广义最小二乘法
§13.广义最小二乘法
一、广义最小二乘法
普通最小二乘法、加权最小二乘法是广义最小二乘法的特例。 存在序列相关性最常用的方法是广义最小二乘法
U
XB Y += ??????? ??=n y y y Y 2
1
??
?
??
??
??=nm n m m x x x x x x X 1221111111 ??????? ??=m b b b B 10??????
?
??=n u u u U 21 0
)(=U E Ω='='2
)()(σ
U U E U U Cov ????
?
?
?
??=Ωnn n n n w w w w w w w
212211211 存在异方差 设D D '=Ω 用1-D 左乘U
XB Y +=两边 U D XB D Y D 1
11---+=即 *
**U B X Y +=
)()()(1
1****''='='--D U U D E U U E U U Cov ''=--1
1)(D
U U E D 'Ω=--121D D σ''=--1
12D D D D σ
=I 2σ
用最小二乘法得：
**1**)(?Y
X X X B ''=- =Y
D D X X D D X 11111)(-----'''' =Y
X X X 111)(---Ω'Ω' 这就是广义最小二乘法估计模型的参数估计量。
矩阵Ω的估计为 ?
???
??? ??=Ω22
12
212121n n n n e e e e e e e e e e e
二、广义最小二乘法的示例
湖北省病虫灾成灾面积与受灾面积对应关系的分析
病虫灾成灾面积与受灾面积的对应关系的研究对于指导抗灾、救灾有着重大的意义。从统计分析的角度出发，利用逐年的统计资料将病虫灾成灾面积数据
看成时间序列i y ，病虫灾受灾面积数据看成时间序列i x ，应用普通最小二乘法可以建立线性模型给出病虫灾成灾面积与受灾面积之间的线性关系。但这一思路存在着重大的缺陷：没有考虑扰动项的自相关，直观上看病虫灾成灾面积数据有扰动项的自相关。如果确实存在着扰动项的自相关而不加以考虑，它将直接影响到病虫灾成灾面积与受灾面积二者之间关系的准确性。为此，考虑到数据扰动项的自相关，利用1978~1995年湖北省病虫灾统计数据，先进行检验看是否存在自相关，通过Durbin-Watson 检验后，基于广义最小二乘法，给出湖北省病虫灾成灾面积与受灾面积的对应关系。
应用1978~1995年湖北省病虫灾统计数据(见表1)
表1
1978~1995年湖北省病虫灾统计数据 单位：667公顷 年份 病虫受灾面积i x 病虫成灾面积i y 年份
病虫受灾面积i x 病虫成灾面积
i y 1978
479.87 175.6 1987 727 325.7 1979 424.24 151.3 1988 120.8 64 1980 620.8 328 1989 1197.7 523.5 1981 487.5 269.3 1990 687.7 305.7 1982 384.3 212.1 1991 624.6 358.7 1983 485.02 253.51 1992 294.1 157 1984 323.97 183.78 1993 673.6 356.8 1985 459.2 244.5 1994 931.4 508.3 1986
197.3
85.7
1995
455.4
240
将病虫灾成灾面积数据看成时间序列18,2,1 =i y i ，病虫灾受灾面积数据看成时间序列,18,2,1 =i x i
设 i
i i u x b b y ++= 10 i u 为扰动项 用普通最小二乘法可得i i x b b y ???10+=,实际计算的结果为
466.0
? 6.15?10==b b 所以有
i
i x y 466.06.15?+= 应用普通最小二乘法建立的线性模型,给出了湖北省病虫灾成灾面积与受灾面积之间的线性关系。这个结果没有考虑扰动项是否有自相关。
扰动项是否有自相关,可以用Durbin-Watson 法检验。对i
i i u x b b y ++= 10 若用普通最小二乘法得到i i x b b y ???10+=则∧
-=i i i y y e Durbin-Watson 统计量定义为：
∑∑==--=
n
i i
n
i i i e
e e
d 1
2
2
2
1)(
表2
Durbin-Watson 检验计算表
n i x i y
∧
i y
∧
-=i i i y y e
2i e 1-i i e e 1--i i e e 2
1
)(--i i e e 1 479.87 175.6 239.2726 -63.6726 4054.206 3950.772 1.62447 2.638903
2 424.24 151.
3 213.3482 -62.0482 3849.976 -1430.32 85.0999 7241.992 3 620.8 328 304.9483 23.05172 531.3817 610.217 3.419933 11.6959
4 4 487.
5 269.3 242.8284 26.47165 700.7483 459.667 -9.10715 82.9401
6 5 384.3 212.1 194.7355 17.3645 301.5259 205.55 -5.52713 30.54918 6 485.02 253.51 241.6726 11.8373
7 140.1233 203.1203 5.321877 28.32237 7 323.97 183.7
8 166.6208 17.15925 294.4397 254.9847 -2.29934 5.286981 8 459.2 244.5 229.6401 14.859
9 220.8167 -325.291 -36.7504 1350.593 9 197.3 85.7 107.5905 -21.8905 479.1943 629.1153 -6.84868 46.90435 10 727 325.7 354.4392 -28.7392 825.9406 228.1972 20.7989 432.5942 11 120.8 64 71.94028 -7.94028 63.04809 399.34 -42.3526 1793.745 12 1197.7 523.5 573.7929 -50.2929 2529.377 1530.149 19.86816 394.7438 13 687.7 305.7 336.1248 -30.4248 925.6656 -1581.5 82.40561 6790.684 14 624.6 358.7 306.7191 51.98086 2702.009 223.4732 -47.6817 2273.546 15 294.1 157 152.7009 4.299144 18.48264 117.1348 22.94693 526.5615 16 673.6 356.8 329.5539 27.24607 742.3485 1596.815 31.36108 983.517 17 931.4 508.3 449.6929 58.60715 3434.798 710.9495 -46.4764 2160.054 18
455.4 240 227.8692 12.13076 147.1554
∑
21961.24
7782.372 24156.37
应用i i x y 466.06.15+=∧
及表1给出的i y ，i x 可得到
18,2,1 , =-=∧
i y y e i
i i 。经过计算（见表2）得到
099
.124
.2196137
.24156)(1
2
2
2
1
==-=∑
∑
==-n
i i
n
i i i
e e e d 对
1
, 1 , 05.0===n k α查Durbin-Watson 检验表得： 39.1 , 18.1==U
L d d L d d <
拒绝0: 0=ρH 认为扰动项有正自相关。 从上述检验可知1978~1995年湖北省病虫灾统计数据中病虫灾成灾面积与
受灾面积之间线性关系的扰动项有正自相关。应用普通最小二乘法得到的结果缺乏准确性。为了解决扰动项的正自相关，可以采用广义最小二乘法。 若扰动项为正自相关，令
U
XB Y += ???????
