Generalized Linear Model [GLM]
|
|
- Ῥόδη Κολιάτσος
- 5 χρόνια πριν
- Προβολές:
Transcript
1 Generalzed Lnear Model [GLM]. ก. ก Emal:
2 A Lttle Hstory Multple lnear regresson normal dstrbuton & dentty lnk (Legendre, Guass: early 19th century). ANOVA normal dstrbuton & dentty lnk (Fsher: 1920 s 1935). Lkelhood functon a general approach to nference about any statstcal model (Fsher, 1922). Dluton assays a bnomal dstrbuton wth complementary log-log lnk (Fsher, 1922). Exponental famly class of dstrbutons wth suffcent statstcs for parameters (Fsher, 1934). Probt analyss bnomal dstrbuton & probt lnk (Blss, 1935). Logt for proportons bnomal dstrbuton & logt lnk (Berkson, 1944; Dyke & Patterson, 1952)
3 A Lttle Hstory (contnued) Item analyss Bernoull dstrbuton & logt lnk (Rasch, 1960). Log lnear models for counts Posson dstrbuton & log lnk (Brch, 1963). Regressons for survval data exponental dstrbuton & recprocal or log lnk (Fegl & Zelen, 1965; Zppn & Armtage, 1966; Glasser, 1967). Inverse polynomals Gamma dstrbuton & recprocal lnk (Nelder, 1966). Nelder & Wedderburn (1972): provded unfcaton. They showed - All the prevously mentoned models are specal cases of general model, Generalzed Lnear Models - The MLE for all these models could be obtaned usng same algorthm. - All of the models lsted have dstrbutons n the Exponental Dsperson Famly
4 Generalzed Lnear Model (Generalzed Lnear Model: GLM) ก Nelder & Wedderburn (1972) Contnuous data-contnuous data Regresson Contnuous data-categorcal data Anova
5 Generalzed Lnear Model [GLM] ก 3 ก ก - ก (random component) - ก (systematc component) - ก ก (lnk functon) E(Y)=α + β 1 x β k x k
6 - ก (random component) ก ก ก ก ก ก (response varable) ก ก ก (type of exponental famly) E(Y)=α + β 1 x β k x k
7 - ก (systematc component) ก ก ก ก ก E(Y) = α + β x β x k k ก ก (lnear combnaton) ก ก ก (lnear predctor)
8 X ก X 3 = X I X 2 (X 3 ก nteracton X I X 2 ) X 3 = X 2 1
9 ก ก (lnk functon) ก ก ก ก ก ก µ =E(Y) ก ก (lnear predctor)
10 µ g(µ) = α + β 1 x β k x k ก g(.) ก ก (lnk functon) ก ก ก g(µ) = µ ก ก ก ก (dentty lnk) µ = α + β 1 x β k x k
11 ก ก -loglnear model ก g(µ) = log(µ) log(µ) = α + β 1 x β k x k
12 ก ก -logt model ก µ g(µ) = log 1µ µ log = α+ β x + 1 µ +.. β x 1 1 k k
13 1 ก ก ก ก Normal Identty Regresson Normal Identty ก Analyss of varance Normal Identty Analyss of covarance Bernoull Logt Logstc regresson Posson Log Log lnear Multnomal Gernalzed logt Multnomal response
14 STATA lnk functons are Lnk functon glm opton dentty lnk(dentty) log lnk(log) logt lnk(logt) probt lnk(probt) complementary log-log lnk(cloglog) odds power lnk(opower #) power lnk(power #) negatve bnomal lnk(nbnomal) log-log lnk(loglog) log-complment lnk(logc) STATA dstrbuton famles are Famly glm opton Gaussan(normal) famly(gaussan) Inverse Gaussan famly(gaussan) Bernoull/bnomal famly(bnomal) Posson famly(posson) Negatve bnomal famly(nbnomal) Gamma famly(gamma)
15 ก ก ก ก ก ก HD NHD µ log 1µ = α + β 1x 1 glm hd1 snore, famly(bnomal n) lnk(logt)
16 GLM. nput snore hd1 hd0 snore hd end hd0. generate n=hd0+hd1
17 . glm hd1 snore, famly(bnomal n) lnk(logt) Iteraton 0: log lkelhood = Iteraton 1: log lkelhood = Iteraton 2: log lkelhood = Generalzed lnear models No. of obs = 4 Optmzaton : ML: Newton-Raphson Resdual df = 2 Scale param = 1 Devance = (1/df) Devance = Pearson = (1/df) Pearson = Varance functon: V(u) = u*(1-u/n) Lnk functon : g(u) = ln(u/(n-u)) Standard errors : OIM [Bnomal] [Logt] Log lkelhood = AIC = BIC = hd1 Coef. Std. Err. z P> z [95% Conf. Interval] snore _cons
18 Analyss of Ft - Devance Log Lkeldood - ก random component - ก logt Log Lkelhood = n ln(n ) n ln(n 0 0 ) nln(n) Devence = -2[n ln(n ) n ln(n 0 ) 0 nln(n)]
19 ก ก CHD Age chd Phat l ก Log Lkelhood, Devance constant - Devance (D) ก Log lkelhood - goodness of ft ก
20 Log Lkelhood = n ln(n ) n ln(n 0 = 43ln(43) + 57ln(57) 100ln(100) = = ) nln(n) Devence = -2[n ln(n ) 1 1 = -2( ) + n ln(n 0 ) 0 nln(n)] =
21 LogLkelhood πˆ ι = n y ln( πˆ = 1 = 1 ) + (1 y )ln(1 - ε (20) + ε (20) πˆ ) = LogLkelh ood = Devence = n 2 = 1 y ln( πˆ ) + (1 y )ln(1 - πˆ ) = -2( ) =
22 Model Statstcs Akake nformaton crteron (AIC) 2L(M k ) + 2p AIC = n ( ) + 2(2) AIC = = AIC better ft model
23 . glm chd age, famly(bnomal) lnk(logt) Iteraton 0: log lkelhood = Iteraton 1: log lkelhood = Iteraton 2: log lkelhood = Iteraton 3: log lkelhood = Generalzed lnear models No. of obs = 100 Optmzaton : ML: Newton-Raphson Resdual df = 98 Scale param = 1 Devance = (1/df) Devance = Pearson = (1/df) Pearson = Varance functon: V(u) = u*(1-u) [Bernoull] Lnk functon : g(u) = ln(u/(1-u)) [Logt] Standard errors : OIM Log lkelhood = AIC = BIC = chd Coef. Std. Err. z P> z [95% Conf. Interval] age _cons
