推算法 ∵
k θ(k ) = ∑ β i =1

2(k −i) h (i )h T (i )
2随着采样次数的增多数据量不断增加ls估计有可能出现所谓的数据饱和现象导致递推算法不能接近参数真二关于数据饱和现象的分析所谓数据饱和现象就是随着时间的推移采集到的数据越来越多新数据所提供的信息被淹没在老数据的海洋之中
Ⅴ 各种最小二乘类参数辨识算法 §1 概 述
最小二乘类参数辨识算法(一次完成算法、递推算法) 最小二乘类参数辨识算法 (一次完成算法 、 递推算法 ) 是一种 最基本和常用的参数估计方法。但研究和应用表明, 最基本和常用的参数估计方法。 但研究和应用表明, 这一算 法仍存在明显的不足。 法仍存在明显的不足。 一、LS 算法的主要不足之处 1、当模型噪声为有色噪声时,LS 估计不再是无偏估计、一致 、当模型噪声为有色噪声时, 估计不再是无偏估计、 估计。 估计。 2、随着采样次数的增多,数据量不断增加,LS估计有可能出 、随着采样次数的增多,数据量不断增加, 估计有可能出 现所谓的“数据饱和”现象, 现所谓的“数据饱和”现象,导致递推算法不能接近参数真 值。
于是有: 于是有:
α P ( k ) P − 1 ( k − 1) = I − P ( k ) h ( k ) h T ( k )
则:
ˆ θ ( k ) = P ( k ) H * T Z * = P ( k ) α H * −1T Z * −1 + h ( k ) z ( k ) k k k k

最小二乘算法原理

最小二乘算法原理

最小二乘算法原理最小二乘算法(Least Squares Algorithm)是统计学和数学中常用的一种回归分析方法,用于在观测数据有噪声的情况下,拟合一个最接近观测数据的函数。

该算法的目标是找到一组参数,使得通过这些参数计算出的函数值与观测数据的残差(观测值与拟合值之间的差异)的平方和最小。

在最小二乘算法中,我们有一个假设函数(也称为模型函数),通过调整函数中的参数来对观测数据进行拟合。

通常情况下,我们假设函数为线性函数,形式为y = f(x;θ) = θ₀+ θ₁x₁+ θ₂x₂+ ... + θₙxₙ,其中x₁, x₂, ..., xₙ是自变量的特征,θ₀, θ₁, θ₂, ..., θₙ是函数的参数。

算法的目标是最小化观测数据与拟合函数之间的残差的平方和,即最小化目标函数S(θ),其中θ表示函数的参数,如下所示:S(θ) = ∑(yᵢ - f(xᵢ; θ))²这个目标函数可以被称为损失函数,因为它测量了预测值与真实值之间的差异,并希望这个差异尽可能地小。

为了最小化目标函数,最小二乘算法使用了最优化方法。

具体而言,通过求解目标函数的偏导数为零的方程,得到了最小二乘估计量。

这个方程可以写成如下矩阵形式:XᵀXθ= Xᵀy其中X是一个矩阵,包含自变量的特征值,每一行代表一个观测数据点的特征向量;y是一个向量,包含观测数据的目标变量值;θ是一个向量,代表函数的参数。

通过求解上述方程可以得到最小二乘估计量的闭式解:θ= (XᵀX)⁻¹Xᵀy这个解给出了使得目标函数最小的最优参数值。

最小二乘算法不仅仅适用于线性回归问题,也可以推广到非线性回归问题。

在非线性回归中,假设函数是非线性的,例如多项式函数、指数函数等。

在这种情况下,最小二乘算法使用迭代优化方法,例如梯度下降法,来找到最小化目标函数的最优参数值。

总结一下,最小二乘算法是一种常用的回归分析方法,在观测数据有噪声的情况下,通过最小化观测数据与拟合函数之间的残差的平方和,来寻找最优的参数值。

最小二乘法

最小二乘法

上式可视为以下正则方程的解
( N T N) N = N T Y N
称为最小二乘的 “一次完成算法”:
•是离线算法,
•有(唯一)解的条件是( N T N)2n2n 满秩 •用消元法或平方根法解线性方程组, 得出 N 。
^
估计的统计特性
^ 一般的说, Ls是随机变量,它的优良度,
^ c)
2P 的估计误差协方差阵是 Ls
(n+1)(n+1)
^ ^ 即:E [ ( Ls - ) ( Ls - )T ] = 2P ^ - )T ] [证明]:E [ ( ^ Ls- ) ( Ls
= E [ P T ( y – ) ( y- )T P ] = E [ P T T P ] = P T E ( T) P
设{ u(k) } 和 { y(k) } 为可测的输入和输 出序列 { (k) } 为不可测的随机干扰序列:
a) CAR 模型(ARX 模型、最小二乘模型)
A (z-1) y(k) = B(z-1) u(k) + (k)
式(1-15)
其中:A(z-1) = 1+ a1z- 1+ a2z- 2+ +anz- n B(z-1) = b1z- 1+ b2z- 2+ +bnz- n
^ 一般是求解正则方程: 估计参数向量 Ls ( T ) = T Y 式(2 -1- 6)
可以利用消元法等一系列求解多元线性一次 方程组的方法计算得出,有解的条件是(T )=P –1 矩阵非奇异(行列式数值不等于零)。 但有时会出现接近于零,即所谓“病态”的情 况。由此导致参数估计的结果不稳定,不可信 。为解决可能出现的病态问题,提出了不少改 进算法,例如:Householder变换法、改进的平 方根法和U—D分解算法等等。

几种最小二乘法递推算法的小结

几种最小二乘法递推算法的小结

几种最小二乘法递推算法的小结最小二乘法是一种常见的参数估计方法,广泛应用于各个领域的数学和统计模型的拟合问题。

在实际应用中,我们常常需要递推地计算最小二乘法的结果,以便能够在实时数据到来的情况下,快速地更新参数估计值。

以下是几种常见的最小二乘法递推算法的小结。

1. 递推最小二乘法(Recursive least squares, RLS)递推最小二乘法是一种在线参数估计方法,可以在每次新数据到来时,快速地更新参数估计值。

