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空间变系数自回归模型:中国艾滋病数据的时空分析与应用
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更新于2024-07-02
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本文主要探讨了数据回归中的一个重要理论工具——广义空间变系数自回归模型(Generalized Spatially Varying Coefficient Autoregressive, GSVCAR)的研究与应用。在统计学和地理信息系统(GIS)领域,这种模型对于处理具有空间依赖性和异质性的离散空间数据尤为重要。 首先,作者强调了空间数据的特点,即存在显著的空间相关性和空间异质性。这意味着在分析时,需要同时考虑数据点之间的空间关联性和不同区域间的特性差异。传统的固定系数模型可能无法充分捕捉这种复杂性,因为它们假设系数在整个空间上是恒定的。 针对这一挑战,文章提出了一种创新方法,即将数据的自回归过程引入到变系数模型中,创建了广义空间变系数自回归模型。这种模型允许系数随空间位置变化,从而更精确地反映各区域之间的动态关系。通过这种方式,模型能够更好地适应和解析离散空间数据中的空间问题,特别是在研究像中国31个省份HIV/AIDS发病率这样的地理空间问题时。 具体来说,论文应用该模型对2012年中国各省份的宏观经济水平、交通状况、社会保障和健康水平等宏观因子进行了分析,探究这些因素如何影响艾滋病的地理分布及其空间变异。通过比较局部线性加权泊松回归模型与加权泊松回归模型的拟合优度,进一步论证了广义空间变系数自回归模型在描述空间数据相关性方面的优越性。 总结而言,本文的贡献在于提供了一个强大的统计工具,用于处理空间数据分析中的复杂性,特别是对于那些包含离散变量且具有空间依赖性和异质性的数据集。通过引入空间自回归过程,GSVCAR模型能够揭示数据背后的空间规律,为实际问题如疾病传播、经济发展等领域提供了更精准的预测和决策支持。
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第2章 预备知识
𝜕𝑏(𝜃
𝑖
)
𝜕𝛽
𝑟
=
𝜕𝑏(𝜃
𝑖
)
𝜕𝜃
𝑖
𝜕𝜃
𝑖
𝜕𝛽
𝑟
=
𝜇
𝑖
𝑋
𝑖𝑟
𝑉 (𝜇
𝑖
)𝑔
′
(𝜇
𝑖
)
.
则(2.1.4)为
𝑛
𝑖=1
(𝑌
𝑖
− 𝜇
𝑖
)𝑋
𝑖𝑟
𝑎(𝜑
𝑖
)𝑉 (𝜇
𝑖
)𝑔
′
(𝜇
𝑖
)
= 0, 𝑟 = 1, 2, ··· , 𝑝. (2.1.5)
因 为 对 许 多 有 重 要 应 用 背 景 的 指 数 族 分 布 而 言, 都 有𝑎(𝜑
𝑖
) = 𝑎
𝑖
𝜑(𝑖 =
1, 2, ··· , 𝑛), 这里𝑎
1
, 𝑎
2
, ··· , 𝑎
𝑛
为已知. 则(2.1.5)为
𝑛
𝑖=1
(𝑌
𝑖
− 𝜇
𝑖
)𝑋
𝑖𝑟
𝑎
𝑖
𝜑𝑉 (𝜇
𝑖
)𝑔
′
(𝜇
𝑖
)
= 0, 𝑟 = 1, 2, ··· , 𝑝. (2.1.6)
一般似然方程(2.1.6)是𝛽
1
, 𝛽
2
, ··· , 𝛽
𝑝
的非线性方程组, 给出它 的显示解是不可
能的, 通常对其通过迭代求解. 关于似 然方程的求解不止一种, 本文只介绍似然方
程的Newton-Raphson迭代法和Fisher标分法.
1)将对数似然函数记为𝑓(𝛽), 称𝑓(𝛽)关于𝛽
1
, 𝛽
2
, ··· , 𝛽
𝑝
的一阶偏导数所构成的
向量为标分向量.则标分向量为
𝑆(𝛽; 𝑌 ) = (𝑆
1
(𝛽; 𝑌 ), 𝑆
2
(𝛽; 𝑌 ), ··· , 𝑆
𝑝
(𝛽; 𝑌 ))
𝑇
=
𝜕𝑓(𝛽)
𝜕𝛽
1
,
𝜕𝑓(𝛽)
𝜕𝛽
2
, ··· ,
𝜕𝑓(𝛽)
𝜕𝛽
𝑝
𝑇
,
其中
𝜕𝑓(𝛽)
𝜕𝛽
𝑟
=
𝑛
𝑖=1
(𝑌
𝑖
− 𝜇
𝑖
)𝑋
𝑖𝑟
𝑎
𝑖
𝜑𝑉 (𝜇
𝑖
)𝑔
′
(𝜇
𝑖
)
, 𝑟 = 1, 2, ··· , 𝑝.