24 Log lkelhood rato ft ก constant. glm chd, f(b) l(l) Iteraton 0: log lkelhood = Iteraton 1: log lkelhood = Iteraton 2: log lkelhood = Generalzed lnear models No. of obs = 100 Optmzaton : ML: Newton-Raphson Resdual df = 99 Scale param = 1 Devance = (1/df) Devance = Pearson = (1/df) Pearson = Varance functon: V(u) = u*(1-u) [Bernoull] Lnk functon : g(u) = ln(u/(1-u)) [Logt] Standard errors : OIM Log lkelhood = AIC = BIC = chd Coef. Std. Err. z P> z [95% Conf. Interval] _cons log lkelhood ก Devence = -2( ) =
25 ft ก constant age. glm chd age, f(b) l(l) Iteraton 0: log lkelhood = Iteraton 1: log lkelhood = Iteraton 2: log lkelhood = Iteraton 3: log lkelhood = Generalzed lnear models No. of obs = 100 Optmzaton : ML: Newton-Raphson Resdual df = 98 Scale param = 1 Devance = (1/df) Devance = Pearson = (1/df) Pearson = Varance functon: V(u) = u*(1-u) [Bernoull] Lnk functon : g(u) = ln(u/(1-u)) [Logt] Standard errors : OIM Log lkelhood = AIC = BIC = chd Coef. Std. Err. z P> z [95% Conf. Interval] age _cons
26 = varable the wthg lkelhood varable the wthout lkelhood 2ln G = = n 1 ) y (1 ) (1 y 0 n n 0 n 1 n n 1 n 2ln G πˆ πˆ [ ] [ ] = + + = n 1 nln(n) ) 0 )ln(n 0 (n ) 1 ln(n 1 n ) )ln(1 y (1 ) ln( y 2 G πˆ πˆ [ ] { } ln(100) 57ln(57) 43ln(43) G. = + =
27 . logt chd age Iteraton 0: log lkelhood = Iteraton 1: log lkelhood = Iteraton 2: log lkelhood = Iteraton 3: log lkelhood = Iteraton 4: log lkelhood = Logt estmates Number of obs = 100 LR ch2(1) = Prob > ch2 = Log lkelhood = Pseudo R2 = chd Coef. Std. Err. z P> z [95% Conf. Interval] age _cons
ΠΤΥΧΙΑΚΗ ΕΡΓΑΣΙΑ ΜΕ ΘΕΜΑ «ΓΕΝΙΚΕΥΜΕΝΑ ΓΡΑΜΜΙΚΑ ΜΟΝΤΕΛΑ ΣΤΗΝ ΕΠΙΔΗΜΙΟΛΟΓΙΑ»
ΠΤΥΧΙΑΚΗ ΕΡΓΑΣΙΑ ΜΕ ΘΕΜΑ «ΓΕΝΙΚΕΥΜΕΝΑ ΓΡΑΜΜΙΚΑ ΜΟΝΤΕΛΑ ΣΤΗΝ ΕΠΙΔΗΜΙΟΛΟΓΙΑ» ΤΟΥ ΚΩΝΣΤΑΝΤΙΝΟΥ ΦΟΥΝΤΟΥΚΙΔΗ ΕΠΙΒΛΕΠΩΝ ΚΑΘΗΓΗΤΗΣ: ΖΗΜΕΡΑΣ ΣΤΕΛΙΟΣ ΣΑΜΟΣ 2017 Α.Μ : 331/2012133 1 ΕΥΧΑΡΙΣΤΙΕΣ Θα ήθελα να ευχαριστήσω
Διαβάστε περισσότεραα + α+ α! (=+9 [1] ι «Analyze-Regression-Linear». «Dependent» ι η η η!ηη ι «Independent(s)» η!ηη. # ι ι ι!η " ι ιηη, ι!" ι ηιι. 1 SPSS ι η η ι ιηη ι η
# η &, ε ε 007, ιη Pearson r "η η ι ι ι η ι!ι ι ι η ι η!ηη ι ι!ηη. η ι ιηη ι" η ι!"ι 0 ι η ( α ι ι α η 9 ( ι ι / + -predctor varable). * ι ι ι ι η ι ι ι!ηη η "ι ι ι ι!ηη η ι ι η η ι 'ι ι ι (η ) ι η ( "
Διαβάστε περισσότερα8.1 The Nature of Heteroskedasticity 8.2 Using the Least Squares Estimator 8.3 The Generalized Least Squares Estimator 8.
8.1 The Nature of Heteroskedastcty 8. Usng the Least Squares Estmator 8.3 The Generalzed Least Squares Estmator 8.4 Detectng Heteroskedastcty E( y) = β+β 1 x e = y E( y ) = y β β x 1 y = β+β x + e 1 Fgure
Διαβάστε περισσότεραMATHACHij = γ00 + u0j + rij
Stata output for Hierarchical Linear Models. ***************************************. * Unconditional Random Intercept Model. *************************************** MATHACHij = γ00 + u0j + rij. mixed
Διαβάστε περισσότεραΣΥΜΠΕΡΑΣΜΑΤΟΛΟΓΙΑ ΚΑΙ ΕΡΜΗΝΕΙΑ ΤΩΝ ΚΑΜΠΥΛΩΝ ΛΕΙΤΟΥΡΓΙΚΟΥ ΧΑΡΑΚΤΗΡΙΣΤΙΚΟΥ ΔΕΚΤΗ ΜΕΣΩ ΤΩΝ ΓΕΝΙΚΕΥΜΕΝΩΝ ΓΡΑΜΜΙΚΩΝ ΜΟΝΤΕΛΩΝ
ΕΘΝΙΚΟ ΜΕΤΣΟΒΙΟ ΠΟΛΥΤΕΧΝΕΙΟ ΜΕΤΑΠΤΥΧΙΑΚΗ ΕΡΓΑΣΙΑ ΣΥΜΠΕΡΑΣΜΑΤΟΛΟΓΙΑ ΚΑΙ ΕΡΜΗΝΕΙΑ ΤΩΝ ΚΑΜΠΥΛΩΝ ΛΕΙΤΟΥΡΓΙΚΟΥ ΧΑΡΑΚΤΗΡΙΣΤΙΚΟΥ ΔΕΚΤΗ ΜΕΣΩ ΤΩΝ ΓΕΝΙΚΕΥΜΕΝΩΝ ΓΡΑΜΜΙΚΩΝ ΜΟΝΤΕΛΩΝ ΠΑΝΑΓΙΩΤΟΠΟΥΛΟΥ ΣΟΦΙΑ Επιβλέπων
Διαβάστε περισσότεραΓΕΝΙΚΕΥΜΕΝΑ ΓΡΑΜΜΙΚΑ ΜΟΝΤΕΛΑ
ΓΕΝΙΚΕΥΜΕΝΑ ΓΡΑΜΜΙΚΑ ΜΟΝΤΕΛΑ Άσκηση. Να απαντήσετε στα ερωτήματα -7 της άσκησης χρησιμοποιώντας c-log-log lnk (χρησιμοποιήστε το πολύ 4 επαναλήψεις της επαναληπτικής μεθόδου. Ποιο είναι το καλύτερο μοντέλο
Διαβάστε περισσότεραMulti-dimensional Central Limit Theorem
Mult-dmensonal Central Lmt heorem Outlne () () () t as () + () + + () () () Consder a sequence of ndependent random proceses t, t, dentcal to some ( t). Assume t 0. Defne the sum process t t t t () t tme
Διαβάστε περισσότεραΓενικευμένα Γραμμικά Μοντέλα (GLM) Επισκόπηση
Γενικευμένα Γραμμικά Μοντέλα (GLM) Επισκόπηση Γενική μορφή g( E[ Y X ]) Xb Κατανομή της Υ στην εκθετική οικογένεια Ανεξάρτητες παρατηρήσεις Ενας όρος για το σφάλμα g(.) Συνδετική συνάρτηση (link function)
Διαβάστε περισσότεραΠΑΛΙΝΔΡΟΜΙΚΑ ΜΟΝΤΕΛΑ ΓΙΑ ΔΥΑΔΙΚΕΣ ΚΑΙ ΑΠΑΡΙΘΜΗΤΕΣ ΧΡΟΝΟΣΕΙΡΕΣ
ΕΘΝΙΚΟ ΜΕΤΣΟΒΙΟ ΠΟΛΥΤΕΧΝΕΙΟ ΣΧΟΛΗ ΕΦΑΡΜΟΣΜΕΝΩΝ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΩΝ ΚΑΙ ΦΥΣΙΚΩΝ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ ΤΟΜΕΑΣ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΩΝ ΔΙΠΛΩΜΑΤΙΚΗ ΕΡΓΑΣΙΑ ΠΑΛΙΝΔΡΟΜΙΚΑ ΜΟΝΤΕΛΑ ΓΙΑ ΔΥΑΔΙΚΕΣ ΚΑΙ ΑΠΑΡΙΘΜΗΤΕΣ ΧΡΟΝΟΣΕΙΡΕΣ Βαρυπάτη Σοφία ΑΘΗΝΑ,