??
=n y y y Y 21 ???????
??=n x x x X 11
121 ???? ??=10b b B ????
??
?
??=n u u u U 21 广义最小二乘法所得的参数估计式为Y
X X X B 1
11')'(---∧
ΩΩ=，它具有最佳线性无偏的特性。
其中 ?
???
?
??
?
??=Ω------11113
2132
2
12
n n n n n n ρρρ
ρρ
ρρρ
ρ
ρρρ
?????????
? ?
?--++--+---=Ω-10001000001000100
01
11222
2
1
ρ
ρρρρρρ
ρρρ
ρ
可用其估计∑
∑
==-∧
≈
n
i i n
i i i e e e 1
2
2
1
ρ代替。利用表2 的计算结果可得
35.01
221
=≈
∑∑==-∧
n
i i
n
i i i e
e
e ρ,运用数学软件Mathcad 计算得
???
? ??-=Ω-28.369191901.420501.420596.735.011)'(21
X X ???? ??-=Ω-63.178144835.207235.011'21
Y X ???? ??=ΩΩ=???
? ??=---∧
46.066.13')'(??11110Y X X X b b B 所以湖北省病虫灾成灾面积与受灾面积之间的线性关系为
i i x y 46.066.13+=∧
这个结果考虑了扰动项的自相关而且具有最佳线性无偏的特性。以此为预测方程
比原来的回归方程效果更佳。
最小二乘法及其应用..
最小二乘法及其应用 1． 引言 最小二乘法在19世纪初发明后,很快得到欧洲一些国家的天文学家和测地学家的广泛关注。据不完全统计,自1805年至1864年的60年间,有关最小二乘法的研究论文达256篇,一些百科全书包括1837年出版的大不列颠百科全书第7版,亦收入有关方法的介绍。同时,误差的分布是“正态”的,也立刻得到天文学家的关注及大量经验的支持。如贝塞尔( F. W. Bessel, 1784—1846)对几百颗星球作了三组观测,并比较了按照正态规律在给定范围内的理论误差值和实际值,对比表明它们非常接近一致。拉普拉斯在1810年也给出了正态规律的一个新的理论推导并写入其《分析概论》中。正态分布作为一种统计模型,在19世纪极为流行,一些学者甚至把19世纪的数理统计学称为正态分布的统治时代。在其影响下,最小二乘法也脱出测量数据意义之外而发展成为一个包罗极大,应用及其广泛的统计模型。到20世纪正态小样本理论充分发展后,高斯研究成果的影响更加显著。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。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”。最小二乘法是参数回归的最基本得方法所以研究最小二乘法原理及其应用对于统计的学习有很重要的意义。 2. 最小二乘法 所谓最小二乘法就是：选择参数10,b b ,使得全部观测的残差平方和最小. 用数学公式表示为： 21022)()(m in i i i i i x b b Y Y Y e --=-=∑∑∑∧ 为了说明这个方法，先解释一下最小二乘原理，以一元线性回归方程为例. i i i x B B Y μ++=10 （一元线性回归方程）
最小二乘法原理
最小二乘法原理 1. 概念 最小二乘法多项式曲线拟合，根据给定的m 个点,并不要求这条曲线精确地经过这些点，而是曲线y=f(x)的近似曲线y= φ(x)。 2. 原理 给定数据点pi(xi,yi)，其中i=1,2,…,m 。求近似曲线y= φ(x)。并且使得近似曲线与y=f(x)的偏差最小。近似曲线在点pi 处的偏差δi= φ(xi)-yi ，i=1,2,...,m 。 常见的曲线拟合方法： 1. 是偏差绝对值最小 11min (x )y m m i i i i i φδφ===-∑∑ 2. 是最大的偏差绝对值最小 min max (x )y i i i i φδ?=- 3. 是偏差平方和最小 2211min ((x )y )m m i i i i i φδ?===-∑∑ 按偏差平方和最小的原则选取拟合曲线，并且采取二项式方程为拟合曲线的方法,称为最小二乘法。 推导过程： 1. 设拟合多项式为： 01...k k y a a x a x =+++ 2. 各点到这条曲线的距离之和，即偏差平方和如下： 2 2 011(...)m k i i k i i R y a a x a x =??=-+++??∑ 3. 为了求得符合条件的a 值，对等式右边求ak 偏导数，因而我们得到了： 011 2(...)0m k i k i i y a a x a x =??--+++=??∑ 011 2(...)0m k i k i i y a a x a x x =??--+++=??∑
…….. 0112( 0 k k i k i i y a a x a x x =??--+++=??∑ 4. 将等式简化一下，得到下面的式子 01111...n n n k i k i i i i i a n a x a x y ===+++=∑∑∑ 2 1011111...n n n n k i i k i i i i i i i a x a x a x y x +====+++=∑∑∑∑ …… 12011111...n n n n k k k k i i k i i i i i i i a x a x a x y x +====+++=∑∑∑∑ 5. 把这些等式表示成矩阵形式，就可以得到下面的矩阵： 11102111111121111.........n n n k i i i i i i n n n n k i i i i i i i i i n n n n k k k k k i i i i i i i i i n x x y a a x x x x y a x x x x y ===+====+====??????????????????????=?????????????????????? ∑∑∑∑∑∑∑∑∑∑∑ 6. 将这个范德蒙矩阵化简后得到： 0111122 21...1...1...k k k k n n n a y x x a y x x a y x x ??????????????????=????????????????????
