Câu hỏi được gắn thẻ «proof»

Công thức tính toán phương sai có trong mẫu số:(n−1)(n−1)(n-1) s2=∑Ni=1(xi−x¯)2n−1s2=∑i=1N(xi−x¯)2n−1s^2 = \frac{\sum_{i=1}^N (x_i - \bar{x})^2}{n-1} Tôi đã luôn tự hỏi tại sao. Tuy nhiên, đọc và xem một vài video hay về "tại sao", có vẻ như, là một công cụ ước tính không thiên vị tốt về phương …

67 variance  unbiased-estimator  proof  history 

Tôi gặp khó khăn khi lấy công thức phân kỳ KL giả sử hai phân phối bình thường đa biến. Tôi đã thực hiện trường hợp đơn biến khá dễ dàng. Tuy nhiên, đã khá lâu kể từ khi tôi lấy chỉ số toán học, vì vậy tôi gặp một …

46 normal-distribution  kullback-leibler  proof 

Như câu hỏi nêu - Có thể chứng minh giả thuyết không? Từ sự hiểu biết (hạn chế) của tôi về giả thuyết, câu trả lời là không nhưng tôi không thể đưa ra một lời giải thích nghiêm ngặt cho nó. Câu hỏi có câu trả lời dứt khoát …

37 hypothesis-testing  proof  equivalence 

Tôi đang sử dụng dấu mũ để chạy một rừng ngẫu nhiên được xác thực chéo qua tập dữ liệu. Biến Y là một yếu tố. Không có NaN, Inf, hoặc NA trong tập dữ liệu của tôi. Tuy nhiên, khi chạy rừng ngẫu nhiên, tôi nhận được Error in …

29 r  random-forest  caret  regression  prediction  fitting  social-science  poisson-distribution  distributions  characteristic-function  bayesian  prior  regression  normal-distribution  interaction  nonparametric  skewness  svm  standard-deviation  standard-error  regression-coefficients  igraph  natural-language  word2vec  word-embeddings  regression  machine-learning  sampling  r  regression  machine-learning  random-forest  ensemble  sampling  unbiased-estimator  proof  estimators  mse  probability  conditional-probability  bayes  anova  missing-data  neural-networks  recommender-system  r  confidence-interval  sample  multiple-imputation  r  time-series  forecasting  mase 

Tôi có một vấn đề với bằng chứng về E(Y|X)∈argming(X)E[(Y−g(X))2]E(Y|X)∈arg⁡ming(X)E[(Y−g(X))2]E(Y|X) \in \arg \min_{g(X)} E\Big[\big(Y - g(X)\big)^2\Big] mà rất có thể tiết lộ một sự hiểu lầm sâu sắc hơn về kỳ vọng và kỳ vọng có điều kiện. Bằng chứng tôi biết diễn ra như sau (phiên bản khác của …

19 mathematical-statistics  conditional-probability  proof  conditional-expectation 

Văn bản của Wackerly et al nêu định lý này "Gọi và biểu thị các hàm tạo mô men của các biến ngẫu nhiên X và Y. Nếu cả hai hàm tạo tồn tại và với tất cả các giá trị của t, thì X và Y có cùng phân …

19 mathematical-statistics  references  moments  proof  mgf 

Lấy từ Grimmet và Stirzaker : Chứng tỏ rằng không thể là trường hợp U = X + YU=X+YU=X+Y trong đó UUU được phân bố đồng đều trên [0,1] và XXX và YYY là độc lập và phân phối giống hệt nhau. Bạn không nên cho rằng X và Y …

18 probability  random-variable  continuous-data  uniform  proof 

Từ wikipedia , tương quan bậc Spearman được tính bằng cách biến đổi XiXiX_i và YiYiY_i vào biến xếp xixix_i và yiyiy_i , và sau đó tính toán tương quan Pearson giữa xếp hạng các biến: Tuy nhiên, bài viết tiếp tục nêu rõ rằng nếu không có mối quan …

