WikiDer > Среднее арифметическое взвешенное

В средневзвешенное арифметическое похож на обычный среднее арифметическое (самый распространенный вид средний), за исключением того, что вместо того, чтобы каждая из точек данных вносила равный вклад в окончательное среднее значение, некоторые точки данных вносили больший вклад, чем другие. Понятие взвешенного среднего играет роль в описательная статистика а также встречается в более общей форме в нескольких других областях математики.

Если все веса равны, то средневзвешенное значение совпадает с среднее арифметическое. В то время как взвешенные средние обычно ведут себя аналогично средним арифметическим, у них действительно есть несколько нелогичных свойств, как, например, зафиксировано в Парадокс Симпсона.

Примеры

Базовый пример

Учитывая два школьных класса, один с 20 учениками и один с 30 учениками, оценки в каждом классе по тесту были:

Утреннее занятие = 62, 67, 71, 74, 76, 77, 78, 79, 79, 80, 80, 81, 81, 82, 83, 84, 86, 89, 93, 98

Дневной класс = 81, 82, 83, 84, 85, 86, 87, 87, 88, 88, 89, 89, 89, 90, 90, 90, 90, 91, 91, 91, 92, 92, 93, 93 , 94, 95, 96, 97, 98, 99

Среднее значение для утреннего класса составляет 80, а для дневного класса - 90. Невзвешенное среднее двух средних составляет 85. Однако это не учитывает разницу в количестве студентов в каждом классе (20 против 30); следовательно, значение 85 не отражает среднюю оценку учащегося (независимо от класса). Среднюю оценку студента можно получить путем усреднения всех оценок без учета классов (сложите все оценки и разделите на общее количество студентов):

${ displaystyle { bar {x}} = { frac {4300} {50}} = 86.}$

Или это может быть достигнуто путем взвешивания средних значений класса по количеству учеников в каждом классе. Большему классу придается больший «вес»:

${ displaystyle { bar {x}} = { frac {(20 times 80) + (30 times 90)} {20 + 30}} = 86.}$

Таким образом, средневзвешенное значение позволяет найти среднюю оценку учащегося, не зная оценки каждого учащегося. Требуются только средства класса и количество учеников в каждом классе.

Пример выпуклой комбинации

Поскольку только относительный веса имеют значение, любое средневзвешенное значение может быть выражено с помощью коэффициентов, которые в сумме равны единице. Такая линейная комбинация называется выпуклое сочетание.

Используя предыдущий пример, мы получили бы следующие веса:

${ displaystyle { frac {20} {20 + 30}} = 0,4}$

${ displaystyle { frac {30} {20 + 30}} = 0,6}$

Затем примените такие веса:

${ displaystyle { bar {x}} = (0,4 times 80) + (0,6 times 90) = 86.}$

Математическое определение

Формально средневзвешенное непустое конечное мультимножество данных ${ displaystyle {x_ {1}, x_ {2}, dots, x_ {n} },}$с соответствующими неотрицательными веса ${ displaystyle {w_ {1}, w_ {2}, dots, w_ {n} }}$ является

${ displaystyle { bar {x}} = { frac { sum limits _ {i = 1} ^ {n} w_ {i} x_ {i}} { sum limits _ {i = 1} ^ {n} w_ {i}}},}$

который расширяется до:

${ displaystyle { bar {x}} = { frac {w_ {1} x_ {1} + w_ {2} x_ {2} + cdots + w_ {n} x_ {n}} {w_ {1}) + w_ {2} + cdots + w_ {n}}}.}$

Следовательно, элементы данных с высоким весом вносят больший вклад в средневзвешенное значение, чем элементы с низким весом. Вес не может быть отрицательным. Некоторые из них могут быть равны нулю, но не все (поскольку деление на ноль недопустимо).

Формулы упрощаются, если веса нормализованы так, что они в сумме составляют ${ displaystyle 1}$, то есть:

${ Displaystyle сумма _ {я = 1} ^ {п} {ш_ {я} '} = 1}$.

Тогда для таких нормализованных весов средневзвешенное значение будет:

${ displaystyle { bar {x}} = sum _ {i = 1} ^ {n} {w_ {i} 'x_ {i}}}$.

Обратите внимание, что всегда можно нормализовать веса, сделав следующее преобразование исходных весов:

${ displaystyle w_ {i} '= { frac {w_ {i}} { sum _ {j = 1} ^ {n} {w_ {j}}}}}$.