Διαβάστε περισσότεραMulti-dimensional Central Limit Theorem
Mult-dmensonal Central Lmt heorem Outlne () () () t as () + () + + () () () Consder a sequence of ndependent random proceses t, t, dentcal to some ( t). Assume t 0. Defne the sum process t t t t () t ();
Διαβάστε περισσότεραSuppose Mr. Bump observes the selling price and sales volume of milk gallons for 10 randomly selected weeks as follows
Albert Ludwgs Unverst Freburg Department of Emprcal Research and Econometrcs Appled Econometrcs Dr Kestel ummer 9 EXAMPLE IMPLE LINEAR REGREION ANALYI uppose Mr Bump observes the sellng prce and sales
Διαβάστε περισσότεραVariance of Trait in an Inbred Population. Variance of Trait in an Inbred Population
Varance of Trat n an Inbred Populaton Varance of Trat n an Inbred Populaton Varance of Trat n an Inbred Populaton Revew of Mean Trat Value n Inbred Populatons We showed n the last lecture that for a populaton
Διαβάστε περισσότεραΠανεπιστήμιο Θεσσαλίας Πολυτεχνική Σχολή Τμήμα Μηχανικών Χωροταξίας, Πολεοδομίας & Περιφερειακής Ανάπτυξης
Πανεπιστήμιο Θεσσαλίας Πολυτεχνική Σχολή Τμήμα Μηχανικών Χωροταξίας, Πολεοδομίας & Περιφερειακής Ανάπτυξης ΜΑΘΗΜΑ ΕΠΙΛΟΓΗΣ: ΟΙΚΟΝΟΜΕΤΡΙΑ Εκτίμηση της καμπύλης παλινδρόμησης ΔΙΑΛΕΞΗ 03(β) Μαρί-Νοέλ Ντυκέν,
Διαβάστε περισσότερα5 Haar, R. Haar,. Antonads 994, Dogaru & Carn Kerkyacharan & Pcard 996. : Haar. Haar, y r x f rt xβ r + ε r x β r + mr k β r k ψ kx + ε r x, r,.. x [,
4 Chnese Journal of Appled Probablty and Statstcs Vol.6 No. Apr. Haar,, 6,, 34 E-,,, 34 Haar.., D-, A- Q-,. :, Haar,. : O.6..,..,.. Herzberg & Traves 994, Oyet & Wens, Oyet Tan & Herzberg 6, 7. Haar Haar.,
Διαβάστε περισσότεραSupplementary materials for Statistical Estimation and Testing via the Sorted l 1 Norm
Sulementary materals for Statstcal Estmaton and Testng va the Sorted l Norm Małgorzata Bogdan * Ewout van den Berg Weje Su Emmanuel J. Candès October 03 Abstract In ths note we gve a roof showng that even
Διαβάστε περισσότεραΤΕΛΙΚΗ ΕΞΕΤΑΣΗ ΔΕΙΓΜΑ ΟΙΚΟΝΟΜΕΤΡΙΑ Ι (3ο Εξάμηνο) Όνομα εξεταζόμενου: Α.Α. Οικονομικό Πανεπιστήμιο Αθήνας -- Τμήμα ΔΕΟΣ Καθηγητής: Γιάννης Μπίλιας
ΤΕΛΙΚΗ ΕΞΕΤΑΣΗ ΔΕΙΓΜΑ ΟΙΚΟΝΟΜΕΤΡΙΑ Ι (3ο Εξάμηνο) Όνομα εξεταζόμενου: Α.Α. Οικονομικό Πανεπιστήμιο Αθήνας -- Τμήμα ΔΕΟΣ Καθηγητής: Γιάννης Μπίλιας ΟΔΗΓΙΕΣ: Απαντήστε σε όλα τα θέματα. Απαντήστε με ακρίβεια
Διαβάστε περισσότεραMultilevel models for analyzing people s daily moving behaviour
Multilevel models for analyzing people s daily moving behaviour Matteo BOTTAI 1 Nicola SALVATI 2 Nicola ORSINI 3 13th European Colloquium on Theoretical and Quantitative Geography Lucca 5th - 9th September,
Διαβάστε περισσότεραDownloaded from hakim.hbi.ir at 17:53 IRST on Thursday October 11th : . C.A.MAN AFP. 1 Acute Flaccid Paralysis (AFP)
Downloaded from hakm.hb.r at 7: IRST on Thursday October th 08 * - - 08-80 : 08-86066 : 67-7 :. : * mahub@umsha.ac.r : 88/0/9 : 88//7 :. : :. 8.. C.A.MAN ArcGs9.. R.8.0. :. :...(9)... :.(- ) AFP (6) (7)
Διαβάστε περισσότεραΕπαναληπτικό μάθημα GLM
Επαναληπτικό μάθημα GLM GLM: Πιθανοφάνεια, εκθετική οικογένεια κατανομών (1) Ο αριθμός των ατυχημάτων το έτος 2001 για 5 οδηγούς ήταν αντίστοιχα: 3, 1, 5, 0 και 2. Γράψτε τη likelihood των δεδομένων Υπολογίστε
Διαβάστε περισσότεραBayesian random effects model for disease mapping of relative risks
Avalable onlne at www.scholarsresearchlbrary.com Scholars Research Lbrary Annals of Bologcal Research, 014, 5 (1):3-31 (http://scholarsresearchlbrary.com/archve.html) ISS 0976-133 CODE (USA): ABRBW Bayesan
Διαβάστε περισσότεραΛογαριθμικά Γραμμικά Μοντέλα Poisson Παλινδρόμηση Παράδειγμα στο SPSS
Λογαριθμικά Γραμμικά Μοντέλα Poisson Παλινδρόμηση Παράδειγμα στο SPSS Ο παρακάτω πίνακας παρουσιάζει θανάτους από καρδιακή ανεπάρκεια ανάμεσα σε άνδρες γιατρούς οι οποίοι έχουν κατηγοριοποιηθεί κατά ηλικία
Διαβάστε περισσότεραStochastic Finite Element Analysis for Composite Pressure Vessel
* ** ** Stochastc Fnte Element Analyss for Composte Pressure Vessel Tae Kyung Hwang Young Dae Doh and Soon Il Moon Key Words : Relablty Progressve Falure Pressure Vessel Webull Functon Abstract ABAQUS
Διαβάστε περισσότεραΑΝΑΛΥΣΗ ΕΠΑΝΑΛΑΜΒΑΝΟΜΕΝΩΝ ΔΙΑΤΑΞΙΜΩΝ ΔΙΑΚΡΙΤΩΝ ΔΕΔΟΜΕΝΩΝ
ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΠΕΙΡΑΙΩΣ ΤΜΗΜΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ ΚΑΙ ΑΣΦΑΛΙΣΤΙΚΗΣ ΕΠΙΣΤΗΜΗΣ ΜΕΤΑΠΤΥΧΙΑΚΟ ΠΡΟΓΡΑΜΜΑ ΣΠΟΥΔΩΝ ΣΤΗΝ ΕΦΑΡΜΟΣΜΕΝΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΑΝΑΛΥΣΗ ΕΠΑΝΑΛΑΜΒΑΝΟΜΕΝΩΝ ΔΙΑΤΑΞΙΜΩΝ ΔΙΑΚΡΙΤΩΝ ΔΕΔΟΜΕΝΩΝ Δέσποινα Χ. Καρατίσογλου
