eine Methode zum Schätzen von Parametern eines statistischen Modells durch Auswahl des Parameterwerts, der die Wahrscheinlichkeit der Beobachtung der gegebenen Stichprobe optimiert.
Warum sagt ein GLM den Mittelwert und nicht den Modus eines Signals voraus? Widerspricht dies nicht der Grundlage des GLM, dh der maximalen Wahrscheinlichkeit? Die zu lösenden Gleichungen für die Modellparameter in einem GLM basieren auf der Maximierung der Wahrscheinlichkeit, wie durch die Wahrscheinlichkeitsverteilung des modellierten Signals beschrieben. Diese Wahrscheinlichkeitsverteilung …
Ich verstehe, wo der E-Schritt im Algorithmus stattfindet (wie im Abschnitt "Mathematik" unten erläutert). Meiner Meinung nach ist der Schlüsseleinfallsreichtum des Algorithmus die Verwendung der Jensen-Ungleichung, um eine Untergrenze für die Log-Wahrscheinlichkeit zu erstellen. In diesem Sinne Expectationwird einfach genommen, um die logarithmische Wahrscheinlichkeit neu zu formulieren, um in Jensens …
Ich habe Daten, die beschreiben, wie oft ein Ereignis während einer Stunde stattfindet ("Anzahl pro Stunde", nph) und wie lange die Ereignisse dauern ("Dauer in Sekunden pro Stunde", dph). Dies sind die Originaldaten: nph <- c(2.50000000003638, 3.78947368414551, 1.51456310682008, 5.84686774940732, 4.58823529414907, 5.59999999993481, 5.06666666666667, 11.6470588233699, 1.99999999998209, NA, 4.46153846149851, 18, 1.05882352939726, 9.21739130425452, 27.8399999994814, …
Christopher Bishop definiert den erwarteten Wert der Likelihood-Funktion für das vollständige Datenprotokoll (dh unter der Annahme, dass wir sowohl die beobachtbaren Daten X als auch die latenten Daten Z erhalten) wie folgt: EZ[lnp(X,Z∣μ,Σ,π)]=∑n=1N∑k=1Kγ(znk){lnπk+lnN(xn∣ μk,Σk)}(1)(1)EZ[lnp(X,Z∣μ,Σ,π)]=∑n=1N∑k=1Kγ(znk){lnπk+lnN(xn∣ μk,Σk)} \mathbb{E}_\textbf{Z}[\ln p(\textbf{X},\textbf{Z} \mid \boldsymbol{\mu}, \boldsymbol{\Sigma}, \boldsymbol{\pi})] = \sum_{n=1}^N \sum_{k=1}^K \gamma(z_{nk})\{\ln \pi_k + \ln \mathcal{N}(\textbf{x}_n \mid …
Zunächst möchte ich präzisieren, dass ich kein Experte für dieses Thema bin. Angenommen, zwei Zufallsvariablen und sind binomisch, bzw. Beachten Sie hier, dass gleich ist. Ich weiß, dassXXXYYYX∼B(n1,p)X∼B(n1,p)X\sim B(n_1,p)Y∼B(n2,p),Y∼B(n2,p),Y\sim B(n_2,p),pppZ=X+Y∼B(n1+n2,p).Z=X+Y∼B(n1+n2,p).Z=X+Y \sim B(n_1+n_2,p). Sei eine Stichprobe für und eine Stichprobe für , gibt es eine Standardmethode zur Schätzung von und ?{x1,…,xk}{x1,…,xk}\{x_1,\ldots,x_k\}XXX{y1,…,yk}{y1,…,yk}\{y_1,\ldots,y_k\}YYYn=n1+n2n=n1+n2n=n_1+n_2ppp …
Lassen Sie uns zunächst einige Daten für eine logistische Regression mit festen und zufälligen Teilen simulieren: set.seed(1) n <- 100 x <- runif(n) z <- sample(c(0,1), n, replace=TRUE) b <- rnorm(2) beta <- c(0.4, 0.8) X <- model.matrix(~x) Z <- cbind(z, 1-z) eta <- X%*%beta + Z%*%b pr <- 1/(1+exp(-eta)) …
Für mein aktuelles Projekt muss ich möglicherweise ein Modell erstellen, um das Verhalten einer bestimmten Personengruppe vorherzusagen. Der Trainingsdatensatz enthält nur 6 Variablen (ID dient nur zu Identifikationszwecken): id, age, income, gender, job category, monthly spend in dem monthly spendist die Antwortvariable. Der Trainingsdatensatz enthält jedoch ungefähr 3 Millionen Zeilen, …