RLS算法利用递推的方式,将历史数据和新数据的信息结合起来,从而得到最新的参数估计值。

该算法基于递归迭代过程,迭代公式中的权重矩阵可以由历史数据的协方差矩阵递推得到。

递推最小二乘法具有良好的收敛性和较低的计算复杂度。

2.递推最小二乘法的变种算法(RLS的变种算法)递推最小二乘法的变种算法是对传统的RLS算法进行改进和优化的方法。

其中,经典的改进算法有递归正交最小二乘法(Recursive orthogonal least squares, ROLS)和递推快速QR分解法(Recursive fast QR factorization, RFQR)。

ROLS算法通过引入正交化处理,解决了经典RLS算法中信号相关性较高时,参数估计不稳定的问题。

RFQR算法则通过对历史数据进行快速QR分解的方法,进一步提高了算法的计算速度,并降低了计算复杂度。

3. 渐进最小二乘法(Asymptotic least squares, ALS)渐进最小二乘法是一种常见的在线参数估计算法,用于解决参数估计问题的收敛速度较慢的情况。

ALS算法通过估计参数的渐进协方差矩阵,然后利用资料增益矩阵计算最新的参数估计值。

由于ALS算法不需要存储和计算全部历史数据的相关矩阵,因此可以在实时数据到来的情况下,快速地进行参数估计。

4. 数据辅助递推最小二乘法(Data-augmented recursive least squares, DARLS)数据辅助递推最小二乘法是一种常见的递推最小二乘法的改进算法,适用于当历史数据缺失或者不完整时。

最小二乘法分类

最小二乘法分类

最小二乘法分类最小二乘法(Least Squares Method)是一种常用的参数估计方法,用于寻找一个函数模型的最佳拟合参数,使得模型的预测值与观测值的残差平方和最小化。

这种方法最早由高斯提出,并被广泛应用于统计学和计算机科学等领域。

本文将介绍最小二乘法的基本原理、应用场景以及相关的算法和评估指标。

一、基本原理:最小二乘法用于求解形如y = f(x;θ) 的函数模型的参数θ,其中y是观测值,x是自变量,f是函数模型。

最小二乘法的目标是找到最佳的参数θ,使得模型的预测值与实际观测值之间的残差平方和最小化。

具体步骤如下:1. 定义函数模型:根据具体问题,选择适当的函数模型,如线性模型、多项式模型、指数模型等。

2. 表达目标函数:根据函数模型和参数θ,将目标函数表达为关于θ的函数形式。

3. 定义损失函数:通常采用残差的平方和作为损失函数,即Loss = Σ(y_i - f(x_i;θ))^2 。

4. 求解参数θ:通过最小化损失函数,即求解使得∂Loss/∂θ = 0 的参数θ。

5. 参数估计:根据求解得到的参数θ,即可获得最佳的函数模型。

二、应用场景:最小二乘法在各个领域都有广泛的应用,以下是一些常见的应用场景:1. 线性回归:最小二乘法用于拟合线性回归模型,求解自变量与因变量之间的关系。

2. 特征选择:最小二乘法可用于特征选择,筛选对目标变量影响最大的特征。

3. 数据压缩:通过最小二乘法可以估计出一个低维子空间,将高维数据进行压缩。

4. 图像处理:最小二乘法可用于图像去噪、图像恢复等问题,如使用低秩矩阵模型对图像进行恢复。

5. 信号处理:最小二乘法可用于信号滤波、信号恢复等问题,如基于 DCT 的音频和图像压缩。

三、算法与评估指标:1. 最小二乘法的数值解:在实际应用中,最小二乘法的数值解可以通过各种数值优化算法来求解,包括梯度下降法、牛顿法、共轭梯度法等。

2. 算法评估指标:常用的评估指标包括残差平方和(Residual Sum of Squares, RSS)、均方误差(Mean Square Error, MSE)以及决定系数(Coefficient of Determination, R^2)等。

最小二乘拟合算法

最小二乘拟合算法

最小二乘拟合算法最小二乘定义一般情况下,最小二乘问题求的是使某一函数局部最小的向量 x,函数具有平方和的形式,求解可能需要满足一定的约束:信赖域反射最小二乘要理解信赖域优化方法,请考虑无约束最小化问题,最小化 f(x),该函数接受向量参数并返回标量。

假设您现在位于 n 维空间中的点 x 处,并且您要寻求改进,即移至函数值较低的点。

基本思路是用较简单的函数 q 来逼近 f,该函数需能充分反映函数 f 在点 x 的邻域 N 中的行为。

此邻域是信赖域。

试探步 s 是通过在 N 上进行最小化(或近似最小化)来计算的。

以下是信赖域子问题如果f(x + s) < f(x),当前点更新为 x + s;否则,当前点保持不变,信赖域 N 缩小,算法再次计算试探步。

在定义特定信赖域方法以最小化 f(x) 的过程中,关键问题是如何选择和计算逼近 q(在当前点 x 上定义)、如何选择和修改信赖域 N,以及如何准确求解信赖域子问题。

在标准信赖域方法中,二次逼近 q 由 F 在 x 处的泰勒逼近的前两项定义;邻域 N 通常是球形或椭圆形。

以数学语言表述,信赖域子问题通常写作公式2其中,g 是 f 在当前点 x 处的梯度,H 是 Hessian 矩阵(二阶导数的对称矩阵),D 是对角缩放矩阵,Δ是正标量,∥ . ∥是 2-范数。

此类算法通常涉及计算 H 的所有特征值,并将牛顿法应用于以下久期方程它们要耗费与 H 的几个分解成比例的时间,因此,对于信赖域问题,需要采取另一种方法。

Optimization Toolbox 求解器采用的逼近方法是将信赖域子问题限制在二维子空间 S 内。

一旦计算出子空间 S,即使需要完整的特征值/特征向量信息,求解的工作量也不大(因为在子空间中,问题只是二维的)。

现在的主要工作已转移到子空间的确定上。

二维子空间 S 是借助下述预条件共轭梯度法确定的。

求解器将 S 定义为由 s1 和 s2 确定的线性空间,其中 s1 是梯度 g 的方向,s2 是近似牛顿方向,即下式的解或是负曲率的方向,以此种方式选择 S 背后的理念是强制全局收敛(通过最陡下降方向或负曲率方向)并实现快速局部收敛(通过牛顿步,如果它存在)。

