201711grade2.pdf
|
|
- こうじ うるしはた
- 5 years ago
- Views:
Transcription
1 A Web Web 6 B
2 2
3 3
4 1 (A) (B) (C) (D) (E) (F) (G) (B) % % 5 4
5
6 2 A 3 mm
7 1 I III I III I II III I II III 2 I III II 3 II I III 4 II III I 5 III II I t
8 3 A 1 A kg mL A A I III
9 I II III II I 2 I II 3 II III 4 III I 5 III II 3 A 2 5% ACF ACF Lag Lag I III I. 1 1 II. III. I III I 2 II 3 I II 4 I II III 5 I II III 9
10 g /100g
11
12 5 I III I. II. III. 1 2 I III I 2 I II 3 III 4 I III 5 I II III
13 7 A B 60% A 40% B A 1%, B 0.5% A % 2 65% 3 70% 4 75% 5 80% 8 X f(x) 0, x < 0, f(x) = cx(2 x), 0 x<2, 0, 2 x. c 1 c X , , , , ,
14 9 Z 1,Z 2,...,Z n N(0, 1) W = Z Z Z 2 n n N(0, 1) Z W Z W/n n W 1,W 2 m 1,m 2 W 1 /m 1 W 2 /m 2 (m 1,m 2 ) t 2 3 F 4 5 t F 2 Z 1,Z 2,...,Z 30 N(0, 1) Y = 20 i=1 Z2 i /20 30 i=21 Z2 i /10 P (Y a) =0.05 a
15 10 5 X 1,...,X X (X X 5 )/ K K 1 λ λ f(x) =λ x e λ /x! (x =0, 1, 2,...) K 1 ˆλ = 518/365 1 K ( ) ( ) ( ) ˆλ K e 518/ e ( )/
16 次の図は 米国シカゴの大規模小売チェーン店でのツナ缶の販売価格と販売数量 の散布図 ならびに販売価格と販売数量をそれぞれ対数変換したものの散布図であ る ただし データを加工している log(販売数量) 販売数量 問 販売価格(ドル) 0.0 log(販売価格) 資料 James M. Kilts Center, University of Chicago Booth School of Business Dominick s database 右図中の破線は 目的変数を log(販売数量) 説明変数を log(販売価格) とした単 回帰モデル log(販売数量) = α + β log(販売価格) + 誤差項 を統計ソフトウェアによって推定し 得られた回帰直線である また 次はその出 力結果である なお 出力結果の一部を削除している 出力結果 Estimate Std. Error t value Pr(> t ) <2e-16 (Intercept) log(販売価格) <2e-16 --Residual standard error: on 199 degrees of freedom Multiple R-squared: ,Adjusted R-squared: F-statistic: on 1 and 199 DF, p-value: < 2.2e-16 1 出力結果から判断して この単回帰モデルの推定に用いた標本のサイズはいく つか 次の 1 5 のうちから適切なものを一つ選べ 一般財団法人統計質保証推進協会 All Rights Reserved
17 2 β = 1 β I III I. log( ) 1.0 log( ) 4.9 II. III. log( ) 0.3 log( ) 1.5 I III I 2 II 3 I II 4 I III 5 I II III 17
18 ) (%) % [0.447, 0.519] 2 [0.453, 0.513] 3 [0.461, 0.505] 4 [0.464, 0.502] 5 [0.482, 0.484] % % 5% ± ± ( ) ± ± ±
19 14 I III I. II. III. P - P - 1 I III I 2 II 3 III 4 I II 5 II III 15 20% 30% % 30% 50 5% 50 ( ) ( ) 5% ( ) 1 ( ) ( ) ( ) ( ) 7.76 ( ) 2 ( ) 6.76 ( ) 3 ( ) 6.76 ( ) 4 ( ) 5.66 ( ) 5 ( ) 5.66 ( ) 19
20 (A 1 ) (A 2 ) (A 3 ) (A 4 ) (A 5 ) (A 6 ) region car Analysis of Variance Table Response: car Df Sum Sq Mean Sq F value Pr(>F) region e-16 Residuals
21 2 6 A 1,...,A 6 A j n j A j i y ji (j =1,...,6, i =1,...,n j ) ȳ j ȳ F F = 3 F = 5 F = 6 j=1 n j(ȳ j ȳ ) 2 6 nj j=1 i=1 (y 2 F = ji ȳ j ) 2 6 j=1 n j(ȳ j ȳ ) 2 /5 6 nj j=1 i=1 (y 4 F = ji ȳ ) 2 /77 6 j=1 (ȳ j ȳ ) 2 /5 6 j=1 nj i=1 (y ji ȳ ) 2 /77 6 j=1 (ȳ j ȳ ) 2 /5 6 nj j=1 i=1 (y ji ȳ j ) 2 /77 6 j=1 n j(ȳ j ȳ ) 2 /5 6 j=1 nj i=1 (y ji ȳ j ) 2 /77 3 I III I. F - (5, 77) F 1% II. III. 99% P - 5% I III I 2 I II 3 I III 4 I II III 5 I II III 21
22 22
23 23
24 1. Q(u) 0 u u u = Q(u) u = Q(u) =.0250 u 24
25 2. t =4 0 t ( ) ν ν t α t t α (ν) ν =20 5% (α =0.05) t 0.05 (20) = α 25
26 3. =5 0 2 ( ) ν ν α χ 2 χ 2 α(ν) ν =20 5% (α =0.05) χ (20) = α 26
27 4. F 1 =10 2 =20 0 F ( 1, 2) α =0.05 ν2 \ ν α =0.025 ν2 \ ν (ν1,ν2) F α F Fα(ν1,ν2) ν1 =5,ν2 =20 5% (α =0.05) F0.05(5, 20) =
28
untitled