Angenommen, ich habe ein Münzwurf-Experiment, bei dem ich die maximale Wahrscheinlichkeitsschätzung des Münzparameters berechnen möchte, wenn ich die Münze mal werfe . Nach der Berechnung der Ableitung der Binomialwahrscheinlichkeitsfunktion L (p) = {n \ wähle x} p ^ x (1-p) ^ {nx} erhalte ich den optimalen Wert für p als …
In einer kürzlich gehaltenen Vorlesung wurde mir gesagt, dass die Log-Wahrscheinlichkeit auf minus unendlich gehen muss, damit die maximale Wahrscheinlichkeitsschätzung gültig ist, wenn der Parameter an die Grenze des Parameterraums geht. Aber ich verstehe nicht, warum das wichtig ist. Angenommen, die Log-Wahrscheinlichkeit geht auf eine Art Asymptote über. Dann ist …
Ich habe einen variablen Satz von Antworten, die als Intervall ausgedrückt werden, wie im folgenden Beispiel. > head(left) [1] 860 516 430 1118 860 602 > head(right) [1] 946 602 516 1204 946 688 Dabei ist links die Untergrenze und rechts die Obergrenze der Antwort. Ich möchte die Parameter anhand …
Der Stichprobenmittelwert ist der Maximum-Likelihood-Schätzer von für eine Normalverteilung . Der Stichprobenmedian ist der Maximum-Likelihood-Schätzer von für eine Laplace-Verteilung (auch als doppelte Exponentialverteilung bezeichnet).μμ\muNormal ( μ , σ)Normal(μ,σ)\text{Normal}(\mu,\sigma)mmm Laplace ( m , s )Laplace(m,s)\text{Laplace}(m,s) Existiert eine Verteilung mit einem Standortparameter, für den der getrimmte Stichprobenmittelwert der Maximum-Likelihood-Schätzer ist?
Ich habe zwei Gruppen von 10 Teilnehmern, die während eines Experiments dreimal bewertet wurden. Um die Unterschiede zwischen den Gruppen und zwischen den drei Bewertungen zu testen, führte ich eine 2 × 3-ANOVA mit gemischtem Design mit group(Kontrolle, experimentell), time(erste, zweite, drei) und group x time. Beides timeund groupErgebnis signifikant, …
Ich suche nach der richtigen statistischen Terminologie, um das folgende Problem zu beschreiben. Ich möchte ein elektronisches Gerät charakterisieren, das eine lineare Antwort hat Y.= β0+ β1X.+ ϵY=β0+β1X+ϵY = \beta_0 + \beta_1 X + \epsilon Dabei ist ein Begriff aufgrund des Ausleserauschens des Geräts. Um zu bestimmen würde ich eine …
Gibt es einen Standardnamen für ein multinomiales Auswahlmodell, bei dem die Beobachtungen in Form von binären Fragen wie "Bevorzugen Sie A gegenüber B" und "Bevorzugen Sie B gegenüber D" vorliegen? Dies scheint ein häufiges Ereignis zu sein, und die Wahrscheinlichkeit ist leicht genug, um von Hand geschrieben zu werden, aber …
Ich habe kürzlich angefangen, über Maximum Likelihood Estimator und Bayes'sche Statistiken zu lesen. Ich verstehe, dass bei einem statistischen Modell , bei dem zu einem großen Parameterraum , die KL-Divergenz zwischen und ( die Wahrheit ist) Der Parameter, den wir finden möchten) wird für das minimiert, das maximiert . Unter …
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