系统辨识各类最小二乘法汇总

系统辨识各类最小二乘法汇总

yk(k)=1.5*yk(k-1)-0.7*yk(k-2)+uk(k-1)+0.5*uk(k-2)+y1(k); end figure(3); plot(yk); title('对应输出曲线');
theta=[0;0;0;0]; p=10^6*eye(4);
9
for t=3:N h=([-yk(t-1);-yk(t-2);uk(t-1);uk(t-2)]); x=1+h'*p*h; p=(p-p*h*1/x*h'*p); theta=theta+p*h*(yk(t)-h'*theta);
12
p=(p-p*h*1/x*h'*p); theta=theta+p*h*(yk(t)-h'*theta);
a1t(t)=theta(1); a2t(t)=theta(2); b1t(t)=theta(3); b2t(t)=theta(4); d1t(t)=theta(5); d2t(t)=theta(6);
end 5、RGLS 试验程序(部分) for t=3:N
he=([-e(t-1);-e(t-2)]); xe=1+he'*pe*he; pe=(pe-pe*he*1/xe*he'*pe); thete=thete+pe*he*(e(t)-he'*thete);
c1t(t)=thete(1); c2t(t)=thete(2);
7
RELS: 当噪声模型: e k = D Z −1 ∗ v k ( v(k) 为白噪声 )时,我们采用增广最 小二乘方法。能辨识出参数(包括噪声参数)的无偏估计。 RGLS: 当噪声模型: e k =

各类最小二乘法比较

各类最小二乘法比较

---------------------------------------------------------------最新资料推荐------------------------------------------------------各类最小二乘法比较最小二乘法(LS)最小二乘是一种最基本的辨识方法,最小二乘法可以用于线性系统,也可以用于非线性系统;可用于离线估计和在线估计。

在随机情况下,利用最小二乘法时,并不要求观测数据提供其概率统计方法的信息,而其估计结果,却有相当好的统计特性。

但它具有两方面的缺陷:一是当模型噪声是有色噪声时,最小二乘估计不是无偏、一致估计;二是随着数据的增长,将出现所谓的数据饱和现象。

针对这两个问题,出现了相应的辨识算法,如遗忘因子法、限定记忆法、偏差补偿法、增广最小二乘、广义最小二乘、辅助变量法、二步法及多级最小二乘法等。

广义最小二乘法(GLS)广义最小二乘法(GLS)广义最小二乘法的基本思想在于引入一个所谓成形滤波器(白化滤波器),把相关噪声转化成白噪声。

优:能够克服当存在有色噪声干扰时,基本最小二乘估计的有偏性,估计效果较好,在实际中得到较好的应用。

缺:1、计算量大,每个循环要调用两次最小二乘法及一次数据滤波,2、求差分方程的参数估值,是一个非线性最优化问题,不一定总能1 / 3保证算法对最优解的收敛性。

广义最小二乘法本质上是一种逐次逼近法。

对于循环程序的收敛性还没有给出证明。

3、GLS 算法的最小二乘指标函数 J 中可能存在一个以上局部极小值,(特别在信噪比不大时,J 可能是多举的)。

GLS 方法的估计结果往往取决于所选用参数的初始估值。

参数估计初值应选得尽量接近优参数。

在没有验前信息的情况下,最小二乘估值被认为是最好的初始条件。

4、广义最小二乘法的收敛速度不是很高。

递推最小二乘法(RLS)递推最小二乘法(RLS)优点:1、无需存储全部数据,取得一组观测数据便可估计一次参数,而且都能在一个采样周期中完成,所需计算量小,占用的存储空间小。

(完整)各类最小二乘法比较

(完整)各类最小二乘法比较

最小二乘法(LS)最小二乘是一种最基本的辨识方法,最小二乘法可以用于线性系统,也可以用于非线性系统;可用于离线估计和在线估计。

在随机情况下,利用最小二乘法时,并不要求观测数据提供其概率统计方法的信息,而其估计结果,却有相当好的统计特性。

但它具有两方面的缺陷:一是当模型噪声是有色噪声时,最小二乘估计不是无偏、一致估计;二是随着数据的增长,将出现所谓的“数据饱和”现象.针对这两个问题,出现了相应的辨识算法,如遗忘因子法、限定记忆法、偏差补偿法、增广最小二乘、广义最小二乘、辅助变量法、二步法及多级最小二乘法等.广义最小二乘法(GLS)广义最小二乘法的基本思想在于引入一个所谓成形滤波器(白化滤波器),把相关噪声)ξ转(k化成白噪声)ε。

(k优:能够克服当存在有色噪声干扰时,基本最小二乘估计的有偏性,估计效果较好,在实际中得到较好的应用.缺:1、计算量大,每个循环要调用两次最小二乘法及一次数据滤波,2、求差分方程的参数估值,是一个非线性最优化问题,不一定总能保证算法对最优解的收敛性。

广义最小二乘法本质上是一种逐次逼近法.对于循环程序的收敛性还没有给出证明。

3、GLS算法的最小二乘指标函数J中可能存在一个以上局部极小值,(特别在信噪比不大时,J可能是多举的)。

GLS方法的估计结果往往取决于所选用参数的初始估值。

参数估计初值应选得尽量接近优参数。

在没有验前信息的情况下,最小二乘估值被认为是最好的初始条件。

4、广义最小二乘法的收敛速度不是很高.递推最小二乘法(RLS)优点:1、无需存储全部数据,取得一组观测数据便可估计一次参数,而且都能在一个采样周期中完成,所需计算量小,占用的存储空间小。