2011/6/22 M2 1*1+2*2 79 2F Y YY 0.0 0.2 0.4 0.6 0.8 0.000 0.002 0.004 0.006 0.008 0.010 0.012 1.0 1.5 2.0 2.5 3.0 3.5 4.0 Y 0 50 100 150 200 250 YY A (Y = X + e A ) B (YY = X + e B ) X 0.00 0.05 0.10
More informationDAA09
> summary(dat.lm1) Call: lm(formula = sales ~ price, data = dat) Residuals: Min 1Q Median 3Q Max -55.719-19.270 4.212 16.143 73.454 Coefficients: Estimate Std. Error t value Pr(> t ) (Intercept) 237.1326
More information(lm) lm AIC 2 / 1
W707 s-taiji@is.titech.ac.jp 1 / 1 (lm) lm AIC 2 / 1 : y = β 1 x 1 + β 2 x 2 + + β d x d + β d+1 + ϵ (ϵ N(0, σ 2 )) y R: x R d : β i (i = 1,..., d):, β d+1 : ( ) (d = 1) y = β 1 x 1 + β 2 + ϵ (d > 1) y
More informationk3 ( :07 ) 2 (A) k = 1 (B) k = 7 y x x 1 (k2)?? x y (A) GLM (k
2012 11 01 k3 (2012-10-24 14:07 ) 1 6 3 (2012 11 01 k3) kubo@ees.hokudai.ac.jp web http://goo.gl/wijx2 web http://goo.gl/ufq2 1 3 2 : 4 3 AIC 6 4 7 5 8 6 : 9 7 11 8 12 8.1 (1)........ 13 8.2 (2) χ 2....................
More information> usdata01 と打ち込んでエンター キーを押すと V1 V2 V : : : : のように表示され 読み込まれていることがわかる ここで V1, V2, V3 は R が列のデータに自 動的につけた変数名である ( variable
R による回帰分析 ( 最小二乗法 ) この資料では 1. データを読み込む 2. 最小二乗法によってパラメーターを推定する 3. データをプロットし 回帰直線を書き込む 4. いろいろなデータの読み込み方について簡単に説明する 1. データを読み込む 以下では read.table( ) 関数を使ってテキストファイル ( 拡張子が.txt のファイル ) のデー タの読み込み方を説明する 1.1
More informationR John Fox R R R Console library(rcmdr) Rcmdr R GUI Windows R R SDI *1 R Console R 1 2 Windows XP Windows * 2 R R Console R ˆ R
R John Fox 2006 8 26 2008 8 28 1 R R R Console library(rcmdr) Rcmdr R GUI Windows R R SDI *1 R Console R 1 2 Windows XP Windows * 2 R R Console R ˆ R GUI R R R Console > ˆ 2 ˆ Fox(2005) jfox@mcmaster.ca
More information回帰分析 単回帰
回帰分析 単回帰 麻生良文 単回帰モデル simple regression model = α + β + u 従属変数 (dependent variable) 被説明変数 (eplained variable) 独立変数 (independent variable) 説明変数 (eplanator variable) u 誤差項 (error term) 撹乱項 (disturbance term)
More information28
y i = Z i δ i +ε i ε i δ X y i = X Z i δ i + X ε i [ ] 1 δ ˆ i = Z i X( X X) 1 X Z i [ ] 1 σ ˆ 2 Z i X( X X) 1 X Z i Z i X( X X) 1 X y i σ ˆ 2 ˆ σ 2 = [ ] y i Z ˆ [ i δ i ] 1 y N p i Z i δ ˆ i i RSTAT
More informationJ1順位と得点者数の関係分析
2015 年度 S-PLUS & Visual R Platform 学生研究奨励賞応募 J1 順位と得点者数の関係分析 -J リーグの得点数の現状 - 目次 1. はじめに 2. 研究目的 データについて 3.J1 リーグの得点数の現状 4. 分析 5. まとめ 6. 今後の課題 - 参考文献 - 東海大学情報通信学部 経営システム工学科 山田貴久 1. はじめに 1993 年 5 月 15 日に
More information201711grade1ouyou.pdf
2017 11 26 1 2 52 3 12 13 22 23 32 33 42 3 5 3 4 90 5 6 A 1 2 Web Web 3 4 1 2... 5 6 7 7 44 8 9 1 2 3 1 p p >2 2 A 1 2 0.6 0.4 0.52... (a) 0.6 0.4...... B 1 2 0.8-0.2 0.52..... (b) 0.6 0.52.... 1 A B 2
More informationExcelにおける回帰分析(最小二乗法)の手順と出力
Microsoft Excel Excel 1 1 x y x y y = a + bx a b a x 1 3 x 0 1 30 31 y b log x α x α x β 4 version.01 008 3 30 Website:http://keijisaito.info, E-mail:master@keijisaito.info 1 Excel Excel.1 Excel Excel
More information1 15 R Part : website:
1 15 R Part 4 2017 7 24 4 : website: email: http://www3.u-toyama.ac.jp/kkarato/ kkarato@eco.u-toyama.ac.jp 1 2 2 3 2.1............................... 3 2.2 2................................. 4 2.3................................