Διαβάστε περισσότεραΓενικευμένα Γραμμικά Μοντέλα Σημειώσεις
Γενικευμένα Γραμμικά Μοντέλα Σημειώσεις Περιληπτική απόδοση στα ελληνικά των σημειώσεων των J. Foster και Π. Δελλαπόρτα Ε. Rodrguez, με κάποιες προσθήκες... Ε. Ιωαννίδης Φεβρουάριος 05 Πρόλογος Οι σημειώσεις
Διαβάστε περισσότερα!"!"!!#" $ "# % #" & #" '##' #!( #")*(+&#!', & - #% '##' #( &2(!%#(345#" 6##7
!"!"!!#" $ "# % #" & #" '##' #!( #")*(+&#!', '##' '# '## & - #% '##'.//0 #( 111111111111111111111111111111111111111111111111111 &2(!%#(345#" 6##7 11111111111111111111111111111111111111111111111111 11111111111111111111111111111111111111111111111111
Διαβάστε περισσότεραΟΙΚΟΝΟΜΕΤΡΙΑ 2 ΦΡΟΝΤΙΣΤΗΡΙΟ 2 BASICS OF IV ESTIMATION USING STATA
ΟΙΚΟΝΟΜΕΤΡΙΑ 2 ΦΡΟΝΤΙΣΤΗΡΙΟ 2 BASICS OF IV ESTIMATION USING STATA Στις ασκήσεις που ακολουθούν χρησιμοποιούμε δεδομένα για 3010 εργαζόμενους άνδρες ηλικίας 24 έως 34 από έρευνα που πραγματοποιήθηκε το
Διαβάστε περισσότεραΠ.Μ.Σ. ΒΙΟΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΑΝΑΛΥΣΗ ΔΙΑΣΠΟΡΑΣ ΚΑΙ ΠΑΛΙΝΔΡΟΜΗΣΗΣ ΤΕΛΙΚΟ ΔΙΑΓΩΝΙΣΜΑ 27/6/2016
Π.Μ.Σ. ΒΙΟΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΑΝΑΛΥΣΗ ΔΙΑΣΠΟΡΑΣ ΚΑΙ ΠΑΛΙΝΔΡΟΜΗΣΗΣ ΤΕΛΙΚΟ ΔΙΑΓΩΝΙΣΜΑ 27/6/2016 Πρόβλημα 1. Σε μια μελέτη συγκεντρώθηκαν δεδομένα σχετικά με το μέγεθος του πληθυσμού (σε ζεύγη πτηνών) ενός είδους
Διαβάστε περισσότεραΕλένη Κανδηλώρου Αναπλ. Καθηγήτρια. Γραμμικά Μοντέλα. Λύσεις Ασκήσεων
Ελένη Κανδηλώρου Αναπλ. Καθηγήτρια Αθήνα, 6-4-7 Γραμμικά Μοντέλα Λύσεις Ασκήσεων η Άσκηση: (α) Eίναι η σχέση μεταξύ των δύο μεταβλητών γραμμική; Διάγραμμα Διασποράς Για το Υψόμετρο & τις Αρνητικές Τιμές
Διαβάστε περισσότεραWan Nor Arifin under the Creative Commons Attribution-ShareAlike 4.0 International License. 1 Introduction 1
Poisson Regression A Short Course on Data Analysis Using R Software (2017) Wan Nor Arifin (wnarifin@usm.my), Universiti Sains Malaysia Website: sites.google.com/site/wnarifin Wan Nor Arifin under the Creative
Διαβάστε περισσότεραΜΗ ΠΑΡΑΜΕΤΡΙΚΗ ΠΑΛΙΝΔΡΟΜΗΣΗ
ΚΕΦΑΛΑΙΟ 7 ΜΗ ΠΑΡΑΜΕΤΡΙΚΗ ΠΑΛΙΝΔΡΟΜΗΣΗ (Non Parametrc Regresson) Το κεφάλαιο αυτό συνδέεται άμεσα με το κεφάλαιο που αναφέρεται στην συσχέτιση τάξης μεγέθους με την έννοια υπό την οποία η κλασική παραμετρική
Διαβάστε περισσότεραPolitical Science 552. Qualitative Variables. Dichotomous Predictor. Dummy Variables-Gender. Qualitative Variables March 3, 2004
Qualtatve Varables Marh, Poltal See 55 Qualtatve Varables Dhotomous Predtor Y PID Geder ( male, female) Y ( ) Y Y Y Y Dummy Varables-Geder. FT-BUSH PID GENDER. ge geder(v9). regress v6 v5 geder v6 Coef.
Διαβάστε περισσότεραΦυγόκεντρος αποθήκευσης Κανονική n 1k Αγωγή n 2k
Άσκηση 3. Τα παρακάτω δεδομένα δίνουν το πλήθος y των φυτών που διατήρησαν μια ιδιότητα όταν n φυτά βρέθηκαν κάτω από διαφορετικές συνθήκες. Ένας ποιοτικός παράγοντας (αγωγή) ήταν η αποθήκευση σε θερμοκρασία
Διαβάστε περισσότεραConcomitants of Dual Generalized Order Statistics from Bivariate Burr III Distribution
Journal of Statstcal Theory and Applcatons, Vol. 4, No. 3 September 5, 4-56 Concomtants of Dual Generalzed Order Statstcs from Bvarate Burr III Dstrbuton Haseeb Athar, Nayabuddn and Zuber Akhter Department
Διαβάστε περισσότεραExam Statistics 6 th September 2017 Solution
Exam Statstcs 6 th September 17 Soluto Maura Mezzett Exercse 1 Let (X 1,..., X be a raom sample of... raom varables. Let f θ (x be the esty fucto. Let ˆθ be the MLE of θ, θ be the true parameter, L(θ be
Διαβάστε περισσότεραGeneralized Fibonacci-Like Polynomial and its. Determinantal Identities
Int. J. Contemp. Math. Scences, Vol. 7, 01, no. 9, 1415-140 Generalzed Fbonacc-Le Polynomal and ts Determnantal Identtes V. K. Gupta 1, Yashwant K. Panwar and Ompraash Shwal 3 1 Department of Mathematcs,
Διαβάστε περισσότεραΣυνεχείς συναρτήσεις και συντελεστής µεταβλητότητας: Προσέγγιση µέσα από δειγµατοληψία
ΤΕΤΡΑ ΙΑ ΑΝΑΛΥΣΗΣ Ε ΟΜΕΝΩΝ, ΤΕΥΧΟΣ 16 (σσ. 14-) DATA ANALYSIS BULLETIN, ISSUE 16 (pp. 14-) Συνεχείς συναρτήσεις και συντελεστής µεταβλητότητας: Προσέγγιση µέσα από δειγµατοληψία Νικόλαος Φαρµάκης Τµήµα
Διαβάστε περισσότεραΙΜΕΤΑΒΛΗΤΑ ΜΟΝΤΕΛΑ ΓΙΑ ΙΑΧΡΟΝΙΚΕΣ ΜΕΤΡΗΣΕΙΣ ΕΙΚΤΩΝ ΤΗΣ HIV-1 ΛΟΙΜΩΞΗΣ, ΠΑΡΟΥΣΙΑ ΕΝΟΣ ΜΗ-ΑΓΝΟΗΣΙΜΟΥ ΜΗΧΑΝΙΣΜΟΥ ΠΑΡΑΓΩΓΗΣ ΕΛΛΕΙΠΟΥΣΩΝ ΜΕΤΡΗΣΕΩΝ
Ελληνικό Στατιστικό Ινστιτούτο Πρακτικά 17 ου Πανελληνίου Συνεδρίου Στατιστικής (2004), σελ. 349-357 ΙΜΕΤΑΒΛΗΤΑ ΜΟΝΤΕΛΑ ΓΙΑ ΙΑΧΡΟΝΙΚΕΣ ΜΕΤΡΗΣΕΙΣ ΕΙΚΤΩΝ ΤΗΣ HIV-1 ΛΟΙΜΩΞΗΣ, ΠΑΡΟΥΣΙΑ ΕΝΟΣ ΜΗ-ΑΓΝΟΗΣΙΜΟΥ ΜΗΧΑΝΙΣΜΟΥ
Διαβάστε περισσότεραDoes anemia contribute to end-organ dysfunction in ICU patients Statistical Analysis