2、具有一定的实时处理能力辅助变量法(IV、RIV)计算较简单,估计是无偏估计,但计算精度较低辅助变量法、增广矩阵法能保证精度和收敛,算法简单,可同时得到参数和噪声模型的估计,工程应用效果很好但计算量也较大。

RIV总收敛于参数真值。

最小二乘法算法

最小二乘法算法

最小二乘法算法概述最小二乘法是一种常见的回归分析方法,用于估计线性回归模型中的未知参数。

该方法通过最小化观测值与模型估计值之间的残差平方和来求解最优参数。

在实际应用中,最小二乘法被广泛应用于数据拟合、回归分析、信号处理等领域。

算法原理线性回归模型最小二乘法的基础是线性回归模型,该模型基于以下假设: - 目标变量与自变量之间存在线性关系; - 自变量的观测值是准确的,不存在测量误差; - 目标变量的观测值是独立的,并且具有相同的方差。

线性回归模型可以表示为:y=β0+β1x1+β2x2+...+βn x n+ε其中,y是目标变量,x1,x2,...,x n是n个自变量,β0,β1,β2,...,βn是对应的参数,ε是误差项。

最小二乘法优化目标最小二乘法通过最小化残差平方和来求解最优参数。

假设有m个观测样本(x i1,x i2,...,x in,y i),对于每个观测样本,可以计算出预测值y î,即:y î=β0+β1x i1+β2x i2+...+βn x in残差r i定义为观测值y i减去预测值y î,即r i=y i−y î。

那么,残差平方和RSS可以表示为:mRSS=∑(y i−y î)2i=1最小二乘法的目标是找到使RSS最小的参数值β0,β1,β2,...,βn。

最小二乘法解法最小二乘法的求解可以通过求解正规方程组来实现。

对于线性回归模型,正规方程组的解为:[β0̂β1̂β2̂...βn̂]=(X T X)−1X T y其中,X是一个m行n+1列的矩阵,每行为观测样本的自变量取值,第一列为全1向量;y是一个m行1列的向量,每行为观测样本的目标变量取值。

算法流程1.准备数据:收集观测样本的自变量和目标变量;2.构建设计矩阵X:将自变量和全1向量组合成一个设计矩阵;3.计算参数估计值:通过计算(X T X)−1X T y求解参数的最优估计值;4.进行预测:利用估计的参数进行目标变量的预测;5.评估模型:计算残差平方和RSS,分析模型的拟合程度。

多种最小二乘算法分析+算法特点总结

多种最小二乘算法分析+算法特点总结

第一部分:程序设计思路、辨识结果分析和算法特点总结 (2)一:RLS遗忘因子法 (2)RLS遗忘因子法仿真思路和辨识结果 (2)遗忘因子法的特点: (3)二:RFF遗忘因子递推算法 (4)仿真思路和辨识结果 (4)遗忘因子递推算法的特点: (5)三:RFM限定记忆法 (5)仿真思路和辨识结果 (5)RFM限定记忆法的特点: (7)四:RCLS偏差补偿最小二乘法 (7)仿真思路和辨识结果 (7)RCLS偏差补偿最小二乘递推算法的特点: (9)五:增广最小二乘法 (9)仿真思路和辨识结果 (9)RELS增广最小二乘递推算法的特点: (11)六:RGLS广义最小二乘法 (12)仿真思路和辨识结果 (12)RGLS广义最小二乘法的特点: (14)七:RIV辅助变量法 (14)仿真思路和辨识结果 (14)RIV辅助变量法的特点: (16)八:Cor-ls相关最小二乘法(二步法) (17)仿真思路和辨识结果 (17)Cor-ls相关最小二乘法(二步法)特点: (18)九:MLS多级最小二乘法 (19)仿真思路和辨识结果 (19)MLS多级最小二乘法的特点: (22)十:yule_walker辨识算法 (23)仿真思路和辨识结果 (23)yule_walker辨识算法的特点: (24)第二部分:matlab程序 (24)一:RLS遗忘因子算法程序 (24)二:RFF遗忘因子递推算法 (26)三:RFM限定记忆法 (28)四:RCLS偏差补偿最小二乘递推算法 (31)五:RELS增广最小二乘的递推算法 (33)六;RGLS 广义最小二乘的递推算法 (36)七:Tally辅助变量最小二乘的递推算法 (39)八:Cor-ls相关最小二乘法(二步法) (42)九:MLS多级最小二乘法 (45)十yule_walker辨识算法 (49)第一部分:程序设计思路、辨识结果分析和算法特点总结一:RLS遗忘因子法RLS遗忘因子法仿真思路和辨识结果仿真对象如下:其中, v(k )为服从N(0,1)分布的白噪声。

各种最小二乘算法总结

各种最小二乘算法总结

各种最小二乘算法总结1. 一般最小二乘法例 1 考虑如下仿真对象z k 2 1.5 z k 1 0.7 z k u k1 0.5u k v k 其中,v k 为服从N 01 分布的白噪声。

输入信号u k采用M 序列,幅度为1。

M 序列由9 级移位寄存器产生,xi xi 4⊕xi 9 。

选择如下的辨识模型z k 2 a1 z k 1 a2 z k b1u k 1 b2u k vk 观测数据长度取L 400 。

加权阵取∧I 。

1.1. 一次计算最小二乘算法a1 -1.4916 θ LS a 2 H T H 1 H T Z 0.7005 1.1 L L L L 1.0364 b10.4268 b2 Z 3 hT 3 Z 2 Z 1 u 2 u 1 T其中,Z L Z 4 ,H h 4 Z 3 Z 2 u3 u 2 ... L ... ... ... ... ... Z 402 hT 402 Z 401 Z 400 u 401 u 400Matlab程序见附录1。

1.2. 递推最小二乘算法递推最小二乘算法公式:θ k θ kK k P k 1hk h k P k 1hk 1.2 ∧k Pk I K k h k Pk 11 K k z k h k θ k 1 1 13 盛晓婷最小二乘算法总结报告a1 3 初始条件θ 0 a 2 3 P0 100I 。