More informationk2 ( :35 ) ( k2) (GLM) web web 1 :
2012 11 01 k2 (2012-10-26 16:35 ) 1 6 2 (2012 11 01 k2) (GLM) kubo@ees.hokudai.ac.jp web http://goo.gl/wijx2 web http://goo.gl/ufq2 1 : 2 2 4 3 7 4 9 5 : 11 5.1................... 13 6 14 6.1......................
More informationII (No.2) 2 4,.. (1) (cm) (2) (cm) , (
II (No.1) 1 x 1, x 2,..., x µ = 1 V = 1 k=1 x k (x k µ) 2 k=1 σ = V. V = σ 2 = 1 x 2 k µ 2 k=1 1 µ, V σ. (1) 4, 7, 3, 1, 9, 6 (2) 14, 17, 13, 11, 19, 16 (3) 12, 21, 9, 3, 27, 18 (4) 27.2, 29.3, 29.1, 26.0,
More information第11回:線形回帰モデルのOLS推定
11 OLS 2018 7 13 1 / 45 1. 2. 3. 2 / 45 n 2 ((y 1, x 1 ), (y 2, x 2 ),, (y n, x n )) linear regression model y i = β 0 + β 1 x i + u i, E(u i x i ) = 0, E(u i u j x i ) = 0 (i j), V(u i x i ) = σ 2, i
More information1 12 *1 *2 (1991) (1992) (2002) (1991) (1992) (2002) 13 (1991) (1992) (2002) *1 (2003) *2 (1997) 1
2005 1 1991 1996 5 i 1 12 *1 *2 (1991) (1992) (2002) (1991) (1992) (2002) 13 (1991) (1992) (2002) *1 (2003) *2 (1997) 1 2 13 *3 *4 200 1 14 2 250m :64.3km 457mm :76.4km 200 1 548mm 16 9 12 589 13 8 50m
More informationインターネットを活用した経済分析 - フリーソフト Rを使おう
R 1 1 1 2017 2 15 2017 2 15 1/64 2 R 3 R R RESAS 2017 2 15 2/64 2 R 3 R R RESAS 2017 2 15 3/64 2-4 ( ) ( (80%) (20%) 2017 2 15 4/64 PC LAN R 2017 2 15 5/64 R R 2017 2 15 6/64 3-4 R 15 + 2017 2 15 7/64
More information1 911 9001030 9:00 A B C D E F G H I J K L M 1A0900 1B0900 1C0900 1D0900 1E0900 1F0900 1G0900 1H0900 1I0900 1J0900 1K0900 1L0900 1M0900 9:15 1A0915 1B0915 1C0915 1D0915 1E0915 1F0915 1G0915 1H0915 1I0915
More information講義のーと : データ解析のための統計モデリング. 第5回
Title 講義のーと : データ解析のための統計モデリング Author(s) 久保, 拓弥 Issue Date 2008 Doc URL http://hdl.handle.net/2115/49477 Type learningobject Note この講義資料は, 著者のホームページ http://hosho.ees.hokudai.ac.jp/~kub ードできます Note(URL)http://hosho.ees.hokudai.ac.jp/~kubo/ce/EesLecture20
More information統計研修R分散分析(追加).indd
http://cse.niaes.affrc.go.jp/minaka/r/r-top.html > mm mm TRT DATA 1 DM1 2537 2 DM1 2069 3 DM1 2104 4 DM1 1797 5 DM2 3366 6 DM2 2591 7 DM2 2211 8
More informationUse R
Use R! 2008/05/23( ) Index Introduction (GLM) ( ) R. Introduction R,, PLS,,, etc. 2. Correlation coefficient (Pearson s product moment correlation) r = Sxy Sxx Syy :, Sxy, Sxx= X, Syy Y 1.96 95% R cor(x,
More information最小2乗法
2 2012 4 ( ) 2 2012 4 1 / 42 X Y Y = f (X ; Z) linear regression model X Y slope X 1 Y (X, Y ) 1 (X, Y ) ( ) 2 2012 4 2 / 42 1 β = β = β (4.2) = β 0 + β (4.3) ( ) 2 2012 4 3 / 42 = β 0 + β + (4.4) ( )
More informationR Console >R ˆ 2 ˆ 2 ˆ Graphics Device 1 Rcmdr R Console R R Rcmdr Rcmdr Fox, 2007 Fox and Carvalho, 2012 R R 2
R John Fox Version 1.9-1 2012 9 4 2012 10 9 1 R R Windows R Rcmdr Mac OS X Linux R OS R R , R R Console library(rcmdr)
More informationI? 3 1 3 1.1?................................. 3 1.2?............................... 3 1.3!................................... 3 2 4 2.1........................................ 4 2.2.......................................