2)将Hessian矩阵H的负矩阵称为信息矩阵. 其元素为
𝐼
𝑘𝑙
(𝛽; 𝑌 ) = −
𝜕
2
𝑓(𝛽)
𝜕𝛽
𝑙
𝜕𝛽
𝑘
= −
𝑛
𝑖=1
𝑌
𝑖
− 𝜇
𝑖
𝑎
𝑖
𝜑
𝜕
𝜕𝛽
𝑙
𝑋
𝑖𝑘
𝑉 (𝜇
𝑖
)𝑔
′
(𝜇
𝑖
)
+
𝑛
𝑖=1
𝜕𝜇
𝑖
𝜕𝛽
𝑙
𝑋
𝑖𝑘
𝑎
𝑖
𝜑𝑉 (𝜇
𝑖
)𝑔
′
(𝜇
𝑖
)
.
这里
𝜕𝜇
𝑖
𝜕𝛽
𝑙
=
𝜕𝜇
𝑖
𝜕𝑔(𝜇
𝑖
)
𝜕𝑔(𝜇
𝑖
)
𝜕𝛽
𝑙
=
𝑋
𝑖𝑙
𝑔
′
(𝜇
𝑖
)
则
𝐼
𝑘𝑙
(𝛽; 𝑌 ) = −
𝑛
𝑖=1
𝑌
𝑖
− 𝜇
𝑖
𝑎
𝑖
𝜑
𝜕
𝜕𝛽
𝑙
𝑋
𝑖𝑘
𝑉 (𝜇
𝑖
)𝑔
′
(𝜇
𝑖
)
+
𝑛
𝑖=1
1
𝑎
𝑖
𝜑𝑉 (𝜇
𝑖
)
𝑋
𝑖𝑘
𝑋
𝑖𝑙
(𝑔
′
(𝜇
𝑖
))
2
. (2.1.7)
– 6 –
万方数据
第2章 预备知识
则信息矩阵为
𝐼(𝛽; 𝑌 ) = (𝐼
𝑘𝑙
(𝛽; 𝑌 ))
𝑝×𝑝
= −𝐻. (2.1.8)
3)对(2.1.8)求数学期望即为Fisher信息矩阵,
𝐹 (𝛽) = 𝐸(𝐼(𝛽; 𝑌 )) = −𝐸(𝐻).
𝐸(𝐼
𝑘𝑙
(𝛽; 𝑌 )) =
𝑛
𝑖=1
1
𝑎
𝑖
𝜑𝑉 (𝜇
𝑖
)
𝑋
𝑖𝑘
𝑋
𝑖𝑙
(𝑔
′
(𝜇
𝑖
))
2
=
1
𝜑
𝑛
𝑖=1
𝑤
𝑖
𝑋
𝑖𝑘
𝑋
𝑖𝑙
其中
𝑤
𝑖
=
1
𝑎
𝑖
𝑉 (𝜇
𝑖
)(𝑔
′
(𝜇
𝑖
))
2
, 𝑖 = 1, 2, ··· , 𝑛.
令𝑊 = 𝐷𝑖𝑎𝑔(𝑤
1
, 𝑤
2
, ··· , 𝑤
𝑛
), 得Fisher信息矩阵为
𝐹 (𝛽) =
1
𝜑
𝑋
𝑇
𝑊 𝑋. (2.1.9)
4)由Newton-Raphson迭代法和Fisher标分法得参数𝛽的估计迭代公式为
^
𝛽
(𝑡+1)
=
^
𝛽
(𝑡)
+ 𝐼
−1
^
𝛽
(𝑡)
; 𝑌
𝑆
^
𝛽
(𝑡)
; 𝑌
=
^
𝛽
(𝑡)
+ 𝐹
−1
^
𝛽
(𝑡)
𝑆
^
𝛽
(𝑡)
; 𝑌
, 𝑡 = 0, 1, 2, ··· ,
这里
𝐹
−1
^
𝛽
(𝑡)
= 𝜑
𝑋
𝑇
𝑊
(𝑡)
𝑋
−1
.
𝑆
𝑟
(𝛽; 𝑌 ) =
1
𝜑
𝑛
𝑖=1
𝑤
𝑖
𝑋
𝑖𝑟
(𝑦
𝑖
− 𝜇
𝑖
)𝑔
′
(𝜇
𝑖
) =
1
𝜑
𝑛
𝑖=1
𝑤
𝑖
𝑋
𝑖𝑟
(𝑍
𝑖
− 𝑔(𝜇
𝑖
))
其中𝑍
𝑖
= 𝑔(𝜇
𝑖
) + 𝑔
′
(𝜇
𝑖
)(𝑦
𝑖
− 𝜇
𝑖
). 令
𝑍 = (𝑍
1
, 𝑍
2
, ··· , 𝑍
𝑛
)
𝑇
, 𝜂 = 𝑔(𝜇) = (𝑔(𝜇
1
), 𝑔(𝜇
2
), ··· , 𝑔(𝜇
𝑛
))
𝑇
= 𝑋𝛽,
则
𝑆(𝛽; 𝑌 ) =
1
𝜑
𝑋
𝑇
𝑊 (𝑍 − 𝑋𝛽).