3 4×4 b1 3 b2经过编程计算,各个参数的估计值为a1 -1.4976 a2程序见附录2。

待估参数0.6802θ LS 1.0284 1.3 b1 0.3341 b2Matlab过渡过程 3 2.5 2 1.5 b1 1 a2 0.5 0 b2 -0.5 -1 a1 -1.5 -2 0 50 100 150200 250 300 350 400 450 图 1 一般最小二乘参数过渡过程 4 盛晓婷最小二乘算法总结报告估计方差变化过程100908070605040302010 0 0 50 100 150 200 250 300 350 400 450 图2 一般最小二乘方差变化过程 5 盛晓婷最小二乘算法总结报告 2.遗忘因子最小二乘算法采用的辨识模型与例1相同。

第6章 最小二乘估计理论及算法

第6章 最小二乘估计理论及算法

由(2)式得
e = b - bˆ = b - Aw
取共轭转置有
eH = bH - wH AH (3)
横向滤波器的设计原则是,寻找权向量使得误差信号
e(n) 在某种意义下取得极小值。
根据方程个数与未知量个数的大小关系,有
(1)当 M > N - M + 1 时,令 e = 0 方程组有无穷多组解。
即, PA PA = PA , PA^ PA^ = PA^ (2)矩阵 PA 与PA^ 相互正交,即
PA PA^ = 0
(3)矩阵 PA 与 PA^ 都是Hermite矩阵,即
( ) PAH = PA

PA^
H
=
PA^
根据投影矩阵与正交补投影矩阵的概念,可利用 向量空间理论来解释最小二乘估计。由于
第6章 最小二乘估计理论及算法
•本章要回答的关键问题是,怎样利用最小二乘估计及 算法即能根据有限个数的观测数据寻求滤波器的最优 值。 •最小二乘估计原理及特性
•基于奇异值分解的最小二乘求解算法
•基于最小二乘的FBLP谱估计原理
•最小二乘求解的两种递归算法,即RLS算法和QRRLS算法
6.1预备知识:线性方程组解的形式
d (1), d (2)L d (N)
定义 n 时刻的输入信号向量
u(n)= 轾 臌u(n) u(n - 1) L u(n - M + 1) T
滤波器权向量
w = [w0
w1 L
] w T M- 1
则滤波器的估计输出为
dˆ (n) = wHu(n) = uT (n)w* (1)
估计误差信号为
e(n) = d (n)- dˆ(n) = d (n)- wHu(n)= d (n)- uT (n)w*

基本最小二乘算法

基本最小二乘算法

基本最小二乘算法最小二乘法是一种数学优化技术,它通过最小化误差的平方和来寻找数据的最佳函数匹配。

在基本最小二乘法中,我们通常有一个因变量和一个或多个自变量,并试图找到自变量的值,使得因变量的观测值与通过自变量得到的预测值之间的差异最小。

基本最小二乘法的步骤如下:确定模型的形式。

这通常是一个线性模型,形式为(Y = \beta_0 + \beta_1 X_1 + \beta_2 X_2 + \ldots + \beta_k X_k),其中(Y) 是因变量,(X_1, X_2, \ldots, X_k) 是自变量,而(\beta_0, \beta_1, \ldots, \beta_k) 是待估计的参数。

收集数据。

你需要观测的(Y) 和(X) 的值。

建立模型。

使用观测数据来拟合模型。

最小二乘法的目标是最小化(Y) 的观测值与模型预测值之间的平方差之和。

这可以通过解下面的正规方程组来实现:[\sum_{i=1}^{n} (Y_i - (\beta_0 + \beta_1 X_{1i} + \beta_2 X_{2i} + \ldots + \beta_k X_{ki}))^2 = \min]其中(n) 是观测值的数量。

解正规方程组以找到最佳参数值。

正规方程组通常是一个线性方程组,可以使用各种数值方法(如高斯-约旦消元法)来解。

评估模型的拟合优度。

使用诸如(R^2) 之类的统计量来评估模型对数据的拟合程度。

进行预测。

一旦你有了参数的估计值,你就可以使用模型来预测新的(X) 值对应的(Y) 值。

下面是一个简单的Python 代码示例,展示了如何使用最小二乘法来拟合一条直线:最小二乘法是一种强大的数学工具,可用于各种统计和数据分析任务。

它提供了一种系统的方法来估计未知参数,并可以用于预测和决策。

通过最小化误差的平方和,最小二乘法能够找到最佳拟合数据的模型参数。

最小二乘法及其应用

最小二乘法及其应用
AT Ax ATb
(3-2-4)
这就是书中例2-4-1中所得到的法方程 若使用配方法,则有:
g(x) xT AT Ax 2bT Ax bTb
( AT Ax ATb)T ( AT A)1( AT Ax ATb)
bTb bT A( AT A)1 ATb
min AT Ax ATb
可以看出,
gmin bT b bT A( AT A)1 AT b
本例中介绍的两个向量求导公式中,
提到了对于向量x求导的梯度算符 x ,我
们还可以引入对矩阵 A aij 求导的梯度算
符 A

a11
L
a12
a1n
L
A
L
L L L
L
L
L
(3-2-5)
an1 an2 L ann
需要说明的是,算符A 只有作用在关于 aij 的标量函数上才有意义。例如对于二次型
在上述解法中,卡享南-洛厄维变换被 选用并不是偶然的,因为这种变换消除了 原始信号x的诸分量间的相关性,从而使 数据压缩能遵循均方误差最小的准则实施。 上述数据压缩方法告诉我们应该压缩掉y 中那些方差大的分量,这称为数据压缩的 方差准则。
J1(A) || Y XA ||2 tr[(Y XA)T (Y XA)] min (3-3-12)
式(3-3-12)的形式与(3-3-9)类似,但 应注意在此处 J1(A)是标量函数。她可以
完全类似于式(3-3-10)那样来配方而求 解,也可体用求导法来求解。由于
J1( A) tr(Y TY ) 2tr(Y T XA) tr(AT X T XA) (3-3-13)
M
M
A
yT (m) xT (m)
或简记为