More information20 15 14.6 15.3 14.9 15.7 16.0 15.7 13.4 14.5 13.7 14.2 10 10 13 16 19 22 1 70,000 60,000 50,000 40,000 30,000 20,000 10,000 0 2,500 59,862 56,384 2,000 42,662 44,211 40,639 37,323 1,500 33,408 34,472
More information- 2 -
- 2 - - 3 - (1) (2) (3) (1) - 4 - ~ - 5 - (2) - 6 - (1) (1) - 7 - - 8 - (i) (ii) (iii) (ii) (iii) (ii) 10 - 9 - (3) - 10 - (3) - 11 - - 12 - (1) - 13 - - 14 - (2) - 15 - - 16 - (3) - 17 - - 18 - (4) -
More information2 1980 8 4 4 4 4 4 3 4 2 4 4 2 4 6 0 0 6 4 2 4 1 2 2 1 4 4 4 2 3 3 3 4 3 4 4 4 4 2 5 5 2 4 4 4 0 3 3 0 9 10 10 9 1 1
1 1979 6 24 3 4 4 4 4 3 4 4 2 3 4 4 6 0 0 6 2 4 4 4 3 0 0 3 3 3 4 3 2 4 3? 4 3 4 3 4 4 4 4 3 3 4 4 4 4 2 1 1 2 15 4 4 15 0 1 2 1980 8 4 4 4 4 4 3 4 2 4 4 2 4 6 0 0 6 4 2 4 1 2 2 1 4 4 4 2 3 3 3 4 3 4 4
More information1 (1) (2)
1 2 (1) (2) (3) 3-78 - 1 (1) (2) - 79 - i) ii) iii) (3) (4) (5) (6) - 80 - (7) (8) (9) (10) 2 (1) (2) (3) (4) i) - 81 - ii) (a) (b) 3 (1) (2) - 82 - - 83 - - 84 - - 85 - - 86 - (1) (2) (3) (4) (5) (6)
More informationuntitled
IT (1, horiike@ml.me.titech.ac.jp) (1, jun-jun@ms.kagu.tus.ac.jp) 1. 1-1 19802000 2000ITIT IT IT TOPIX (%) 1TOPIX 2 1-2. 80 80 ( ) 2004/11/26 S-PLUS 2 1-3. IT IT IT IT 2. 2-1. a. b. (Size) c. B/M(Book
More information7. フィリップス曲線 経済統計分析 (2014 年度秋学期 ) フィリップス曲線の推定 ( 経済理論との関連 ) フィリップス曲線とは何か? 物価と失業の関係 トレード オフ 政策運営 ( 財政 金融政策 ) への含意 ( 計量分析の手法 ) 関数形の選択 ( 関係が直線的でない場合の推定 ) 推
7. フィリップス曲線 経済統計分析 ( 年度秋学期 ) フィリップス曲線の推定 ( 経済理論との関連 ) フィリップス曲線とは何か? 物価と失業の関係 トレード オフ 政策運営 ( 財政 金融政策 ) への含意 ( 計量分析の手法 ) 関数形の選択 ( 関係が直線的でない場合の推定 ) 推定結果に基づく予測シミュレーション 物価と失業の関係......... -. -. -........ 失業率
More information医系の統計入門第 2 版 サンプルページ この本の定価 判型などは, 以下の URL からご覧いただけます. このサンプルページの内容は, 第 2 版 1 刷発行時のものです.
医系の統計入門第 2 版 サンプルページ この本の定価 判型などは, 以下の URL からご覧いただけます. http://www.morikita.co.jp/books/mid/009192 このサンプルページの内容は, 第 2 版 1 刷発行時のものです. i 2 t 1. 2. 3 2 3. 6 4. 7 5. n 2 ν 6. 2 7. 2003 ii 2 2013 10 iii 1987
More informationハピタス のコピー.pages
Copyright (C) All Rights Reserved. 10 12,500 () ( ) ()() 1 : 2 : 3 : 2 4 : 5 : Copyright (C) All Rights Reserved. Copyright (C) All Rights Reserved. Copyright (C) All Rights Reserved. Copyright (C) All
More informationCopyright 2008 All Rights Reserved 2
Copyright 2008 All Rights Reserved 1 Copyright 2008 All Rights Reserved 2 Copyright 2008 All Rights Reserved 3 Copyright 2008 All Rights Reserved 4 Copyright 2008 All Rights Reserved 5 Copyright 2008 All
More information「産業上利用することができる発明」の審査の運用指針(案)
1 1.... 2 1.1... 2 2.... 4 2.1... 4 3.... 6 4.... 6 1 1 29 1 29 1 1 1. 2 1 1.1 (1) (2) (3) 1 (4) 2 4 1 2 2 3 4 31 12 5 7 2.2 (5) ( a ) ( b ) 1 3 2 ( c ) (6) 2. 2.1 2.1 (1) 4 ( i ) ( ii ) ( iii ) ( iv)
More information一般化線形 (混合) モデル (2) - ロジスティック回帰と GLMM
.. ( ) (2) GLMM kubo@ees.hokudai.ac.jp I http://goo.gl/rrhzey 2013 08 27 : 2013 08 27 08:29 kubostat2013ou2 (http://goo.gl/rrhzey) ( ) (2) 2013 08 27 1 / 74 I.1 N k.2 binomial distribution logit link function.3.4!