普通最小二乘法(OLS)
普通最小二乘法（OLS ） 普通最小二乘法（Ordinary Least Square ，简称OLS ），是应用最多的参数估计方法，也是从最小二乘原理出发的其他估计方法的基础，是必须熟练掌握的一种方法。 在已经获得样本观测值i i x y ,（i=1,2,…,n ）的情况下 （见图中的散点），假如模型（）的参数估计量已经求得到， 为^0β和^ 1β，并且是最合理的参数估计量，那么直线方程（见 图中的直线） i i x y ^ 1^0^ββ+= i=1,2,…,n 应该能够最 好地拟合样本数据。其中^i y 为被解释变量的估计值，它是由参数估计量和解释变量的观测值计算得到的。那么，被解释变量的估计值与观测值应该在总体上最为接近，判断的标准是二者之差的平方和最小。 ),()(1022101ββββQ u x y Q i i n i i ==--=∑∑= ()()),(min ????1021 10212?,?1100ββββββββQ x y y y u Q n i i n i i i =--=-==∑∑∑== 为什么用平方和因为二者之差可正可负，简单求和可能将很大的误差抵消掉，只有平方和才能反映二者在总体上的接近程度。这就是最小二乘原则。那么，就可以从最小二乘原则和样本观测值出发，求得参数估计量。 由于 2 1 ^1^012 ^ ))(()(∑∑+--=n i i n i i x y y y Q ββ＝ 是^0β、^1β的二次函数并且非负，所以其极小值总是存在的。根据罗彼塔法则，当Q 对^0β、^ 1β的一阶偏导数为0时，Q 达到最小。即
0011001100?,?1 ?,?0 =??=??====ββββββββββQ Q 容易推得特征方程： ()0)??(0?)??(1011 10==--==-=--∑∑∑∑∑==i i i i n i i i i i i n i i e x x y x e y y x y ββββ 解得： ∑∑∑∑∑+=+=2^ 1^0^1^0i i i i i i x x x y x n y ββββ （） 所以有：???? ?????-=---=--=∑∑∑∑∑∑∑=======x y x x y y x x x x n y x y x n n i i n i i i n i i n i i n i i n i i n i i i 10121 21121111??)())(()()()(?βββ （） 于是得到了符合最小二乘原则的参数估计量。 为减少计算工作量，许多教科书介绍了采用样本值的离差形式的参数估计量的计算公式。由于现在计量经济学计算机软件被普遍采用，计算工作量已经不是什么问题。但离差形式的计算公式在其他方面也有应用，故在此写出有关公式，不作详细说明。记 ∑=-i x n x 1 ∑=-i y n y 1 y y y x x x i i i i -=-= （）的参数估计量可以写成
参数的最小二乘法估计
第四章最小二乘法与组合测量 §1概述 最小二乘法是用于数据处理和误差估计中的一个很得力的数学工具。对于从事精密科学实验的人们来说，应用最小乘法来解决一些实际问题，仍是目前必不可少的手段。例如，取重复测量数据的算术平均值作为测量的结果，就是依据了使残差的平方和为最小的原则，又如，在本章将要用最小二乘法来解决一类组合测量的问题。另外，常遇到用实验方法来拟合经验公式，这是后面一章回归分析方法的内容，它也是以最小二乘法原理为基础。 最小二乘法的发展已经经历了200多年的历史，它最先起源于天文和大地测量的需要，其后在许多科学领域里获得了广泛应用，特别是近代矩阵理论与电子计算机相结合，使最小二乘法不断地发展而久盛不衰。 本章只介绍经典的最小二乘法及其在组合测量中的一些简单的应用，一些深入的内容可参阅专门的书籍和文献。 §2最小二乘法原理 最小二乘法的产生是为了解决从一组测量值中寻求最可信赖值的问题。对某量x 测量一组数据n x x x ,,,21 ，假设数据中不存在系统误差和粗大误差，相互独立，服从正态分布，它们的标准偏差依次为：n σσσ ,,21记最可信赖值为x ，相应的残差x x v i i -=。测值落入),(dx x x i i +的概率。 根据概率乘法定理，测量n x x x ,,,21 同时出现的概率为 显然，最可信赖值应使出现的概率P 为最大，即使上式中页指数中的因子达最小，即
权因子：2 2o i i w σσ=即权因子i w ∝21i σ，则 再用微分法，得最可信赖值x 1 1 n i i i n i i w x x w === ∑∑即加权算术平均值 这里为了与概率符号区别，以i ω表示权因子。 特别是等权测量条件下，有： 以上最可信赖值是在残差平方和或加权残差平方和为最小的意义下求得的，称之为最小二乘法原理。它是以最小二乘方而得名。 为从一组测量数据中求得最佳结果，还可使用其它原理。 例如 （1）最小绝对残差和法：Min v i =∑ （2）最小最大残差法：Min v i =max （3）最小广义权差法：Min v v i i =-m in m ax 以上方法随着电子计算机的应用才逐渐引起注意，但最小二乘法便于解析，至今仍用得最广泛。 §3.线性参数最小二乘法 先举一个实际遇到的测量问题，为精密测定三个电容值:321,,x x x 采用的测量方案是，分别等权、独立测得323121,,,x x x x x x ++,列出待解的数学模型。 1x =0.3 2x =-0.4 1x +3x =0.5
最小二乘法的原理及其应用