一.编制基本最小二乘算法和加权最小二乘算法(包括一次完成

一.编制基本最小二乘算法和加权最小二乘算法(包括一次完成

一.编制基本最小二乘算法和加权最小二乘算法(包括一次完成算法和递推算法)程序,并进行测试。

辨识模型:() 1.5(1)0.7(2)(1)0.5(2)()z k z k z k u k u k v k --+-=-+-+,()v k 是服从标准正态分布的噪声,()u k 是幅度为1的7阶M 序列。

1.一次完成最小二乘算法:编程思路:对此辨识模型来说2a b n n ==,0.99β= ,(3)(4),(2)L z z Z Z L ⎛⎫ ⎪ ⎪= ⎪ ⎪+⎝⎭(1)(2)()(1)(2)z k z k h k u k u k --⎛⎫⎪-- ⎪= ⎪- ⎪-⎝⎭,(3)(4)(2)T TL T h h H h L ⎛⎫ ⎪ ⎪= ⎪ ⎪ ⎪+⎝⎭,当LΛ(加权矩阵)为单位阵时,即为最小二乘基本一次完成算法,否则为最小二乘加权一次完成算法。

程序运行结果:最小二乘基本一次完成算法: compare1 =-1.5000 -1.4967 0.7000 0.6956 1.0000 1.0386 0.5000 0.5076最小二乘加权一次完成算法: compare2 =-1.5000 -1.5084 0.7000 0.7039 1.0000 1.0546 0.5000 0.5238 2.最小二乘递推算法:编程思路:1()(1)()[()(1)()1/()]()(1)()[()()(1)]()[()()](1)T T T K k P k h k h k P k h k k k k K k z k h k k P k I K k h k P k θθθ-⎧=--+Λ⎪=-+--⎨⎪=--⎩,并且给定()P k ,()k θ 的初值。

()P k 为充分大的实数,()k θ为充分小的向量。

()k Λ为1时,为最小二乘递推算法(RLS ),否则为加权最小二乘递推算法(RWLS )。

程序运行结果:050100150200250300350-3-2-11234最小二乘基本递推算法参数估计a1a2b1b2050100150200250300350-2-1.5-1-0.500.511.52最小二乘加权递推算法参数估计a1a2b1b2可以看出,最小二乘一次完成算法和最小二乘递推算法估计出的系统参数和给定的参数相近,因此利用这两种方法可以辨识系统。

最小二乘法算法

最小二乘法算法

最小二乘法算法最小二乘法算法最小二乘法算法是一种常用的拟合曲线方法,被广泛应用于各个领域。

它的主要思想是通过最小化误差平方和来找出数据点与构建的曲线之间的最佳匹配。

在本文中,我们将从数学原理、应用场景和优缺点等方面对最小二乘法算法进行介绍。

数学原理上,最小二乘法算法是通过最小化数据点到拟合曲线的垂直距离(又称残差)的平方和来进行拟合。

假设我们有一组数据点{(x1,y1), (x2, y2), ... (xn, yn)},我们想要找到一个函数f(x)来拟合这些数据。

最小二乘法算法通过求解下面的优化问题来找到最佳的拟合曲线:argmin Σ(yi - f(xi))^2其中,f(xi)表示在给定的x值处函数的取值,yi是对应的实际观测值。

通过求解这个优化问题,我们可以得到最佳的函数f(x),使得误差平方和达到最小。

最小二乘法算法的应用场景非常广泛。

在统计学中,它被用于回归分析,以拟合数据并估计变量之间的关系。

在金融学中,最小二乘法常用于计算资产收益率的参数估计和风险度量。

在信号处理中,最小二乘法可以用于信号去噪和参数估计。

此外,最小二乘法还在计算机视觉、机器学习和优化问题等领域得到广泛应用。

最小二乘法算法有很多优点。

首先,它具备数学原理明确、计算简单高效的特点。

其次,最小二乘法算法能够充分考虑数据点的权重,从而对观测误差进行合理的处理。

此外,最小二乘法算法还具备良好的数学性质,例如解的存在性和唯一性。

这些优点使得最小二乘法算法成为了一个被广泛接受和使用的方法。

当然,最小二乘法算法也存在一些缺点。

首先,它对异常值和离群点非常敏感。

如果数据中存在不符合模型假设的点,最小二乘法算法的拟合结果可能会受到很大影响。

此外,最小二乘法算法也存在过拟合的问题,即过度拟合训练数据而失去了对未知数据的泛化能力。

因此,在应用最小二乘法算法时,我们需要对数据进行预处理和模型选择来减少这些问题的影响。

综上所述,最小二乘法算法是一种重要的数学工具,用于数据拟合和参数估计。

最小二乘法求解参数

最小二乘法求解参数

最小二乘法求解参数
最小二乘法求解参数是数学分析中使用最广泛的一种方法,它可以将某种未知参数变量和它们之间的数据进行关联。

本文将介绍最小二乘法的原理、算法实现方法以及其优点等内容。

一、最小二乘法原理
最小二乘法是一种通过求解最小二乘函数来求解参数的方法。

最小二乘函数定义为:
y = f(x, b)
其中,y 为拟合函数,f 为未知的参数的函数,x 为自变量,b 为参数变量。

因此,最小二乘法的目标就是最小化 y 与 f(x,b)之间的误差,以求得准确的参数变量 b。

求解的过程中,要求解的函数f(x,b)必须可导,以便求解极值问题。

二、最小二乘法算法实现
最小二乘法的算法实现主要包括四步:
(1)将原始数据进行处理,提取出可用的参数变量和自变量;
(2)确定迭代函数,将输入数据与特定的函数f(x,b)定义关系;
(3)利用最小二乘法求解出函数f(x,b)的参数变量b;
(4)对拟合曲线进行验证,确定最小二乘法求解的参数变量b 的准确性。