More informationR による共和分分析 1. 共和分分析を行う 1.1 パッケージ urca インスツールする 共和分分析をするために R のパッケージ urca をインスツールする パッケージとは通常の R には含まれていない 追加的な R のコマンドの集まりのようなものである R には追加的に 600 以上のパッ
R による共和分分析 1. 共和分分析を行う 1.1 パッケージ urca インスツールする 共和分分析をするために R のパッケージ urca をインスツールする パッケージとは通常の R には含まれていない 追加的な R のコマンドの集まりのようなものである R には追加的に 600 以上のパッケージが用意されており それぞれ分析の目的に応じて標準の R にパッケージを追加していくことになる インターネットに接続してあるパソコンで
More informationuntitled
i ii iii EC 1-1 1 (1) (2) 3,0005,000 3 1 Web 2 Web 1-1 3 (3) (4) 18111812 (5) (1) (2) Web 4 1-2 1 (3) (4) 1812191 (5) 5 1.1 Web 2-1 6 (1) 2-1 387 2-2 7 (2) Web 57% Web 28% 2-3 (3) 43% 56% 2 50%1 26% 2-2
More information.3 ˆβ1 = S, S ˆβ0 = ȳ ˆβ1 S = (β0 + β1i i) β0 β1 S = (i β0 β1i) = 0 β0 S = (i β0 β1i)i = 0 β1 β0, β1 ȳ β0 β1 = 0, (i ȳ β1(i ))i = 0 {(i ȳ)(i ) β1(i ))
Copright (c) 004,005 Hidetoshi Shimodaira 1.. 3. 4. 004-10-01 16:15:07 shimo cat(" 1: "); c(mea(), mea()) cat(" : "); mmea
More information1 Stata SEM LightStone 4 SEM 4.. Alan C. Acock, Discovering Structural Equation Modeling Using Stata, Revised Edition, Stata Press 3.
1 Stata SEM LightStone 4 SEM 4.. Alan C. Acock, 2013. Discovering Structural Equation Modeling Using Stata, Revised Edition, Stata Press 3. 2 4, 2. 1 2 2 Depress Conservative. 3., 3,. SES66 Alien67 Alien71,
More information23 3 11 14 46 9.0 7 10m 40.1m 15,883 2,681 25 4 10 39 40 800 180 24 2425 22 21 24 5 3 21 24 10,899 20,472 13,723 33,007 667 400 79,167 8,620 11,694 10,089 25,131 690 215 56,439 13,614 20,897 15,200 32,213
More information1000 Copyright(C)2009 All Rights Reserved - 2 -
1000 Copyright(C)2009 All Rights Reserved - 1 - 1000 Copyright(C)2009 All Rights Reserved - 2 - 1000 Copyright(C)2009 All Rights Reserved - 3 - 1000 Copyright(C)2009 All Rights Reserved - 4 - 1000 Copyright(C)2009
More informationii 3.,. 4. F. (), ,,. 8.,. 1. (75%) (25%) =7 20, =7 21 (. ). 1.,, (). 3.,. 1. ().,.,.,.,.,. () (12 )., (), 0. 2., 1., 0,.
24(2012) (1 C106) 4 11 (2 C206) 4 12 http://www.math.is.tohoku.ac.jp/~obata,.,,,.. 1. 2. 3. 4. 5. 6. 7.,,. 1., 2007 (). 2. P. G. Hoel, 1995. 3... 1... 2.,,. ii 3.,. 4. F. (),.. 5... 6.. 7.,,. 8.,. 1. (75%)
More informationこんにちは由美子です
Analysis of Variance 2 two sample t test analysis of variance (ANOVA) CO 3 3 1 EFV1 µ 1 µ 2 µ 3 H 0 H 0 : µ 1 = µ 2 = µ 3 H A : Group 1 Group 2.. Group k population mean µ 1 µ µ κ SD σ 1 σ σ κ sample mean
More information10 44 1.2 5 4 5 3 6-1 - 1 2 3 4 5 1 2 3 4 5 6 7 8 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 TEL TEL 1 2 TEL FAX TEL FAX TEL FAX 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 1 2 3 4 5 6 ( ) ( ) 2
More information以下の内容について説明する 1. VAR モデル推定する 2. VAR モデルを用いて予測する 3. グレンジャーの因果性を検定する 4. インパルス応答関数を描く 1. VAR モデルを推定する ここでは VAR(p) モデル : R による時系列分析の方法 2 y t = c + Φ 1 y t
以下の内容について説明する 1. VAR モデル推定する 2. VAR モデルを用いて予測する 3. グレンジャーの因果性を検定する 4. インパルス応答関数を描く 1. VAR モデルを推定する ここでは VAR(p) モデル : R による時系列分析の方法 2 y t = c + Φ 1 y t 1 + + Φ p y t p + ε t, ε t ~ W.N(Ω), を推定することを考える (
More informationMicrosoft Word - 計量研修テキスト_第5版).doc
Q9-1 テキスト P166 2)VAR の推定 注 ) 各変数について ADF 検定を行った結果 和文の次数はすべて 1 である 作業手順 4 情報量基準 (AIC) によるラグ次数の選択 VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: D(IG9S) D(IP9S) D(CP9S) Exogenous variables: C Date:
More information<4D F736F F F696E74202D BD95CF97CA89F090CD F6489F18B4195AA90CD816A>
主な多変量解析 9. 多変量解析 1 ( 重回帰分析 ) 目的変数 量的 説明変数 質的 あり量的 重回帰分析 数量化 Ⅰ 類 質的 判別分析 数量化 Ⅱ 類 なし 主成分分析因子分析多次元尺度構成法 数量化 Ⅲ 類数量化 Ⅳ 類 その他 クラスタ分析共分散構造分析 説明変数 : 独立変数 予測変数 目的変数 : 従属変数 基準変数 3 1. 単回帰分析各データの構造 y b ax a α: 1,,,
More information1 Stata SEM LightStone 3 2 SEM. 2., 2,. Alan C. Acock, Discovering Structural Equation Modeling Using Stata, Revised Edition, Stata Press.