最小二乘法的原理及其应用 一、研究背景 在科学研究中，为了揭示某些相关量之间的关系，找出其规律，往往需要做数据拟合，其常用方法一般有传统的插值法、最佳一致逼近多项式、最佳平方逼近、最小二乘拟合、三角函数逼近、帕德（Pade）逼近等，以及现代的神经网络逼近、模糊逼近、支持向量机函数逼近、小波理论等。 其中，最小二乘法是一种最基本、最重要的计算技巧与方法。它在建模中有着广泛的应用，用这一理论解决讨论问题简明、清晰，特别在大量数据分析的研究中具有十分重要的作用和地位。随着最小二乘理论不断的完善，其基本理论与应用已经成为一个不容忽视的研究课题。本文着重讨论最小二乘法在化学生产以及系统识别中的应用。 二、最小二乘法的原理 人们对由某一变量t或多个变量t1…..tn 构成的相关变量y感兴趣。如弹簧的形变与所用的力相关，一个企业的盈利与其营业额，投资收益和原始资本有关。为了得到这些变量同y之间的关系，便用不相关变量去构建y，使用如下函数模型 , q个相关变量或p个附加的相关变量去拟和。 通常人们将一个可能的、对不相关变量t的构成都无困难的函数类型充作函数模型（如抛物线函数或指数函数）。参数x是为了使所选择的函数模型同观测值y相匹配。（如在测量弹簧形变时，必须将所用的力与弹簧的膨胀系数联系起来）。其目标是合适地选择参数，使函数模型最好的拟合观测值。一般情况下，观测值远多于所选择的参数。 其次的问题是怎样判断不同拟合的质量。高斯和勒让德的方法是，假设测量误差的平均值为0。令每一个测量误差对应一个变量并与其它测量误差不相关（随机无关）。人们假设，在测量误差中绝对不含系统误差，它们应该是纯偶然误差，围绕真值波动。除此之外，测量误差符合正态分布，这保证了偏差值在最后的结果y上忽略不计。 确定拟合的标准应该被重视，并小心选择，较大误差的测量值应被赋予较小的权。并建立如下规则：被选择的参数，应该使算出的函数曲线与观测值之差的平方和最小。用函数表示为：
广义最小二乘法
4.5 广义最小二乘法（GLS ） GLS----Generalized Least Squares 1. 基本原理 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)(k ξ转化成白噪声)(k ε。 由方程（4-4）、（4-5），系统的差分方程可以表示为 )()()()()(11k k u z b k y z a ξ+=-- （4-114） 式中 n n z a z a z a z a ----++++=ΛΛ221111)( n n z b z b z b b z b ----++++=ΛΛ221101)( 如果知道有色噪声序列)(k ξ的相关性，则可以把)(k ξ看成白噪声通过线性系统后所得的结果。这种线性系统通常称为成形滤波器，其差分方程为 )()()()(11 _ k z d k z c εξ-- -= （4-115） 式中)(k ε是均值为零的白噪声序列，)()(1 1 _ -- -z d 、z c 是1 -z 的多项式。 令 _11 1212_ 1()()1() m m c z f z f z f z f z d z ------= =+++L L （4-116） 有 )() (1 )()()()(11k z f k k k z f εξεξ--==或 （4-117） 即 1212(1)()()m m f z f z f z k k ξε---++++=L L （4-118） 或 )()()2()1()(21k m k f k f k f k m εξξξξ+-------=ΛΛ () 1,,n k n N =++L L （4-119） 这一噪声模型（自回归模型）的阶m ，一般事先是不知道的，实际经验表明，若指定m
最小二乘法的本原理和多项式拟合
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) 的大小，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i m 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∑=m i i r 0 ，即误差向量r 的1— 范数；三是误差平方和∑=m i i r 02 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∑=m i i r 02 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 i r 0 2 =[]∑==-m i i i y x p 0 2 min )( 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。 在曲线拟合中，函数类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 ∈=∑=n k k k n x a x p 0 )(,使得 [] min )(0 02 02 =??? ??-=-=∑∑∑===m i m i 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。特别地，当n=1时，称为线性拟合或直线拟合。
广义递推最小二乘辨识