14 correlation  proof  spearman-rho 

Gần đây tôi đã gặp phải phân phối Poisson bivariate, nhưng tôi hơi bối rối về cách nó có thể được bắt nguồn. Phân phối được đưa ra bởi: P(X=x,Y=y)=e−(θ1+θ2+θ0)θx1x!θy2y!∑i=0min(x,y)(xi)(yi)i!(θ0θ1θ2)iP(X=x,Y=y)=e−(θ1+θ2+θ0)θ1xx!θ2yy!∑i=0min(x,y)(xi)(yi)i!(θ0θ1θ2)iP(X = x, Y = y) = e^{-(\theta_{1}+\theta_{2}+\theta_{0})} \displaystyle\frac{\theta_{1}^{x}}{x!}\frac{\theta_{2}^{y}}{y!} \sum_{i=0}^{min(x,y)}\binom{x}{i}\binom{y}{i}i!\left(\frac{\theta_{0}}{\theta_{1}\theta_{2}}\right)^{i} Từ những gì tôi có thể thu thập, thuật ngữ θ0θ0\theta_{0} …

13 distributions  mathematical-statistics  multivariate-analysis  poisson-distribution  proof 

Rõ ràng là nếu , thìXi∼N(0,1)Xi∼N(0,1)X_i \sim N(0,1) X1X2+X3X4∼Laplace(0,1)X1X2+X3X4∼Laplace(0,1)X_1 X_2 + X_3 X_4 \sim \mathrm{Laplace(0,1)} Tôi đã nhìn thấy các bài báo về các hình thức bậc hai tùy ý, luôn luôn dẫn đến các biểu thức chi bình phương phi trung tâm khủng khiếp. Mối quan hệ đơn giản …

13 normal-distribution  proof  quadratic-form  laplace-distribution 

Trong các yếu tố của học thống kê , một vấn đề được đưa ra để làm nổi bật các vấn đề với k-nn trong không gian chiều cao. Có điểm dữ liệu được phân bố đồng đều trong một quả bóng đơn vị chiều.NNNppp Khoảng cách trung bình từ …

11 self-study  proof  k-nearest-neighbour 

Làm thế nào bạn có thể chứng minh rằng các phương trình bình thường: có một hoặc nhiều giải pháp mà không có sự giả định rằng X là khả nghịch?( XTX) β= XTY(XTX)β=XTY(X^TX)\beta = X^TY Dự đoán duy nhất của tôi là nó có liên quan đến nghịch đảo …

11 regression  proof 

Hiện tại bị mắc kẹt về điều này, tôi biết có lẽ tôi nên sử dụng độ lệch trung bình của phân phối nhị thức nhưng tôi không thể tìm ra nó.

10 self-study  binomial  mean  expected-value  proof 

Tôi đã thấy hai biểu diễn khác nhau của công cụ ước lượng hồi quy lượng tử là Q(βq)=∑i:yi≥x′iβnq∣yi−x′iβq∣+∑i:yi&lt;x′iβn(1−q)∣yi−x′iβq∣Q(βq)=∑i:yi≥xi′βnq∣yi−xi′βq∣+∑i:yi&lt;xi′βn(1−q)∣yi−xi′βq∣Q(\beta_{q}) = \sum^{n}_{i:y_{i}\geq x'_{i}\beta} q\mid y_i - x'_i \beta_q \mid + \sum^{n}_{i:y_{i}< x'_{i}\beta} (1-q)\mid y_i - x'_i \beta_q \mid và Q(βq)=∑i=1nρq(yi−x′iβq),ρq(u)=ui(q−1(ui&lt;0))Q(βq)=∑i=1nρq(yi−xi′βq),ρq(u)=ui(q−1(ui&lt;0))Q(\beta_q) = \sum^{n}_{i=1} \rho_q (y_i - x'_i \beta_q), \hspace{1cm} \rho_q(u) = u_i(q …

10 proof  quantile-regression  equivalence 

Khi tin tức nói về những điều được 'chứng minh thống kê', họ đang sử dụng một khái niệm thống kê được xác định rõ ràng, sử dụng sai hay chỉ sử dụng một oxymoron? Tôi tưởng tượng rằng một 'bằng chứng thống kê' thực sự không phải là thứ …

10 inference  proof