1 Stata SEM LightStone 3 2 SEM. 2., 2,. Alan C. Acock, 2013. Discovering Structural Equation Modeling Using Stata, Revised Edition, Stata Press. 2 3 2 Conservative Depress. 3.1 2. SEM. 1. x SEM. Depress.
More information講義のーと : データ解析のための統計モデリング. 第3回
Title 講義のーと : データ解析のための統計モデリング Author(s) 久保, 拓弥 Issue Date 2008 Doc URL http://hdl.handle.net/2115/49477 Type learningobject Note この講義資料は, 著者のホームページ http://hosho.ees.hokudai.ac.jp/~kub ードできます Note(URL)http://hosho.ees.hokudai.ac.jp/~kubo/ce/EesLecture20
More informationkubostat2017c p (c) Poisson regression, a generalized linear model (GLM) : :
kubostat2017c p.1 2017 (c), a generalized linear model (GLM) : kubo@ees.hokudai.ac.jp http://goo.gl/76c4i 2017 11 14 : 2017 11 07 15:43 kubostat2017c (http://goo.gl/76c4i) 2017 (c) 2017 11 14 1 / 47 agenda
More information5 Armitage x 1,, x n y i = 10x i + 3 y i = log x i {x i } {y i } 1.2 n i i x ij i j y ij, z ij i j 2 1 y = a x + b ( cm) x ij (i j )
5 Armitage. x,, x n y i = 0x i + 3 y i = log x i x i y i.2 n i i x ij i j y ij, z ij i j 2 y = a x + b 2 2. ( cm) x ij (i j ) (i) x, x 2 σ 2 x,, σ 2 x,2 σ x,, σ x,2 t t x * (ii) (i) m y ij = x ij /00 y
More informationuntitled
http://www.riskdatabank.co.jp The of Japan, Ltd. All rights reserved. 2 The of Japan, Ltd. All rights reserved. 3 The of Japan, Ltd. All rights reserved. 4 The of Japan, Ltd. All rights reserved. 5 The
More information初心者にもできるアメブロカスタマイズ新2016.pages
Copyright All Rights Reserved. 41 Copyright All Rights Reserved. 60 68 70 6 78 80 Copyright All Rights Reserved. FC2 97 Copyright All Rights Reserved. Copyright All Rights Reserved. Copyright All Rights
More information1
R による非線形最小二乗法. 非線形回帰モデル回帰モデルにおいて被説明変数が未知パラメータについて線形である場合は 線形回帰モデル とよばれる 例えば以下のようなモデルはすべて線形回帰モデルの例である ( 例 ) y x, ( 例 2) y log( x ), ( 例 3) log y x このようなモデルの場合は通常の最小二乗法によって未知パラメータ α β を推定する事ができる このような線形回帰モデルに対して
More information- 2 Copyright (C) 2006. All Rights Reserved.
- 2 Copyright (C) 2006. All Rights Reserved. 2-3 Copyright (C) 2006. All Rights Reserved. 70-4 Copyright (C) 2006. All Rights Reserved. ...1...3...7...8 1...9...14...16 2...18...20...21 3...22...23...23...24
More informationMicrosoft Word - 計量研修テキスト_第5版).doc
Q3-1-1 テキスト P59 10.8.3.2.1.0 -.1 -.2 10.4 10.0 9.6 9.2 8.8 -.3 76 78 80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 R e s i d u al A c tual Fi tte d Dependent Variable: LOG(TAXH) Date: 10/26/05 Time: 15:42 Sample: 1975
More information10
z c j = N 1 N t= j1 [ ( z t z ) ( )] z t j z q 2 1 2 r j /N j=1 1/ N J Q = N(N 2) 1 N j j=1 r j 2 2 χ J B d z t = z t d (1 B) 2 z t = (z t z t 1 ) (z t 1 z t 2 ) (1 B s )z t = z t z t s _ARIMA CONSUME
More informationBMIdata.txt DT DT <- read.table("bmidata.txt") DT head(dt) names(dt) str(dt)
?read.table read.table(file, header = FALSE, sep = "", quote = "\" ", dec = ".", numerals = c("allow.loss", "warn.loss", "no.loss"), row.names, col.names, as.is =!stringsasfactors, na.strings = "NA", colclasses
More informationcm H.11.3 P.13 2 3-106-
H11.3 H.11.3 P.4-105- cm H.11.3 P.13 2 3-106- 2 H.11.3 P.47 H.11.3 P.27 i vl1 vl2-107- 3 h vl l1 l2 1 2 0 ii H.11.3 P.49 2 iii i 2 vl1 vl2-108- H.11.3 P.50 ii 2 H.11.3 P.52 cm -109- H.11.3 P.44 S S H.11.3
More informationCopyright All Rights Reserved. -2 -!
http://ameblo.jp/admarketing/ Copyright All Rights Reserved. -2 -! Copyright All Rights Reserved. -3- Copyright All Rights Reserved. -4- Copyright All Rights Reserved. -5 - Copyright All Rights Reserved.