Does anemia contribute to end-organ dysfunction in ICU patients Statistical Analysis Xue Han, MPH and Matt Shotwell, PhD Department of Biostatistics Vanderbilt University School of Medicine March 14, 2014
Διαβάστε περισσότερα8. ΕΠΕΞΕΡΓΑΣΊΑ ΣΗΜΆΤΩΝ. ICA: συναρτήσεις κόστους & εφαρμογές
8. ΕΠΕΞΕΡΓΑΣΊΑ ΣΗΜΆΤΩΝ ICA: συναρτήσεις κόστους & εφαρμογές ΚΎΡΤΩΣΗ (KUROSIS) Αθροιστικό (cumulant) 4 ης τάξεως μίας τ.μ. x με μέσο όρο 0: kurt 4 [ x] = E[ x ] 3( E[ y ]) Υποθέτουμε διασπορά=: kurt[ x]
Διαβάστε περισσότεραΑΚΡΙΒΕΙΑ ΕΝΟΣ ΔΙΤΙΜΟΥ ΔΙΑΓΝΩΣΤΙΚΟΥ ΕΛΕΓΧΟΥ ΠΟΥ ΕΞΑΡΤΑΤΑΙ ΑΠΟ ΤΟ ΧΡΟΝΟ
Ελληνικό Στατιστικό Ινστιτούτο Πρακτικά ου Πανελληνίου Συνεδρίου Στατιστικής (8), σελ 3-4 ΑΚΡΙΒΕΙΑ ΕΝΟΣ ΔΙΤΙΜΟΥ ΔΙΑΓΝΩΣΤΙΚΟΥ ΕΛΕΓΧΟΥ ΠΟΥ ΕΞΑΡΤΑΤΑΙ ΑΠΟ ΤΟ ΧΡΟΝΟ Μπαντής Λεωνίδας, Τσιμήκας Γιάννης, Γεωργίου
Διαβάστε περισσότεραLAMPIRAN. Fixed-effects (within) regression Number of obs = 364 Group variable (i): kode Number of groups = 26
LAMPIRAN Lampiran 1 Uji Chow Test Model Pertama Hipotesis: Ho: Pooled Least Square Ha: Fixed Effect Method Decision Rule: Tolak Ho apabila P-value < α Fixed-effects (within) regression Number of obs =
Διαβάστε περισσότεραIntroduction Introduction
EW OOLS FOR BAYESIA IFERECE: HE VARIAIOAL AROXIAIO olaos. Galatsanos ECE Dept. Unv. of atras, Greece. Dmtrs zas CS Dept. Unv. of Ioannna, Greece. Outlne Introducton Bayesan Inference Bascs A Estmaton Conugate
Διαβάστε περισσότεραΟΙΚΟΝΟΜΙΚΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΑΘΗΝΩΝ
ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΑΘΗΝΩΝ ΤΜΗΜΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ «Η ΕΦΑΡΜΟΓΗ ΤΩΝ GEE ΜΟΝΤΕΛΩΝ ΠΑΛΙΝΔΡΟΜΗΣΗΣ ΣΕ ΕΠΑΝΑΛΑΜΒΑΝΟΜΕΝΕΣ ΜΕΤΡΗΣΕΙΣ POISSON ΔΕΔΟΜΕΝΩΝ ΕΠΙΛΗΠΤΙΚΩΝ ΚΡΙΣΕΩΝ, ΜΕ ΤΗ ΧΡΗΣΗ ΤΟΥ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΟΥ ΠΑΚΕΤΟΥ SAS»
Διαβάστε περισσότεραEstimating Time of a Simple Step Change in Nonconforming Items in High-Yield Processes
Internatonal Journal of Industral Engneerng & Producton Management (22) March 22, Volume 22, Number 4 pp. 39-33 http://ijiepm.ust.ac.r/ Estmatng Tme of a Smple Step Change n Nonconformng Items n Hgh-Yeld
Διαβάστε περισσότεραPolitical Science 552
emedal easres egresso Aprl, 4 Poltcal Scece 55 emedal easres Otlers Dscardg Otlers Trcatg Otlers obst estmato o A/AD east Absolte esdals/east Absolte Devatos (qreg Stata) o S east eda east Sqares o IS
Διαβάστε περισσότερα9 /393 / Downloaded from energy.kashanu.ac.r at 5:3 0330 on Saturday October 0th 08 * hajakbar@grad.kashanu.ac.r mohammad@kashanu.ac.r. (shunt-apf) :... PSIM. : * 3... Downloaded from energy.kashanu.ac.r
Διαβάστε περισσότεραΠΤΥΧΙΑΚΗ/ ΙΠΛΩΜΑΤΙΚΗ ΕΡΓΑΣΙΑ
ΑΡΙΣΤΟΤΕΛΕΙΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΘΕΣΣΑΛΟΝΙΚΗΣ ΣΧΟΛΗ ΘΕΤΙΚΩΝ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ ΤΜΗΜΑ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗΣ ΠΤΥΧΙΑΚΗ/ ΙΠΛΩΜΑΤΙΚΗ ΕΡΓΑΣΙΑ «ΚΛΑ ΕΜΑ ΟΜΑ ΑΣ ΚΑΤΑ ΠΕΡΙΠΤΩΣΗ ΜΕΣΩ ΤΑΞΙΝΟΜΗΣΗΣ ΠΟΛΛΑΠΛΩΝ ΕΤΙΚΕΤΩΝ» (Instance-Based Ensemble
Διαβάστε περισσότεραΜΕΡΟΣ ΙΙΙ ΜΟΡΙΑΚΟ ΒΑΡΟΣ ΠΟΛΥΜΕΡΩΝ
ΜΕΡΟΣ ΙΙΙ ΜΟΡΙΑΚΟ ΒΑΡΟΣ ΠΟΛΥΜΕΡΩΝ ΓΕΝΙΚΕΣ ΠΑΡΑΤΗΡΗΣΕΙΣ ΕΠΙΔΡΑΣΗ Μ.Β ΣΤΙΣ ΙΔΙΟΤΗΤΕΣ ΠΟΛΥΜΕΡΩΝ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΗ ΠΕΡΙΓΡΑΦΗ ΤΗΣ ΚΑΤΑΝΟΜΗΣ ΜΟΡΙΑΚΟΥ ΒΑΡΟΥΣ ΣΥΝΑΡΤΗΣΗ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΟΣ (ΔΙΑΦΟΡΙΚΗ) Probablty Densty Functon
Διαβάστε περισσότεραAppendix. Appendix I. Details used in M-step of Section 4. and expect ultimately it will close to zero. αi =α (r 1) [δq(α i ; α (r 1)
Appendx Appendx I. Detals used n M-step of Secton 4. Now wrte h (r) and expect ultmately t wll close to zero. and h (r) = [δq(α ; α (r) )/δα ] α =α (r 1) = [δq(α ; α (r) )/δα ] α =α (r 1) δ log L(α (r
Διαβάστε περισσότερα1. Διδιάστατοι πίνακες συνάφειας χωρίς τη χρήση γενικευμένων γραμμικών μοντέλων
Διδιάστατοι ίνακες συνάφειας χωρίς τη χρήση γενικευμένων γραμμικών μοντέλων Έστω Χ, Υ δύο κατηγορικές μεταβλητές αόκρισης με Ι και στάθμες αντίστοιχα Οι αοκρίσεις (Χ,Υ ενός τυχαία ειλεγμένου ατόμου αό
Διαβάστε περισσότεραConcomitants of generalized order statistics from bivariate Lomax distribution
ProbStat Forum, Volume 6, October 23, Pages 73 88 ISSN 974-3235 ProbStat Forum s an e-ournal. For detals please vst www.probstat.org.n Concomtants of generalzed order statstcs from bvarate Lomax dstrbuton
Διαβάστε περισσότεραΥΨΗΛΟΥ ΣΗΜΕΙΟΥ ΚΑΤΑΡΡΕΥΣΗΣ ΚΑΙ ΑΠΟΤΕΛΕΣΜΑΤΙΚΗ ΠΑΛΙΝΔΡΟΜΗΣΗ ΜΕ PENALIZED TRIMMED SQUARES
Ελληνικό Στατιστικό Ινστιτούτο Πρακτικά 0 ου Πανελληνίου Συνεδρίου Στατιστικής (007), σελ 69-78 ΥΨΗΛΟΥ ΣΗΜΕΙΟΥ ΚΑΤΑΡΡΕΥΣΗΣ ΚΑΙ ΑΠΟΤΕΛΕΣΜΑΤΙΚΗ ΠΑΛΙΝΔΡΟΜΗΣΗ ΜΕ PENALIZED TRIMMED SQUARES Αντώνης Αβραμίδης
Διαβάστε περισσότεραLECTURE 4 : ARMA PROCESSES