广义递推最小二乘辨识 一、实验目的 1 通过实验掌握广义最小二乘辨识算法； 2 运用MATLAB编程，掌握算法实现方法。 二、实验原理 广义最小二乘法的基本思想是基于对数据先进行一次滤波预处理，然后利用普通最小二乘法对滤波后的数据进行辨识。如果滤波模型选择得合适，对数据进行了较好的白色化处理，那么直接利用普通最小二乘法就能获得无偏一致估计。 广义最小二乘法所用的滤波模型实际上就是一种动态模型，在整个迭代过程中不断靠偏差信息来调整这个滤波模型，使它逐渐逼近于一个较好的滤波模型，以便对数据进行较好的白色化处理，使模型参数估计称为无偏一致估计。理论上说，广义最小二乘法所用的动态模型经过几次迭代调整后，便可对数据进行较好的白化处理，但是，当过程的输出噪信比比较大或模型参数比较多时，这种数据白色化处理的可靠性就会下降。此时，准则函数可能出现多个局部收敛点，因而辨识结果可能使准则函数收敛于局部极小点上而不是全局极小点上。这样，最终的辨识结果往往也会是有偏的。 其收敛速度比较慢，需要经过多次迭代计算，才能得到较准确的参数估计值。一般情况下，经过多次迭代后，估计值便会收敛到稳态值。但在某些情况下（如噪声比较低时）存在局部极小值，估计值不一定收敛到准则函数的全局极小值上。为了防止参数估计值收敛到局部极小值，最好选定初值接近最优解，一般可以用最小二乘法的批处理估计值作为初值。如果系统是时变的，或为了克服数据饱和现象，可以在两次RLS算法中分别引进遗忘因子。 三、实验内容 <1> 数据获取：实验数据按照表9-1，为二阶线性离散系统的输入输出数据 <2> 数据处理：为了提高辨识精度，实验者必须对原始数据进行剔除坏数据、零均值化、工频滤波等处理。实验进行了白化滤波处理。 <3> 辨识算法：利用处理过的数据（取适当的数据长度），选择某种辨识方法（如RLS递推最小二乘法、RELS、RIV或RML等参数估计算法及F-检验或AIC定
最小二乘法原理及应用【文献综述】
毕业论文文献综述 信息与计算科学 最小二乘法的原理及应用 一、国内外状况 国际统计学会第56届大会于2007年8月22-29日在美丽的大西洋海滨城市、葡萄牙首都里斯本如期召开。应大会组委会的邀请，以会长李德水为团长的中国统计学会代表团一行29人注册参加了这次大会。北京市统计学会、山东省统计学会，分别组团参加了这次大会。中国统计界（不含港澳台地区）共有58名代表参加了这次盛会。本届大会的特邀论文会议共涉及94个主题，每个主题一般至少有3-5位代表做学术演讲和讨论。通过对大会论文按研究内容进行归纳，特邀论文大致可以分为四类：即数理统计，经济、社会统计和官方统计，统计教育和统计应用。 数理统计方面。数理统计作为统计科学的一个重要部分，特别是随机过程和回归分析依然展现着古老理论的活力，一直受到统计界的重视并吸引着众多的研究者。本届大会也不例外。 二、进展情况 数理统计学19世纪的数理统计学史, 就是最小二乘法向各个应用领域拓展的历史席卷了统计大部分应用的几个分支——相关回归分析, 方差分析和线性模型理论等, 其灵魂都在于最小二乘法; 不少近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, 这包括回归分析中一系列修正最小二乘法而导致的估计方法。 数理统计学的发展大致可分 3 个时期。① 20 世纪以前。这个时期又可分成两段，大致上可以把高斯和勒让德关于最小二乘法用于观测数据的误差分析的工作作为分界线，前段属萌芽时期，基本上没有超出描述性统计量的范围。后一阶段可算作是数理统计学的幼年阶段。首先，强调了推断的地位，而摆脱了单纯描述的性质。由于高斯等的工作揭示了最小二乘法的重要性，学者们普遍认为，在实际问题中遇见的几乎所有的连续变量，都可以满意地用最小二乘法来刻画。这种观点使关于最小二乘法得到了深入的发展，②20世纪初到第二次世界大战结束。这是数理统计学蓬勃发展达到成熟的时期。许多重要的基本观点和方法，以及数理统计学的主要分支学科，都是在这个时期建立和发展起来的。这个时期的成就，包含了至今仍在广泛使用的大多数统计方法。在其发展中，以英国统计学家、生物学家费希尔为代表的英国学派起了主导作用。③战后时期。这一时期中，数理统计学在应用和理论两方面继续获得很大的进展。
最小二乘法原理
最小二乘法 最小二乘法是一种在误差估计、不确定度、系统辨识及预测、预报等数据处理诸多学科领域得到广泛应用的数学工具。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。最小二乘法公式： 设拟合直线的公式为 , 其中：拟合直线的斜率为： ；计算出斜率后，根据 和已经确定的斜率k，利用待定系数法求出截距b。
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)²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。 (式1-4) (式1-5) 亦即 m a0 + (∑Xi ) a1 = ∑Yi (式1-6)
(∑Xi ) a0 + (∑Xi2 ) a1 = ∑(Xi, Yi) (式1-7) 得到的两个关于a0、a1为未知数的两个方程组，解这两个方程组得出： a0 = (∑Yi) / m - a1(∑Xi) / m (式1-8) a1 = [∑Xi Yi - (∑Xi ∑Yi)/ m] / [∑Xi2 - (∑Xi)2 / m)] (式1-9) 这时把a0、a1代入(式1-1)中, 此时的(式1-1)就是我们回归的元线性方程即：数学模型。 在回归过程中，回归的关联式是不可能全部通过每个回归数据点(x1, y1、x2, y2...xm,ym),为了判断关联式的好坏,可借助相关系数“R”，统计量“F”，剩余标准偏差“S”进行判断；“R”越趋近于1 越好；“F”的绝对值越大越好；“S”越趋近于0 越好。 R = [∑XiYi - m (∑Xi / m)(∑Yi / m)]/ SQR{[∑Xi2 - m (∑Xi / m)2][∑Yi2 - m (∑Yi / m)2]} (式1-10) * 在(式1-1)中，m为样本容量，即实验次数；Xi、Yi分别任意一组实验X、Y的数值。微积分应用课题一最小二乘法 从前面的学习中, 我们知道最小二乘法可以用来处理一组数据, 可以从一组测定的数据中寻求变量之间的依赖关系, 这种函数关系称为经验公式. 本课题将介绍最小二乘法的精确定义及如何寻求与之间近似成线性关系时的经验公式. 假定实验测得变量之间的个数
(完整)系统辨识—最小二乘法汇总,推荐文档