三、最小二乘法的优点
最小二乘法求解参数的优点如下:
(1)能够实现复杂的参数变量拟合,可以有效的拟合散乱点;
(2)可以将多个未知参数变量放入拟合曲线中,可以较好的拟合多元数据;
(3)不会受到采样点分布的影响,可以较为准确的拟合数据;
(4)能够求出拟合曲线的最小值,使得容差最小。

四、结论
最小二乘法是一种比较简单有效的求解参数的方法,它可以提供一种准确的拟合散乱点的方法,可以有效的解决参数估计问题。

不仅可以拟合多元函数,同时还可以很好的拟合非线性数据。

最小二乘法能够求出最小值,使得容差最小,因此应用十分广泛。

最小二乘参数估计

最小二乘参数估计

lim ˆ(t) , m.s.
t
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二 遗忘因子最小二乘参数估计
1. 普通最小二乘估计算法的不足
在上述递推算法过程中,所有先前数据的影响一直在 起作用,故也称为无限记忆的递推最小二乘估计;
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2. 最小二乘参数估计
针对CAR模型讨论
A(q1) y(t) B(q1)u(t) w(t)
上式可表示为
y(t) T (t)θ w(t)
...... (1)
其 中, θ为 参 数 向 量
θT=[a1, a2 ,...,an ; b1, b2 ,...,bm ]
T (t)为 信 息 向 量
T (t)=[ y(t 1),..., y(t n);u(t 1),...,u(t m)]
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最小二乘参数估计
当 t = 1, 2, …, N 时,可得到 N 个方程式
值白噪声,且持续激励条件成立,则RFFLS算法给出 参数估计时真参数的无偏估计,且参数估计误差均方 有界,即
P1(t) P1(t 1) (t)T (t)
这样,即使 t 很大时,P(t)也不趋于0 ,从而可克服 “数据饱和”现象。
算法推导
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遗忘因子最小二乘估计算法
递推算法(RFFLS)

常用算法分析——最小二乘法

常用算法分析——最小二乘法

常用算法分析——最小二乘法目录1.引言2.普通最小二乘法(OLS)3.OLS实现4.广义最小二乘法(GLS)简介1、引言最小二乘法应该是我们最早接触的一种数值估计算法。

它的特殊形式,一元线性回归,被广泛地应用于多种数值统计分析场合。

例如,在验证欧姆定律(U = IR)时,通常的实验方法是分别测量出多个不同电压Ui下,通过电阻的电流值Ii,然后将这些(Ui, Ii)观测点,代入到一元最小二乘公式(1-1)中,便可计算出\hat{R}。

\begin{cases}a&=&\frac{\sum{xy}-\frac{1}{N}\sum{x}\sum{y}}{\sum{x^2}-\frac{1}{N}(\sum{x})^2}\\b&=&\frac{1}{N}\sum{y}-\frac{a}{N}\sum{x}\end{cases} (1-1)由此可得出线性拟合式(1-2)\hat{y}=a\hat{x}+b (1-2)其中,\hat{y}=\hat{U},\ \hat{x}=\hat{I},\ a=\hat{R},\ b 是残差。

通过此方法将观测点及拟合曲线绘制在同一个直角坐标系中,正常情况下可以直观地看到,观测点会均匀分布在直线附近,且每个点的残差平方和(即方差)最小。

“最小二乘法”由此得名。

2、普通最小二乘法(OLS)最小二乘法显然不只是一元线性回归那么简单,它还可以应用于多元参数的拟合。

本节将对普通最小二乘法(Ordinary Least Squares)的原理进行简单的推导和证明。

2.1、高斯—马尔可夫定理高斯—马尔可夫定理(the Gauss–Markov theorem,简称G-M定理)在给定经典线性回归的假定下,最小二乘估计量是具有最小方差的线性无偏估计量(即Best Linear Unbiased Estimator,简称BLUE)。

G-M定理共对OLS普通线性方程提出5个假设:假设1(线性关系):要求所有的母集团参数(population parameters)为常数,用来保证模型为线性关系。

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二、关于数据饱和现象的分析 所谓“数据饱和”现象就是随着时间的推移, 所谓“数据饱和”现象就是随着时间的推移,采集到的数据 越来越多,新数据所提供的信息被淹没在老数据的海洋之中。 越来越多 , 新数据所提供的信息被淹没在老数据的海洋之中。 如果辨识算法对新、老数据给予相同的信任度, 如果辨识算法对新 、老数据给予相同的信任度, 那么随着从 新数据中获得的信息量的下降,算法慢慢就会失去修正能力。 新数据中获得的信息量的下降, 算法慢慢就会失去修正能力。 由递推LS算法: 由递推 算法: ˆ 算法
大,算法的修正能力越强。 算法的修正能力越强。 趋近于零,算法就会失去修正能力。 如果 K (k ) 趋近于零,算法就会失去修正能力。
的定义, 充分大后, 是正定的, 根据 P (k ) 的定义,显然 k 充分大后,( k ) 是正定的,那么必有 P
h T ( k ) P ( k − 1) h ( k ) + α − 1 ( k ) > 0 T [ P ( k − 1) h ( k ) ][ P ( k − 1) h ( k ) ] ≥ 0
T −1
则:
P ( k ) = α P ( k − 1) + h ( k )h ( k ) 1 P ( k − 1)h ( k )h T ( k ) = I − T α h ( k ) P ( k − 1)h ( k ) + α
K ( k ) ≜ P ( k )h ( k )
P ( k − 1)
k −i
−1
k ∑ β i =1
k −i
2(k −i)
h (i ) z (i ) ∀k
= ∑ α i =1
k
h (i )h (i )
T
−1
k ∑ α i =1
h (i ) z (i )
称为遗忘因子, 其中α = β 2 称为遗忘因子,显然 0 ≤ α ≤ 1 现定义: 现定义:
渐消记忆法(遗忘因子法) §2 渐消记忆法(遗忘因子法)
一、基本思想 对越老的数据加上越强(数值越小)的遗忘因子, 对越老的数据加上越强(数值越小)的遗忘因子,从而减 少老数据提供的信息量,强调新数据的信息。 少老数据提供的信息量,强调新数据的信息。 二、基本算法(一次完成) 基本算法(一次完成) 设系统有最小二乘格式 z (k ) = hT (k )θ + e(k ) 则 其中
于是有: 于是有:
α P ( k ) P − 1 ( k − 1) = I − P ( k ) h ( k ) h T ( k )
则:
ˆ θ ( k ) = P ( k ) H * T Z * = P ( k ) α H * −1T Z * −1 + h ( k ) z ( k ) k k k k
算法: 由LS算法: 算法
ˆ θ ( N ) = ( H * T H * ) −1 H * T Z * = ( H T W N H N ) −1 H T W N Z N N N N N N N
其中
Z* N
β N −1 = 0