LECTURE 4 : ARMA PROCESSES Movng-Average Processes The MA(q) process, s defned by (53) y(t) =µ ε(t)+µ 1 ε(t 1) + +µ q ε(t q) =µ(l)ε(t), where µ(l) =µ +µ 1 L+ +µ q L q and where ε(t) s whte nose An MA model
Διαβάστε περισσότεραιαφάνειες ιαλέξεων 1-1
ιαφάνειες ιαλέξεων - Εισαγωγή Εισαγωγή στα Μοντέλα Ποιοτικών Εξαρτηµένων Μεταβλητών Τµήµα Οικονοµικών Επιστηµών ΑΠΘ Χρήστος Εµµανουηλίδης ΕΦΑΡΜΟΣΜΕΝΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΕΡΕΥΝΑ Πολλές φορές η εξαρτηµένη µεταβλητή
Διαβάστε περισσότεραHMY 795: Αναγνώριση Προτύπων
HMY 795: Αναγνώριση Προτύπων Διάλεξη 4 Διαχωριστικές συναρτήσεις Ταξινόμηση Γκαουσιανών μεταβλητών Bayesan decson Mnmum msclassfcaton rate decson: διαλέγουμε την κατηγορίαck για την οποία η εκ των υστέρων
Διαβάστε περισσότεραST5224: Advanced Statistical Theory II
ST5224: Advanced Statistical Theory II 2014/2015: Semester II Tutorial 7 1. Let X be a sample from a population P and consider testing hypotheses H 0 : P = P 0 versus H 1 : P = P 1, where P j is a known
Διαβάστε περισσότεραOther Test Constructions: Likelihood Ratio & Bayes Tests
Other Test Constructions: Likelihood Ratio & Bayes Tests Side-Note: So far we have seen a few approaches for creating tests such as Neyman-Pearson Lemma ( most powerful tests of H 0 : θ = θ 0 vs H 1 :
Διαβάστε περισσότερα5.4 The Poisson Distribution.
The worst thing you can do about a situation is nothing. Sr. O Shea Jackson 5.4 The Poisson Distribution. Description of the Poisson Distribution Discrete probability distribution. The random variable
Διαβάστε περισσότεραOne and two particle density matrices for single determinant HF wavefunctions. (1) = φ 2. )β(1) ( ) ) + β(1)β * β. (1)ρ RHF
One and two partcle densty matrces for sngle determnant HF wavefunctons One partcle densty matrx Gven the Hartree-Fock wavefuncton ψ (,,3,!, = Âϕ (ϕ (ϕ (3!ϕ ( 3 The electronc energy s ψ H ψ = ϕ ( f ( ϕ
Διαβάστε περισσότεραTable 1: Military Service: Models. Model 1 Model 2 Model 3 Model 4 Model 5 Model 6 Model 7 Model 8 Model 9 num unemployed mili mili num unemployed
Tables: Military Service Table 1: Military Service: Models Model 1 Model 2 Model 3 Model 4 Model 5 Model 6 Model 7 Model 8 Model 9 num unemployed mili mili num unemployed mili 0.489-0.014-0.044-0.044-1.469-2.026-2.026
Διαβάστε περισσότεραResearch on fault detection for Markovian jump systems with time-varying delays and randomly occurring nonlinearities
33 9 2016 9 DOI: 10.7641/CTA.2016.60012 Control Theory & Applcatons Vol. 33 No. 9 Sep. 2016 1 1 2 (1. 163318; 2. 163318) (RONs)... H. Lyapunov H.. ; ; ; TP273 A Research on fault detecton for Markovan
Διαβάστε περισσότεραVol. 34 ( 2014 ) No. 4. J. of Math. (PRC) : A : (2014) Frank-Wolfe [7],. Frank-Wolfe, ( ).
Vol. 4 ( 214 ) No. 4 J. of Math. (PRC) 1,2, 1 (1., 472) (2., 714) :.,.,,,..,. : ; ; ; MR(21) : 9B2 : : A : 255-7797(214)4-759-7 1,,,,, [1 ].,, [4 6],, Frank-Wolfe, Frank-Wolfe [7],.,,.,,,., UE,, UE. O-D,,,,,
Διαβάστε περισσότεραΜΕΤΑΠΤΥΧΙΑΚΗ ΔΙΠΛΩΜΑΤΙΚΗ ΕΡΓΑΣΙΑ
ΑΡΙΣΤΟΤΕΛΕΙΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΘΕΣΣΑΛΟΝΙΚΗΣ ΤΜΗΜΑ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΩΝ ΜΕΤΑΠΤΥΧΙΑΚΟ ΠΡΟΓΡΑΜΜΑ ΣΠΟΥΔΩΝ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΚΑΙ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΙΑΚΗ ΕΡΕΥΝΑ Το μοντέλο αναλογικού κινδύνου του Cox στην Ανάλυση Επιβίωσης ΜΕΤΑΠΤΥΧΙΑΚΗ ΔΙΠΛΩΜΑΤΙΚΗ
Διαβάστε περισσότερα( ) S( x ) 2 ( ) = ( ) ( ) = ( ) ( )
Ορίζουμε την πληροφορία κατά Fsher ( σαν το ποσό της πληροφορίας που περιέχει η παρατήρηση για την παράμετρο Συμβολίζοντας με S( την λογαριθμική παράγωγο της πιθανοφάνειας ως προς την παράμετρο (score
Διαβάστε περισσότεραLecture 7: Overdispersion in Poisson regression
Lecture 7: Overdispersion in Poisson regression Claudia Czado TU München c (Claudia Czado, TU Munich) ZFS/IMS Göttingen 2004 0 Overview Introduction Modeling overdispersion through mixing Score test for
Διαβάστε περισσότεραA NEW FORM OF MULTIVARIATE GENERALIZED DOUBLE EXPONENTIAL FAMILY OF DISTRIBUTIONS OF KIND-2
Journal of Rlablty and Statstcal Studs; ISSN (Prnt: 0974-804, (Onln: 9-5666 Vol. 0, Issu (07: 79-0 A NEW FORM OF MULTIVARIATE GENERALIZED DOUBLE EXPONENTIAL FAMILY OF DISTRIBUTIONS OF KIND- G.S. Davd Sam
Διαβάστε περισσότεραA Finite Precision of Private Information Precision of Private Information Approaching Infinity 0 θ1 * θ Session Cost of Action A First 20 Last 20 Rounds Rounds Information in Stage 2 First 20 Last
Διαβάστε περισσότεραBayesian statistics. DS GA 1002 Probability and Statistics for Data Science.