最小二乘法参数辨识 201403027 摘要:系统辨识在工程中的应用非常广泛,系统辨识的方法有很多种,最小 二乘法是一种应用极其广泛的系统辨识方法.阐述了动态系统模型的建立及其最小二乘法在系统辨识中的应用,并通过实例分析说明了最小二乘法应用于系统辨识中的重要意义. 关键词:最小二乘法;系统辨识;动态系统 Abstract: System identification in engineering is widely used, system identification methods there are many ways， least squares method is a very wide range of application of system identification method and the least squares method elaborated establish a dynamic system models in System Identification applications and examples analyzed by the least squares method is applied to illustrate the importance of system identification. Keywords: Least Squares; system identification; dynamic system
引言 随着科学技术的不断发展,人们认识自然、利用自然的能力越来越强,对于未知对象的探索也越来越深入.我们所研究的对象,可以依据对其了解的程度分为三种类型:白箱、灰箱和黑箱.如果我们对于研究对象的内部结构、内部机制了解很深入的话,这样的研究对象通常称之为“白箱”;而有的研究对象,我们对于其内部结构、机制只了解一部分,对于其内部运行规律并不十分清楚,这样的研究对象通常称之为“灰箱”;如果我们对于研究对象的内部结构、内部机制及运行规律均一无所知的话,则把这样的研究对象称之为“黑箱”.研究灰箱和黑箱时,将研究的对象看作是一个系统,通过建立该系统的模型,对模型参数进行辨识来确定该系统的运行规律.对于动态系统辨识的方法有很多,但其中应用最广泛,辨识 效果良好的就是最小二乘辨识方法,研究最小二乘法在系统辨识中的应用具有现实的、广泛的意义. 1．1 系统辨识简介 系统辨识是根据系统的输入输出时间函数来确定描述系统行为的数学模型。现代控制理论中的一个分支。通过辨识建立数学模型的目的是估计表征系统行为的重要参数，建立一个能模仿真实系统行为的模型，用当前可测量的系统的输入和输出预测系统输出的未来演变，以及设计控制器。对系统进行分析的主要问题是根据输入时间函数和系统的特性来确定输出信号。对系统进行控制的主要问题是根据系统的特性设计控制输入，使输出满足预先规定的要求。而系统辨识所研究的问题恰好是这些问题的逆问题。通常，预先给定一个模型类μ={M}（即给定一类已知结构的模型），一类输入信号u和等价准则J=L(y，yM)(一般情况下，J是误差函数，是过程输出y和模型输出yM的一个泛函)；然后选择使误差函数J达到最小的模型，作为辨识所要求的结果。系统辨识包括两个方面：结构辨识和参数估计。在实际的辨识过程中，随着使用的方法不同，结构辨识和参数估计这两个方面并不是截然分开的，而是可以交织在一起进行的。 1.2系统辨识的目的 在提出和解决一个辨识问题时，明确最终使用模型的目的是至关重要的。它对模型类（模型结构）、输入信号和等价准则的选择都有很大的影响。通过辨识建立数学模型通常有四个目的。 ①估计具有特定物理意义的参数有些表征系统行为的重要参数是难以直接测量的，例如在生理、生态、环境、经济等系统中就常有这种情况。这就需要通过能观测到的输入输出数据，用辨识的方法去估计那些参数。 ②仿真仿真的核心是要建立一个能模仿真实系统行为的模型。用于系统分析的仿真模型要求能真实反映系统的特性。用于系统设计的仿真，则强调设计参数能正确地符合它本身的物理意义。 ③预测这是辨识的一个重要应用方面，其目的是用迄今为止系统的可测量的输入和输出去预测系统输出的未来的演变。例如最常见的气象预报，洪水预报，其他如太阳黑子预报，市场价格的预测，河流污染物含量的预测等。预测模型辨识的等价准则主要是使预测误差平方和最小。只要预测误差小就是好的预测
最小二乘法基本原理
该方程的参数估计步骤如下： 取n 组观测值n i x x x y ki i i i ,,2,1),,,,(211 =代入上式中可得下列形式： ?????????++??+++=++??+++=++??+++=m mk k m m m k k k k u x x x y u x x x y u x x x y ββββββββββββ2211022222211021 112211101 （2） (2)的矩阵表达形式为： U B X y += （3） 对于模型（3），如果模型的参数估计值已经得到，则有： ^^B X y = （4） 那么，被解释变量的观测值与估计值之差的平方和为： ∑∑==--==-==n i i i n i i B X Y B X Y e e y y e Q 1 ^ '^'2^12)()()( （5） 根据最小二乘法原理，参数估计值应该是下列方程： 0)()(^' ^^=--??B X Y B X Y B （6） 的解。于是，参数的最小二乘估计值为： Y X X X B '1'^)(-= （ 7）