则得参数𝛽的估计最终迭代公式为
^
𝛽
(𝑚+1)
=
^
𝛽
(𝑚)
+
𝑋
𝑇
𝑊
(𝑚)
𝑋
−1
𝑋
𝑇
𝑊
(𝑚)
𝑍
(𝑚)
−𝑋
^
𝛽
(𝑚)
=
𝑋
𝑇
𝑊
(𝑚)
𝑋
−1
𝑋
𝑇
𝑊
(𝑚)
𝑍
(𝑚)
𝑚 = 0, 1, 2, ··· , (2.1.10)
– 7 –
万方数据
第2章 预备知识
当连接函数𝑔(𝜇)取为典则连接函数时, 即𝑔(𝜇) = 𝜃, 此时有𝐼(𝛽; 𝑌 ) = 𝐹 (𝛽), 即
信息矩阵与Fisher信息矩阵相等.
参数𝛽的估计可用如下迭代步骤求解:
1)给定𝜇
1
, 𝜇
2
, ··· , 𝜇
𝑛
的一组初值𝜇
(0)
1
, 𝜇
(0)
2
, ··· , 𝜇
(0)
𝑛
(如取𝜇
(0)
𝑖
= 𝑦
𝑖
, 𝑖 = 1, 2, ··· , 𝑛), 给
定具体的连接函数𝑔(𝜇);
2)计算𝑔(𝜇
𝑖
)的初值𝜂
(0)
𝑖
= 𝑔(𝜇
(0)
𝑖
), 𝑖 = 1, 2, ··· , 𝑛;
3)计算𝑍
𝑖
的初值:
𝑍
(0)
𝑖
= 𝜂
(0)
𝑖
+ 𝑔
′
(𝜇
(0)
𝑖
)(𝑦
𝑖
− 𝜇
(0)
𝑖
), 𝑖 = 1, 2, ··· , 𝑛,
及
𝑤
(0)
𝑖
=
1
𝑎
𝑖
𝑉 (𝜇
(0)
𝑖
)(𝑔
′
(𝜇
(0)
𝑖
))
2
, 𝑖 = 1, 2, ··· , 𝑛,
从而得
𝑍
(0)
= (𝑍
(0)
1
, 𝑍
(0)
2
, ··· , 𝑍
(0)
𝑛
)
𝑇
, 𝑊
(0)
= 𝐷𝑖𝑎𝑔(𝑤
(0)
1
, 𝑤
(0)
2
, ··· , 𝑤
(0)
𝑛
);
4)计算𝛽
1
, 𝛽
2
, ··· , 𝛽
𝑝
的第一次估计值
^
𝛽
(1)
=
𝑋
𝑇
𝑊
(0)
𝑋
−1
𝑋
𝑇
𝑊
(0)
𝑍
(0)
;
5)令^𝜂
(1)
= (^𝜂
(1)
1
, ^𝜂
(1)
2
, ··· , ^𝜂
(1)
𝑛
)
𝑇
= 𝑋
^
𝛽
(1)
. 由𝜂
𝑖
= 𝑔(𝜇
𝑖
)得𝜇
𝑖
= 𝑔
−1
(𝜂
𝑖
),则
^𝜇
(1)
𝑖
= 𝑔
−1
(^𝜂
(1)
𝑖
), 𝑖 = 1, 2, ··· , 𝑛,
由此得到^𝜇
(1)
1
, ^𝜇
(1)
2
, ··· , ^𝜇
(1)
𝑛
, 再由2),3),4)计算
^
𝛽
(2)
;
6)根据迭代公式
^
𝛽
(𝑚+1)
=
𝑋
𝑇
𝑊
(𝑚)
𝑋
−1
𝑋
𝑇
𝑊
(𝑚)
𝑍
(𝑚)
,
重复上述步骤直至
^
𝛽
(𝑚+1)
收敛,由此得到参数𝛽的估计值,即
^
𝛽 = (
^
𝛽
1
,
^
𝛽
2
, ··· ,
^
𝛽
𝑝
)
𝑇
=
^
𝛽
(𝑚)
= (
^
𝛽
(𝑚)
1
,
^
𝛽
(𝑚)
2
, ··· ,
^
𝛽
(𝑚)
𝑝
)
𝑇
.
– 8 –
万方数据
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