Bayesian statistics DS GA 1002 Probability and Statistics for Data Science http://www.cims.nyu.edu/~cfgranda/pages/dsga1002_fall17 Carlos Fernandez-Granda Frequentist vs Bayesian statistics In frequentist
Διαβάστε περισσότεραModelling Lifetime Dependence for Older Ages using a Multivariate Pareto Distribution
Modellng Lfetme Dependence for Older Ages usng a Multvarate Pareto Dstrbuton Danel H Ala Znovy Landsman Mchael Sherrs 3 School of Mathematcs, Statstcs and Actuaral Scence Unversty of Kent, Canterbury,
Διαβάστε περισσότερα2002 Journal of Software /2002/13(08) Vol.13, No.8. , )
000-985/00/3(08)55-06 00 Journal of Software Vol3, No8, (,00084) E-mal: yong98@malstsnghuaeducn http://netlabcstsnghuaeducn :,,, (proportonal farness schedulng, PFS), QoS, : ; ;QoS; : TP393 : A,,,,, (
Διαβάστε περισσότερα5. Partial Autocorrelation Function of MA(1) Process:
54 5. Partial Autocorrelation Function of MA() Process: φ, = ρ() = θ + θ 2 0 ( ρ() ) ( φ2, ) ( φ() ) = ρ() φ 2,2 φ(2) ρ() ρ() ρ(2) = φ 2,2 = ρ() = ρ() ρ() ρ() 0 ρ() ρ() = ρ()2 ρ() 2 = θ 2 + θ 2 + θ4 0
Διαβάστε περισσότεραA Two Sample Test for Mean Vectors with Unequal Covariance Matrices
A Two Sample Test for Mean Vectors wth Unequal Covarance Matrces Tamae Kawasak 1 and Takash Seo 2 1 Department of Mathematcal Informaton Scence Graduate School of Scence, Tokyo Unversty of Scence, Tokyo,
Διαβάστε περισσότεραΆσκηση 10, σελ. 119. Για τη μεταβλητή x (άτυπος όγκος) έχουμε: x censored_x 1 F 3 F 3 F 4 F 10 F 13 F 13 F 16 F 16 F 24 F 26 F 27 F 28 F
Άσκηση 0, σελ. 9 από το βιβλίο «Μοντέλα Αξιοπιστίας και Επιβίωσης» της Χ. Καρώνη (i) Αρχικά, εισάγουμε τα δεδομένα στο minitab δημιουργώντας δύο μεταβλητές: τη x για τον άτυπο όγκο και την y για τον τυπικό
Διαβάστε περισσότεραΜΕΡΟΣ ΙΙI ΜΟΡΙΑΚΟ ΒΑΡΟΣ ΠΟΛΥΜΕΡΩΝ
ΜΕΡΟΣ ΙΙI ΜΟΡΙΑΚΟ ΒΑΡΟΣ ΠΟΛΥΜΕΡΩΝ ΓΕΝΙΚΕΣ ΠΑΡΑΤΗΡΗΣΕΙΣ ΕΠΙ ΡΑΣΗ Μ.Β ΣΤΙΣ Ι ΙΟΤΗΤΕΣ ΠΟΛΥΜΕΡΩΝ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΗ ΠΕΡΙΓΡΑΦΗ ΤΗΣ ΚΑΤΑΝΟΜΗΣ ΜΟΡΙΑΚΟΥ ΒΑΡΟΥΣ ΣΥΝΑΡΤΗΣΗ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΟΣ ( ΙΑΦΟΡΙΚΗ) Probablty Densty Functon
Διαβάστε περισσότεραWan Nor Arifin under the Creative Commons Attribution-ShareAlike 4.0 International License. 1 Introduction 1
Linear Regression A Short Course on Data Analysis Using R Software (2017) Wan Nor Arifin (wnarifin@usm.my), Universiti Sains Malaysia Website: sites.google.com/site/wnarifin Wan Nor Arifin under the Creative
Διαβάστε περισσότεραΕΙ Η ΠΑΛΙΝ ΡΟΜΗΣΗΣ. ΑΠΛΗ ΓΡΑΜΜΙΚΗ ΠΑΛΛΙΝ ΡΟΜΗΣΗ (Simple Linear Regression) ΓΡΑΜΜΙΚΗ ΠΑΛΙΝ ΡΟΜΗΣΗ (Regression) ΠΑΛΙΝ ΡΟΜΗΣΗ.
ΑΠΛΗ ΓΡΑΜΜΙΚΗ ΠΑΛΛΙΝ ΡΟΜΗΣΗ (Smple Lear Regresso) Να κατανοηθεί η έννοια της παλινδρόµησης Ποιες οι προϋποθέσεις για να εφαρµοσθεί η γραµµική παλινδρόµηση; Τι είναι το γραµµικό µοντέλο και πως εκτιµούνται
Διαβάστε περισσότεραΛογιστική Παλινδρόµηση
Κεφάλαιο 10 Λογιστική Παλινδρόµηση Στο κεφάλαιο αυτό ϑα δούµε την µέθοδο της λογιστικής παλινδρόµησης η οποία χρησιµεύει στο να αναπτύξουµε σχέση µίας δίτιµης ανεξάρτητης τυχαίας µετα- ϐλητής και συνεχών
Διαβάστε περισσότεραHW 3 Solutions 1. a) I use the auto.arima R function to search over models using AIC and decide on an ARMA(3,1)
HW 3 Solutions a) I use the autoarima R function to search over models using AIC and decide on an ARMA3,) b) I compare the ARMA3,) to ARMA,0) ARMA3,) does better in all three criteria c) The plot of the
Διαβάστε περισσότεραA Sequential Experimental Design based on Bayesian Statistics for Online Automatic Tuning. Reiji SUDA,
Bayes, Bayes mult-armed bandt problem Bayes A Sequental Expermental Desgn based on Bayesan Statstcs for Onlne Automatc Tunng Re SUDA, Ths paper proposes to use Bayesan statstcs for software automatc tunng
Διαβάστε περισσότεραΕΙΣΑΓΩΓΗ ΣΤΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΑΝΑΛΥΣΗ
ΕΙΣΑΓΩΓΗ ΣΤΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΑΝΑΛΥΣΗ ΕΛΕΝΑ ΦΛΟΚΑ Επίκουρος Καθηγήτρια Τµήµα Φυσικής, Τοµέας Φυσικής Περιβάλλοντος- Μετεωρολογίας ΓΕΝΙΚΟΙ ΟΡΙΣΜΟΙ Πληθυσµός Σύνολο ατόµων ή αντικειµένων στα οποία αναφέρονται
Διαβάστε περισσότεραα & β spatial orbitals in
The atrx Hartree-Fock equatons The most common method of solvng the Hartree-Fock equatons f the spatal btals s to expand them n terms of known functons, { χ µ } µ= consder the spn-unrestrcted case. We
Διαβάστε περισσότεραAquinas College. Edexcel Mathematical formulae and statistics tables DO NOT WRITE ON THIS BOOKLET
Aquinas College Edexcel Mathematical formulae and statistics tables DO NOT WRITE ON THIS BOOKLET Pearson Edexcel Level 3 Advanced Subsidiary and Advanced GCE in Mathematics and Further Mathematics Mathematical
Διαβάστε περισσότεραEstimation for ARMA Processes with Stable Noise. Matt Calder & Richard A. Davis Colorado State University
Estimation for ARMA Processes with Stable Noise Matt Calder & Richard A. Davis Colorado State University rdavis@stat.colostate.edu 1 ARMA processes with stable noise Review of M-estimation Examples of
Διαβάστε περισσότεραConstant Elasticity of Substitution in Applied General Equilibrium