More information第2回 回帰と分散分析
1 環境統計学ぷらす 第 2 回 分散分析と回帰 高木俊 shun.takagi@sci.toho-u.ac.jp 2013/10/31 2 予定 第 1 回 : Rの基礎と仮説検定 第 2 回 : 分散分析と回帰 第 3 回 : 一般線形モデル 交互作用 第 4 回 : 一般化線形モデル モデル選択 第 5 回 : 一般化線形混合モデル 第 6 回 : 多変量解析 3 今日やること R 操作編 RエディタからのRの実行
More information研修コーナー
l l l l l l l l l l l α α β l µ l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l l
More informationwaseda2010a-jukaiki1-main.dvi
November, 2 Contents 6 2 8 3 3 3 32 32 33 5 34 34 6 35 35 7 4 R 2 7 4 4 9 42 42 2 43 44 2 5 : 2 5 5 23 52 52 23 53 53 23 54 24 6 24 6 6 26 62 62 26 63 t 27 7 27 7 7 28 72 72 28 73 36) 29 8 29 8 29 82 3
More informationMicrosoft Word - 計量研修テキスト_第5版).doc
Q10-2 テキスト P191 1. 記述統計量 ( 変数 :YY95) 表示変数として 平均 中央値 最大値 最小値 標準偏差 観測値 を選択 A. 都道府県別 Descriptive Statistics for YY95 Categorized by values of PREFNUM Date: 05/11/06 Time: 14:36 Sample: 1990 2002 Included
More information* n x 11,, x 1n N(µ 1, σ 2 ) x 21,, x 2n N(µ 2, σ 2 ) H 0 µ 1 = µ 2 (= µ ) H 1 µ 1 µ 2 H 0, H 1 *2 σ 2 σ 2 0, σ 2 1 *1 *2 H 0 H
1 1 1.1 *1 1. 1.3.1 n x 11,, x 1n Nµ 1, σ x 1,, x n Nµ, σ H 0 µ 1 = µ = µ H 1 µ 1 µ H 0, H 1 * σ σ 0, σ 1 *1 * H 0 H 0, H 1 H 1 1 H 0 µ, σ 0 H 1 µ 1, µ, σ 1 L 0 µ, σ x L 1 µ 1, µ, σ x x H 0 L 0 µ, σ 0
More informationIPA:セキュアなインターネットサーバー構築に関する調査
Copyright 2003 IPA, All Rights Reserved. Copyright 2003 IPA, All Rights Reserved. Copyright 2003 IPA, All Rights Reserved. Copyright 2003 IPA, All Rights Reserved. Copyright 2003 IPA, All Rights Reserved.
More information4 OLS 4 OLS 4.1 nurseries dual c dual i = c + βnurseries i + ε i (1) 1. OLS Workfile Quick - Estimate Equation OK Equation specification dual c nurser
1 EViews 2 2007/5/17 2007/5/21 4 OLS 2 4.1.............................................. 2 4.2................................................ 9 4.3.............................................. 11 4.4
More informationMicrosoft Word - 最終版 バックせどりismマニュアル .docx
ism ISM ISM ISM ISM ISM ISM Copyright (c) 2010 All Rights Reserved. Copyright (c) 2010 All Rights Reserved. Copyright (c) 2010 All Rights Reserved. ISM Copyright (c) 2010 All Rights Reserved. Copyright
More information2 / 39
W707 s-taiji@is.titech.ac.jp 1 / 39 2 / 39 1 2 3 3 / 39 q f (x; α) = α j B j (x). j=1 min α R n+2 n ( d (Y i f (X i ; α)) 2 2 ) 2 f (x; α) + λ dx 2 dx. i=1 f B j 4 / 39 : q f (x) = α j B j (x). j=1 : x
More informationと入力する すると最初の 25 行が表示される 1 行目は変数の名前であり 2 列目は企業番号 (1,,10),3 列目は西暦 (1935,,1954) を表している ( 他のパネルデータを分析する際もデ ータをこのように並べておかなくてはならない つまりまず i=1 を固定し i=1 の t に関
R によるパネルデータモデルの推定 R を用いて 静学的パネルデータモデルに対して Pooled OLS, LSDV (Least Squares Dummy Variable) 推定 F 検定 ( 個別効果なしの F 検定 ) GLS(Generalized Least Square : 一般化最小二乗 ) 法による推定 およびハウスマン検定を行うやり方を 動学的パネルデータモデルに対して 1 階階差
More information1 2 Windows 7 *3 Windows * 4 R R Console R R Console ˆ R GUI R R R *5 R 2 R R R 6.1 ˆ 2 ˆ 2 ˆ Graphics Device 1 Rcmdr R Console R Rconsole R --sdi R M
R John Fox and Milan Bouchet-Valat Version 2.0-1 2013 11 8 2013 11 11 1 R Fox 2005 R R Core Team, 2013 GUI R R R R R R R R R the Comprehensive R Archive Network (CRAN) R CRAN 6.4 R Windows R Rcmdr Mac