0 ZN 1
0 տ ˆ ← θ( N ) = (H* T H* ) −1 H* T Z* = (HT WN H N ) −1 HT WN Z N H N N N N N N N ⋱ ւ 1
所以
P −1 ( k ) = H * T H * = ( β H * −1T k k k β H * −1 h(k ) ) T k h (k )
= β 2 ( H * −1T H * −1 ) + h ( k )h T ( k ) = α P −1 ( k − 1) + h ( k )h T ( k ) k k
ZN = H Nθ + EN
h T (1) z (1) e (1) H N = ⋮ , ZN = ⋮ , EN = ⋮ z( N ) e( N ) hT ( N )
数据长度为 N 。
又:
Z * −1 k
β k − 2 z (1) β k − 1 z (1) * ⋮ ⋮ , Z* = = β Z k −1 = k β z (k − 2) β z ( k − 1) z ( k ) z ( k − 1) z (k )
P
−1
(k ) =
∑α
i =1 k −1 i =1
k
k −i
h (i )h T (i )
(= H
*T k
H* k
)

P ( k − 1) =
−1
∑α
k −1 − i
h (i )h T (i )
(= H
* T k −1
H * −1 ) k
H * −1 k
β k − 2 h T (1) β k −1h T (1) β H * −1 ⋮ ⋮ k , H* = = = T k β h T ( k − 2) β h T ( k − 1) h ( k ) T h T ( k − 1) h (k )
时刻,进行模型变形(加衰减因子β 对 K 时刻,进行模型变形(加衰减因子 ,0≤β≤1) )
β N − k z ( k ) = β N − k h T ( k )θ + β N − k e ( k )
↔ z(k ) = hT (k )θ + e(k )

Z* = H N
* N
θ + E* N
β N −1 z (1) β N −1h T (1) β N −1e (1) Z* = ⋮ , H* = ⋮ , E* = ⋮ N N N β N −N z( N ) β N − N hT ( N ) β N − N e( N )
ˆ ɶ θ(k ) = θ(k − 1) + K ( k ) z (k )
ˆ k 时刻的参数估计值 θ(k ) 是在 θ( k − 1)的基础上依靠新息 ˆ ∧ T ɶ z(k ) = z(k ) − h (k ) θ(k −1) 与增益矩阵 K (k )的乘积来修正的。 K (k ) 值越 的乘积来修正的。
即 由于
[ P ( k − 1) h ( k ) ][ P ( k − 1) h ( k ) ]
h ( k ) P ( k − 1) h ( k ) + α
T −1
T
(k )
≥0
P ( k − 1) h ( k ) K (k ) = α − 1 ( k ) + h T ( k ) P ( k − 1) h ( k ) P ( k ) = ( I − K ( k ) h T ( k ) ) P ( k − 1)

(*)* ) (*
同前面一样, 同前面一样,记 K ( k ) = P (ห้องสมุดไป่ตู้k ) h ( k ) 又
P ( k ) = α P ( k − 1) + h ( k )h ( k )
−1 T −1
由矩阵反演公式
−1
(C−1 + C−1BT A −1BC−1 )−1 = C − BT ( A + BC−1BT )−1 B
四、两点讨论
1、残差与新息的关系
ˆ ε ( k ) = z ( k ) − h T ( k )θ ( k ) T ˆ ɶ z ( k ) = z ( k ) − h ( k ) θ ( k − 1)
类似普通的RLS法: 类似普通的 法
ε (k ) =
ɶ α z (k ) h T ( k ) P ( k − 1) h ( k ) + α
β N −1 H* = N 0
β N −2
β 2( N −1) WN = 0
β 2( N −2)
0 ⋱ 1
三、递推算法 ∵
k θ(k ) = ∑ β i =1

2(k −i) h (i )h T (i )
Ⅴ 各种最小二乘类参数辨识算法 §1 概 述
最小二乘类参数辨识算法(一次完成算法、递推算法) 最小二乘类参数辨识算法 (一次完成算法 、 递推算法 ) 是一种 最基本和常用的参数估计方法。但研究和应用表明, 最基本和常用的参数估计方法。 但研究和应用表明, 这一算 法仍存在明显的不足。 法仍存在明显的不足。 一、LS 算法的主要不足之处 1、当模型噪声为有色噪声时,LS 估计不再是无偏估计、一致 、当模型噪声为有色噪声时, 估计不再是无偏估计、 估计。 估计。 2、随着采样次数的增多,数据量不断增加,LS估计有可能出 、随着采样次数的增多,数据量不断增加, 估计有可能出 现所谓的“数据饱和”现象, 现所谓的“数据饱和”现象,导致递推算法不能接近参数真 值。
并注意到
ˆ θ( k − 1) = ( H * −1T H * −1 ) −1 H * −1T Z* −1 = P ( k − 1) H * −1T Z* −1 k k k k k k (*)

I = P ( k ) P − 1 ( k ) = P ( k ) α P − 1 ( k − 1) + h ( k ) h T ( k ) (**)
递推算法如下: 总结全套的 θ 递推算法如下:
ˆ ˆ θ( k ) = θ( k − 1) + K ( k ) z ( k ) − hT ( k )θ( k − 1) ˆ P ( k − 1)h ( k ) 0 ≤α ≤1 K ( k ) = T h ( k ) P ( k − 1)h ( k ) + α 1 P ( k ) = I − K ( k )h T ( k ) P ( k − 1) α
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