Constant Elastct of Substtuton n Appled General Equlbru The choce of nput levels that nze the cost of producton for an set of nput prces and a fed level of producton can be epressed as n sty.. f Ltng for
Διαβάστε περισσότεραAn Inventory of Continuous Distributions
Appendi A An Inventory of Continuous Distributions A.1 Introduction The incomplete gamma function is given by Also, define Γ(α; ) = 1 with = G(α; ) = Z 0 Z 0 Z t α 1 e t dt, α > 0, >0 t α 1 e t dt, α >
Διαβάστε περισσότεραQueensland University of Technology Transport Data Analysis and Modeling Methodologies
Queensland University of Technology Transport Data Analysis and Modeling Methodologies Lab Session #7 Example 5.2 (with 3SLS Extensions) Seemingly Unrelated Regression Estimation and 3SLS A survey of 206
Διαβάστε περισσότεραNeutralino contributions to Dark Matter, LHC and future Linear Collider searches
Neutralno contrbutons to Dark Matter, LHC and future Lnear Collder searches G.J. Gounars Unversty of Thessalonk, Collaboraton wth J. Layssac, P.I. Porfyrads, F.M. Renard and wth Th. Dakonds for the γz
Διαβάστε περισσότεραV. Finite Element Method. 5.1 Introduction to Finite Element Method
V. Fnte Element Method 5. Introducton to Fnte Element Method 5. Introducton to FEM Rtz method to dfferental equaton Problem defnton k Boundary value problem Prob. Eact : d d, 0 0 0, 0 ( ) ( ) 4 C C * 4
Διαβάστε περισσότερα6. MAXIMUM LIKELIHOOD ESTIMATION
6 MAXIMUM LIKELIHOOD ESIMAION [1] Maximum Likelihood Estimator (1) Cases in which θ (unknown parameter) is scalar Notational Clarification: From now on, we denote the true value of θ as θ o hen, view θ
Διαβάστε περισσότεραΕΚΤΙΜΗΣΗ ΤΗΣ ΠΟΙΟΤΗΤΑΣ ΖΩΗΣ ΑΣΘΕΝΩΝ ΜΕΤΑ ΑΠO ΕΜΦΥΤΕΥΣΗ ΑΠΙΝΙΔΩΤΗ
ΕΚΤΙΜΗΣΗ ΤΗΣ ΠΟΙΟΤΗΤΑΣ ΖΩΗΣ ΑΣΘΕΝΩΝ ΜΕΤΑ ΑΠO ΕΜΦΥΤΕΥΣΗ ΑΠΙΝΙΔΩΤΗ Δ. ΚΡΙΚΙΔΗΣ, Τ. ΔΑΔΟΥΣ, Δ. ΕΚΚΛΗΣΙΑΡΧΟΣ, Χ.ΚΥΡΠΙΖΙΔΗΣ, Ε.ΠΑΝΤΕΛΙΔΟΥ, Σ. ΣΑΒΒΑΤΗΣ, Μ. ΡΑΙΚΟΥ, Δ ΝΙΑΚΑΣ, Ι. ΚΑΝΟΝΙΔΗΣ Β Καρδιολογική Πανεπιστημιακή
Διαβάστε περισσότεραEstimators when the Correlation Coefficient. is Negative
It J Cotemp Math Sceces, Vol 5, 00, o 3, 45-50 Estmators whe the Correlato Coeffcet s Negatve Sad Al Al-Hadhram College of Appled Sceces, Nzwa, Oma abur97@ahoocouk Abstract Rato estmators for the mea of
Διαβάστε περισσότεραCS 1675 Introduction to Machine Learning Lecture 7. Density estimation. Milos Hauskrecht 5329 Sennott Square
CS 675 Itroducto to Mache Learg Lecture 7 esty estmato Mlos Hausrecht mlos@cs.tt.edu 539 Seott Square ata: esty estmato {.. } a vector of attrbute values Objectve: estmate the model of the uderlyg robablty
Διαβάστε περισσότεραSECTION II: PROBABILITY MODELS
SECTION II: PROBABILITY MODELS 1 SECTION II: Aggregate Data. Fraction of births with low birth weight per province. Model A: OLS, using observations 1 260 Heteroskedasticity-robust standard errors, variant
Διαβάστε περισσότερα2. ΧΡΗΣΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΩΝ ΠΑΚΕΤΩΝ ΣΤΗ ΓΡΑΜΜΙΚΗ ΠΑΛΙΝΔΡΟΜΗΣΗ
2. ΧΡΗΣΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΩΝ ΠΑΚΕΤΩΝ ΣΤΗ ΓΡΑΜΜΙΚΗ ΠΑΛΙΝΔΡΟΜΗΣΗ Η χρησιμοποίηση των τεχνικών της παλινδρόμησης για την επίλυση πρακτικών προβλημάτων έχει διευκολύνει εξαιρετικά από την χρήση διαφόρων στατιστικών
Διαβάστε περισσότεραΕργασία 6: Συνδυασμός Μαθηματικών με γραφικές παραστάσεις. Ομάδα Β: Επεξεργασία πειραματικών δεδομένων
Εργασία 6: Συνδυασμός Μαθηματικών με γραφικές παραστάσεις Ομάδα Β: Επεξεργασία πειραματικών δεδομένων Δημιουργία γραφικής παράστασης συνάρτησης Για να δημιουργήσετε τη γραφική παράσταση από μια συνάρτηση
Διαβάστε περισσότεραExercises to Statistics of Material Fatigue No. 5
Prof. Dr. Christine Müller Dipl.-Math. Christoph Kustosz Eercises to Statistics of Material Fatigue No. 5 E. 9 (5 a Show, that a Fisher information matri for a two dimensional parameter θ (θ,θ 2 R 2, can
Διαβάστε περισσότεραProposal of Terminal Self Location Estimation Method to Consider Wireless Sensor Network Environment
1 2 2 GPS (SOM) Proposal of Termnal Self Locaton Estmaton Method to Consder Wreless Sensor Network Envronment Shohe OHNO, 1 Naotosh ADACHI 2 and Yasuhsa TAKIZAWA 2 Recently, large scale wreless sensor
Διαβάστε περισσότεραΛέξεις Κλειδιά: Γεωγραφικά Σταθμισμένη Παλινδρόμηση (GWR), Γονιμότητα
Ελληνικό Στατιστικό Ινστιτούτο Πρακτικά 23 ου Πανελληνίου Συνεδρίου Στατιστικής (2010), σελ.321-328 ΔΙΕΡΕΥΝΗΣΗ ΤΩΝ ΧΩΡΙΚΩΝ ΔΙΑΦΟΡΟΠΟΙΗΣΕΩΝ ΤΩΝ ΕΠΙΔΡΑΣΕΩΝ ΚΟΙΝΩΝΙΚΟ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΩΝ ΠΑΡΑΓΟΝΤΩΝ ΣΤΗ ΓΟΝΙΜΟΤΗΤΑ
Διαβάστε περισσότεραΠανεπιστήµιο Κρήτης - Τµήµα Επιστήµης Υπολογιστών. ΗΥ-570: Στατιστική Επεξεργασία Σήµατος. ιδάσκων : Α. Μουχτάρης. εύτερη Σειρά Ασκήσεων.
Πανεπιστήµιο Κρήτης - Τµήµα Επιστήµης Υπολογιστών ΗΥ-570: Στατιστική Επεξεργασία Σήµατος 2015 ιδάσκων : Α. Μουχτάρης εύτερη Σειρά Ασκήσεων Λύσεις Ασκηση 1. 1. Consder the gven expresson for R 1/2 : R 1/2
Διαβάστε περισσότεραΧΩΡΙΚΑ ΟΙΚΟΝΟΜΕΤΡΙΚΑ ΥΠΟΔΕΙΓΜΑΤΑ ΣΤΗΝ ΕΚΤΙΜΗΣΗ ΤΩΝ ΤΙΜΩΝ ΤΩΝ ΑΚΙΝΗΤΩΝ SPATIAL ECONOMETRIC MODELS FOR VALUATION OF THE PROPERTY PRICES
1 ο Συνέδριο Χωρικής Ανάλυσης: Πρακτικά, Αθήνα, 013, Σ. Καλογήρου (Επ.) ISBN: 978-960-86818-6-6 ΧΩΡΙΚΑ ΟΙΚΟΝΟΜΕΤΡΙΚΑ ΥΠΟΔΕΙΓΜΑΤΑ ΣΤΗΝ ΕΚΤΙΜΗΣΗ ΤΩΝ ΤΙΜΩΝ ΤΩΝ ΑΚΙΝΗΤΩΝ Μαριάνθη Στάμου 1*, Άγγελος Μιμής και
Διαβάστε περισσότερα