多变量预测模型是以多元线性回归方程为基础，其一般形式为： i ki k i i i u x x x y +++++=ββββ 22110 （8） 其中：k n i ;,,2,1 =为解释变量的数目；k x x x ,,,21 为解释变量，)1(+k 为解释变量的数目；k βββ ,,21为待估参数；u 为随机干扰项；i 为观测值下标。 统计检验是依据统计理论来检验模型参数估计值的可靠性。主要包括方程显著性检验（F 检验）和变量显著性检验（F 检验）。前者计算出F 统计量的数值；给定一个显著性水平α，查F 分布表，得到一个临界值),1,(--k n k F α当)1,(-->k n k F F α时，通过F 检验。后者计算出t 统计量的数值；给定一个显著性水平α，查t 分布表，得到一个临界值)1(2/--k n t α，当)1(||2/-->k n t t α时，通过t 检验。
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。 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。 加权最小二乘法加权最小二乘法可对不同置信度的测量值采用加权的办法分别对待，置信度加权高的，权重取得大些；置信度低的，权重取的小些。 但加权最小二乘法仅能用于事先能估计方程误差对参数估计的影
广义最小二乘法2
第五章 广义最小二乘法 当计量经济学模型同时存在序列相关和异方差,而且随机误差项的方差-协方差矩阵未知时我们可以考虑使用广义最小二乘法(GLS)。即下列模型： μβ+=X Y 满足这样一些条件： 0)(=μE Ω=2')(δμμCOV nn n n n ωωωωωωωωω 21222 2111211......= Ω 设D D '=ω 用1 -D 左乘μβ+=X Y 的两边，得到一个新的模型 μβ1 1 1 ---+=D X D Y D 即 * * * μβ+=X Y （1） 该模型具有同方差性和随机误差相互独立性。因为可以证明： 2 ** )(δμμ=' E I 于是可用普通最小二乘法估计（1）式，得到的参数估计结果为 **1**)(?Y X X X '-'=β =Y X X X 1 11)(---Ω'Ω' 整个过程最重要的一步就是要估计Ω，当模型存在一阶自相关时。我们取 1 1 121 21 ----= Ωn n n n ρρρρρρ 案例四：广义最小二乘法 在这里我们举例子来说明广义最小二乘法的应用。在讨论这个问题时所采用的数据如下表5.1所示： 表5.1
首先我们计算ρ，我们可以直接根据OLS估计出来的DW来计算，OLS估计出来的结果为下表5.2： 表5.2 可以根据ρ=1-DW/2，DW=0.8774，因此ρ=0.5613,在这个基础上,我们可以得出这个方差-协方差矩阵。方差协方差矩阵可以由以下一个程序来获得： !p=0.5613 matrix(17,17) fac1 for !i=1 to 17 fac1(!i,!i)=1 next for !j=1 to 17 for !i=!j+1 to 17 fac1(!i,!j)=!p^(!i-!j) fac1(!j,!i)=fac1(!i,!j) next next
最小二乘法拟合原理
最小二乘拟合 在物理实验中经常要观测两个有函数关系的物理量。根据两个量的许多组观测数据来确定它们的函数曲线，这就是实验数据处理中的曲线拟合问题。这类问题通常有两种情况：一种是两个观测量x 与y 之间的函数形式已知，但一些参数未知，需要确定未知参数的最佳估计值；另一种是x 与y 之间的函数形式还不知道，需要找出它们之间的经验公式。后一种情况常假设x 与y 之间的关系是一个待定的多项式，多项式系数就是待定的未知参数，从而可采用类似于前一种情况的处理方法。 一、最小二乘法原理 在两个观测量中，往往总有一个量精度比另一个高得多，为简单起见把精度较高的观测量看作没有误差，并把这个观测量选作x ，而把所有的误差只认为是y 的误差。设x 和y 的函数关系由理论公式 y ＝f （x ；c 1，c 2，……c m ） （0-0-1） 给出，其中c 1，c 2，……c m 是m 个要通过实验确定的参数。对于每组观测数据（x i ，y i ）i ＝1，2，……，N 。都对应于xy 平面上一个点。若不存在测量误差，则这些数据点都准确 落在理论曲线上。只要选取m 组测量值代入式（0-0-1），便得到方程组 y i ＝f （x ；c 1，c 2，……c m ） （0-0-2） 式中i ＝1，2，……，m.求m 个方程的联立解即得m 个参数的数值。显然N
Chapter3 广义最小二乘法
第1章 广义最小二乘法 在经典假定条件下，OLS 估计量具有BLUE 性质。解释变量与误差项不相关保证了OLS 估计量的无偏性，误差项的同方差、无序列相关保证了OLS 估计量的有效性。但实践中，这些假定很可能被违背。因此，模型估计之后需要检验这些假定是否得到满足；如果某些假定被违背的的话，则需要对其进行修正。本章介绍异方差、自相关情况下的模型修正。 1.1 异方差和自相关的概念 在随机误差项u 满足同方差和没有序列自相关的假定下，u 的方差协方差矩阵Var(u ) 是一个对角矩阵。即Var(u )主对角线上的元素都是相同的常数；非主对角线上的元素为零。当这两个假定不成立时，V ar(u ) 不再是一个纯量对角矩阵。 Var(u ) = Ω = ?? ?? ? ? ? ??TT T T T T σσσ σσσ σσσ (2) 122221 11211≠σ 2 I 1.1 当Var(u )主对角线上的元素不相等时，表示误差项存在异方差。如果非主对角线上的元 素不为0，表示误差项存在序列相关。当模型存在异方差或自相关时， 1?E(|)E[(')'|]-=+=β X βX X X u X 0 111 1 2 1 ???Var(|)E[()()'|]E[(')''(')|](')'(')(') σ-----=--= =≠β X ββββX X X X uu X X X X X X X ΩX X X X X 因此，异方差和自相关不会影响OLS 估计量的无偏性，但会导致非有效性。