equal_l2’s blog

※記載されている内容の正確性は保証しませんが、間違いを指摘していただければ直します。

最小二乗法(7) 項の欠けた線形近似

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表題がどうも上手くつけられなかったので、シチュエーションを説明しよう。

今までやってきた\ d\ 次の多項式近似で使っていたモデル関数は、0次から\ d\ 次までの項が必ず1個づつあって、欠けることはなかった。

しかし、時には「0次の項はいらなくて、1次の項だけ欲しい」などというシチュエーションもあるかもしれない。
この場合、単に1次の多項式近似を行って0・1次の項を推定したうえで0次の項を無視する、ということはできない。0次の項なしには残差の二乗和を最小にはできないからだ。
(推定の仕方からして当然である)

こういう時はどうするかというと、偏微分で書いた正規方程式まで戻るしかない。

\def\vb{\vec{\beta}}\def\fxb{f(x_i,\vb)}
\displaystyle
\sum_{i=1}^{n}\frac{\partial \fxb}{\partial \beta_j} y_i =
\sum_{i=1}^{n}\frac{\partial \fxb}{\partial \beta_j} \fxb
誤差なども、すべて一から計算し直しである。

モデル関数f(x)=\beta_1 xについての線形近似

結果を先に申しあげると、係数は
\displaystyle \beta_1 = \frac{Y_1}{X_2}
その誤差は、
\displaystyle\begin{eqnarray}
\sigma(\beta_1) &=& \sigma_y \sqrt{ \frac{1}{X_0 X_2} }
\end{eqnarray}
となる。
ただし、\sigma_y=\displaystyle{\sqrt{\frac{\sum_{i=1}^{n}\bigl(y_i- \beta_1 x_i\bigr)^2}{n-1}}}


係数は\beta_1のみなので、正規方程式は次の1つのみとなる。
\def\fx{f(x_i)}
\displaystyle
\sum_{i=1}^{n}\frac{\partial \fx}{\partial \beta_1} y_i =
\sum_{i=1}^{n}\frac{\partial \fx}{\partial \beta_1} \fx
ここで、
\displaystyle\frac{\partial \fx}{\partial \beta_1} = x_i
であるから正規方程式は、
\displaystyle
\sum_{i=1}^{n} x_i y_i =
\sum_{i=1}^{n} \beta_1 {x_i}^2

{\displaystyle X_m = \sum_{i=1}^{n}{x_i}^m,Y_m=\sum_{i=1}^{n}{x_i}^m y_i}
を用いて書けば、
\displaystyle
Y_1 = \beta_1 X_2
すなわち、
\displaystyle \beta_1 = \frac{Y_1}{X_2}


誤差を求める。
推定した係数の数が1つのみであるので、y_iの推定誤差は、
\sigma_y=\displaystyle{\sqrt{\frac{\sum_{i=1}^{n}\bigl(y_i- \beta_1 x_i\bigr)^2}{n-1}}}
となる。

また、
\displaystyle\begin{eqnarray}
\frac{\partial \beta_1}{\partial y_i} &=& \frac{\partial}{\partial y_i} \frac{Y_1}{X_2} \\
&=& \frac{1}{X_2} \frac{\partial}{\partial y_i} x_i y_i \\
&=& \frac{x_i}{X_2}
\end{eqnarray}

ゆえに、n=X_0を用いれば、
\displaystyle\begin{eqnarray}
\sigma(\beta_1) &=& \sigma_y \sqrt{\sum_{i=1}^{n}\left\{ \left( \frac{\partial \beta_1}{\partial y_i} \right)^2\right\}} \\
&=& \sigma_y \sqrt{\sum_{i=1}^{n}\frac{{x_i}^2}{{X_2}^2}} \\
&=& \sigma_y \sqrt{ \frac{X_2}{nX_2 X_2}} \\
&=& \sigma_y \sqrt{ \frac{1}{X_0 X_2} }
\end{eqnarray}