More informationH22 BioS (i) I treat1 II treat2 data d1; input group patno treat1 treat2; cards; ; run; I
H BioS (i) I treat II treat data d; input group patno treat treat; cards; 8 7 4 8 8 5 5 6 ; run; I II sum data d; set d; sum treat + treat; run; sum proc gplot data d; plot sum * group ; symbol c black
More informationStata 11 Stata ROC whitepaper mwp anova/oneway 3 mwp-042 kwallis Kruskal Wallis 28 mwp-045 ranksum/median / 31 mwp-047 roctab/roccomp ROC 34 mwp-050 s
BR003 Stata 11 Stata ROC whitepaper mwp anova/oneway 3 mwp-042 kwallis Kruskal Wallis 28 mwp-045 ranksum/median / 31 mwp-047 roctab/roccomp ROC 34 mwp-050 sampsi 47 mwp-044 sdtest 54 mwp-043 signrank/signtest
More informations = 1.15 (s = 1.07), R = 0.786, R = 0.679, DW =.03 5 Y = 0.3 (0.095) (.708) X, R = 0.786, R = 0.679, s = 1.07, DW =.03, t û Y = 0.3 (3.163) + 0
7 DW 7.1 DW u 1, u,, u (DW ) u u 1 = u 1, u,, u + + + - - - - + + - - - + + u 1, u,, u + - + - + - + - + u 1, u,, u u 1, u,, u u +1 = u 1, u,, u Y = α + βx + u, u = ρu 1 + ɛ, H 0 : ρ = 0, H 1 : ρ 0 ɛ 1,
More informationa n a n ( ) (1) a m a n = a m+n (2) (a m ) n = a mn (3) (ab) n = a n b n (4) a m a n = a m n ( m > n ) m n 4 ( ) 552
3 3.0 a n a n ( ) () a m a n = a m+n () (a m ) n = a mn (3) (ab) n = a n b n (4) a m a n = a m n ( m > n ) m n 4 ( ) 55 3. (n ) a n n a n a n 3 4 = 8 8 3 ( 3) 4 = 8 3 8 ( ) ( ) 3 = 8 8 ( ) 3 n n 4 n n
More information_0212_68<5A66><4EBA><79D1>_<6821><4E86><FF08><30C8><30F3><30DC><306A><3057><FF09>.pdf
More information
Microsoft Word - eviews6_
6 章 : 共和分と誤差修正モデル 2017/11/22 新谷元嗣 藪友良 石原卓弥 教科書 6 章 5 節のデータを用いて エングル = グレンジャーの方法 誤差修正モデル ヨハンセンの方法を学んでいこう 1. データの読み込みと単位根検定 COINT6.XLS のデータを Workfile に読み込む このファイルは教科書の表 6.1 の式から 生成された人工的なデータである ( 下表参照 )
More information% 10%, 35%( 1029 ) p (a) 1 p 95% (b) 1 Std. Err. (c) p 40% 5% (d) p 1: STATA (1). prtesti One-sample test of pr
1 1. 2014 6 2014 6 10 10% 10%, 35%( 1029 ) p (a) 1 p 95% (b) 1 Std. Err. (c) p 40% 5% (d) p 1: STATA (1). prtesti 1029 0.35 0.40 One-sample test of proportion x: Number of obs = 1029 Variable Mean Std.
More information<4D F736F F F696E74202D F95618A7789EF B836A F838C834E B88E38A77939D8C76322E >
204 年 9 月 26 日第 62 回日本心臓病学会学術集会モーニングレクチャー 医学統計の基礎 於 : 仙台国際センター第 9 会場 医学統計の基礎 東北大学大学院医学系研究科循環器内科学分野 宮田敏 miyata@cardio.med.tohou.ac.jp 日本心臓病学会 COI 開示 東北大学大学院医学系研究科循環器内科学宮田敏 演題発表に関連し 開示すべき CO I 関係にある企業などはありません
More information1 環境統計学ぷらす 第 5 回 一般 ( 化 ) 線形混合モデル 高木俊 2013/11/21
1 環境統計学ぷらす 第 5 回 一般 ( 化 ) 線形混合モデル 高木俊 shun.takagi@sci.toho-u.ac.jp 2013/11/21 2 予定 第 1 回 : Rの基礎と仮説検定 第 2 回 : 分散分析と回帰 第 3 回 : 一般線形モデル 交互作用 第 4.1 回 : 一般化線形モデル 第 4.2 回 : モデル選択 (11/29?) 第 5 回 : 一般化線形混合モデル
More information44 4 I (1) ( ) (10 15 ) ( 17 ) ( 3 1 ) (2)
(1) I 44 II 45 III 47 IV 52 44 4 I (1) ( ) 1945 8 9 (10 15 ) ( 17 ) ( 3 1 ) (2) 45 II 1 (3) 511 ( 451 1 ) ( ) 365 1 2 512 1 2 365 1 2 363 2 ( ) 3 ( ) ( 451 2 ( 314 1 ) ( 339 1 4 ) 337 2 3 ) 363 (4) 46
More information