存在异方 差或自相关时，参数估计量的方差估计量σ 2 (X 'X )-1是真实方差的有偏估计量，可能会低估或高估真实的方差。t 统计量不再服从t 分布，即使是在大样本的情况下也是如此。F 统计量也不再是F 分布。由此导致错误的推断或预测。比如，σ 2 (X 'X )-1低估了真实方差，那么t 统计量就高估了，就容易将不显著的变量错误地判断为显著。 1.2 广义最小二乘法 要解决异方差和自相关的问题，需要对模型的进行适当的转换，使得转换后模型的误差性满足同方差、无序列相关的假定条件。这即是广义最小二乘法（GLS ）。 假设var()=u Ω，那么对于正定矩阵可以找到矩阵M ，使得 1''-=?=M ΩM I M M Ω 在方程两边同时乘以M ，得到转换后的新模型： =+?=+y X βu My MX βMu 令***,,= = =y My X MX u Mu ，即***=+y X βu 。
最小二乘辨识方法的优劣比较
最小二乘辨识方法的优劣比较 摘 要：本文系统的探讨了三种最小二乘类辨识方法的原理和性能，并对各种方法在各种不同的环境下进行了MATLAB 仿真，仿真结果证明：最小二乘法不适合实时处理，在同等情况下，递推最小二乘的辨识速度较快，但在有色噪声干扰下效果不理想，广义最小二乘法的辨识效果最好，且不受噪声是否有色的影响，但是费时最多。 关键词：最小二乘 辨识速度 MATLAB 仿真 1 引言 系统辨识是一门介于现代控制理论和系统理论的边缘学科．它将现代控制论的平滑、滤波、预测和参数估计理论，以及系统论的系统分析方法和建模思想应用于自然科学、社会科学和工程实践中的各个领域，与各个领域的专业知识相给合，形成了一个个新的交叉学科分支。 关于系统辨识的含义，早在1962年Zacleh 曾作如下定义：“根据系统的输入和输出，在指定的一类系统中确定一个相被辨识系统等价的系统”。根据这个定义，在系统辨识中必须确定三方面的问题；第一，必须指定一类系统．即根据先验信息确定系统模型的类型。第二，必须规定一类插入信号。例如正弦信号、阶跃信号、脉冲信号、白噪声、伪随机信号等。而且这些信号从时域考虑，必须能持续地激励系统的所有状态；从频域考虑，输入信号的频带能覆盖系统的频带宽度。第三，必须规定“系统等价”的含义及其度量准则。 2 线性系统的辨识 2.1 问题描述 考虑如下线性系统： ()()()()()()1111a b n a n b z k a z k a z k n bu k b u k n e k +-++-=-++ -+L L L L （1） 其中，u(k)为系统激励信号，y(k)为系统输出，e(k)为模型噪声。其系统模型如图1所示： N(z)u(k) u(k) G(z) y(k) z(k) e(k) + + 图1 SISO 的系统模型结构图
最小二乘法的原理和应用【开题报告】
毕业论文开题报告 数学与应用数学 最小二乘法的原理和应用 一、选题的意义 最小二乘法在很多领域都的到了广泛的应用。在研究两个变量之间的关系时，可以用回归分析的方法进行分析。当确定了描述两个变量之间的回归模型后，就可以使用最小二乘法估计模型中的参数，进而建立经验方程。简单的说，最小二乘法思想就是要使得观测点和估计点的距离的平方和达到最小。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。从计算角度看，最小二乘法与插值法类似，都是处理数据的算法。但从创设的思想看，二者却有本质的不同，前者寻求一条曲线，使其与观测数据“最接近”，目的是代表观测数据的趋势；后者则是使曲线严格通过给定的观测数据，其目的是通过来自函数模型的数据来接近近似刻画函数。在观测数据带有测量误差的情况下，就会使得这些观测数据偏离函数曲线，结果使得观测数据保持一致的插值法不如最小二乘法得到的曲线更符合客观实际。 最小二乘法能在统计学中得到应用，也是因为测量误差的存在。事实上，在高斯等人创立了测量误差理论，对最小二乘法进行了分析后，这种方法才在统计界获得了合法地位，正式成为了一张统计方法。最小二乘法逐步渗入到统计数据分析领域，对统计学的发展产生了重大影响。 二、研究的主要内容，拟解决的主要问题（阐述的主要观点） 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。曲线拟合中最基本和最常用的是直线拟合。用最小二乘法估计参数时，要求观测值的偏差的加权平方和为最小。由于直线参数的估计值是根据由误差的观测数据点计算出来的，他们不可避免地存在着偏差。 三、研究（工作）步骤、方法及措施（思路） 研究（工作）步骤： 1．2010.12.15－2010.12.31 根据选题，广泛查阅资料，填写任务书有关事项，明确任务要求，初步形成研究方向。 2．2011.1.1－2011.3.6利用课余时间、假期仔细研读参考文献，初步拟定论文提纲，收集所要翻译的外文资料，完成两篇外文翻译，以及撰写开题报告和文献综述。 3．2011.3.6－2011.3.12修改开题报告、文献综述和外文翻译，进一步整理论文大纲。 4．2011.3.13－2011.3.16根据论文大纲翻阅相关详细资料。 5．2011.3.17－2011.3.26整理收集的相关材料，开始写论文工作。 6．2011.3.27－2011.4.10撰写论文初稿，上交论文、译文、开题报告、指导记录、中期检查表。 7．2011.4.11－2011.4.25修改论文，上交所有相关材料。 8．2011.4.26－2011.5.18补充必要的内容，论文打印、定稿。 9. 2011.5.19－2011.5.28准备毕业论文答辩。 方法及措施：主要采用举例分析、探讨的方法。 四、毕业论文（设计）提纲 1. 最小二乘法的引入 1.1最小二乘法及其证明 1.2最小二乘法的简单运用