Использование нормализованного веса дает те же результаты, что и при использовании исходных весов:

${ displaystyle { begin {align} { bar {x}} & = sum _ {i = 1} ^ {n} w '_ {i} x_ {i} = sum _ {i = 1} ^ {n} { frac {w_ {i}} { sum _ {j = 1} ^ {n} w_ {j}}} x_ {i} = { frac { sum _ {i = 1} ^ { n} w_ {i} x_ {i}} { sum _ {j = 1} ^ {n} w_ {j}}} & = { frac { sum _ {i = 1} ^ {n} w_ {i} x_ {i}} { sum _ {i = 1} ^ {n} w_ {i}}}. end {выровнено}}}$

В обычное среднее ${ displaystyle { frac {1} {n}} sum _ {i = 1} ^ {n} {x_ {i}}}$ является частным случаем взвешенного среднего, когда все данные имеют равные веса.

В стандартная ошибка среднего взвешенного (отклонения затрат на единицу), ${ displaystyle sigma _ { bar {x}}}$ может быть показано через распространение неопределенности быть:

${ displaystyle sigma _ { bar {x}} = left ({ sqrt { sum _ {i = 1} ^ {n} {w_ {i}}}} right) ^ {- 1}}$

Статистические свойства

Средневзвешенное значение выборки, ${ displaystyle { bar {x}}}$, сама по себе является случайной величиной. Его ожидаемое значение и стандартное отклонение связаны с ожидаемыми значениями и стандартными отклонениями наблюдений следующим образом. Для простоты мы предполагаем нормализованные веса (веса, суммирующие единицу).

Если наблюдения имеют ожидаемые значения

${ displaystyle E (x_ {i}) = { mu _ {i}},}$

тогда средневзвешенное значение выборки имеет ожидание

${ displaystyle E ({ bar {x}}) = sum _ {i = 1} ^ {n} {w_ {i} ' mu _ {i}}.}$

В частности, если средства равны, ${ Displaystyle му _ {я} = му}$, то ожидание средневзвешенного выборочного среднего будет этим значением,

${ Displaystyle E ({ bar {x}}) = mu.}$

Для некоррелированных наблюдений с отклонениями ${ Displaystyle sigma _ {я} ^ {2}}$, дисперсия средневзвешенного выборочного значения равна^{[нужна цитата]}

${ displaystyle sigma _ { bar {x}} ^ {2} = sum _ {i = 1} ^ {n} {w_ {i} '^ {2} sigma _ {i} ^ {2} }}$

чей квадратный корень ${ displaystyle sigma _ { bar {x}}}$ можно назвать стандартная ошибка средневзвешенного значения (общий случай).^{[нужна цитата]}

Следовательно, если все наблюдения имеют одинаковую дисперсию, ${ Displaystyle sigma _ {я} ^ {2} = sigma _ {0} ^ {2}}$, средневзвешенное значение выборки будет иметь дисперсию

${ displaystyle sigma _ { bar {x}} ^ {2} = sigma _ {0} ^ {2} sum _ {i = 1} ^ {n} {w_ {i} '^ {2} },}$

куда ${ Displaystyle 1 / п leq сумма _ {я = 1} ^ {n} {w_ {i} '^ {2}} leq 1}$. Дисперсия достигает максимального значения, ${ displaystyle sigma _ {0} ^ {2}}$, когда все веса, кроме единицы, равны нулю. Его минимальное значение находится, когда все веса равны (т.е. невзвешенное среднее), и в этом случае мы имеем ${ displaystyle sigma _ { bar {x}} = sigma _ {0} / { sqrt {n}}}$, т.е. вырождается в стандартная ошибка среднего, в квадрате.

Обратите внимание: поскольку всегда можно преобразовать ненормализованные веса в нормализованные веса, все формулы в этом разделе могут быть адаптированы к ненормализованным весам, заменив все ${ displaystyle w_ {i} '= { frac {w_ {i}} { sum _ {i = 1} ^ {n} {w_ {i}}}}}$.

Веса дисперсии

Для средневзвешенного списка данных, для которого каждый элемент ${ displaystyle x_ {i}}$ потенциально происходит из другого распределение вероятностей с известными отклонение ${ Displaystyle sigma _ {я} ^ {2}}$, один из возможных вариантов весов - величина, обратная дисперсии:

${ displaystyle w_ {i} = { frac {1} { sigma _ {i} ^ {2}}}.}$

Средневзвешенное значение в этом случае:

${ displaystyle { bar {x}} = { frac { sum _ {i = 1} ^ {n} left ({ dfrac {x_ {i}} { sigma _ {i} ^ {2}) }} right)} { sum _ {i = 1} ^ {n} { dfrac {1} { sigma _ {i} ^ {2}}}}},}$

и стандартная ошибка средневзвешенного значения (с весами дисперсии) является:

${ displaystyle sigma _ { bar {x}} = { sqrt { frac {1} { sum _ {i = 1} ^ {n} sigma _ {i} ^ {- 2}}}} ,}$

Обратите внимание, что это сводится к ${ displaystyle sigma _ { bar {x}} ^ {2} = sigma _ {0} ^ {2} / n}$ когда все ${ Displaystyle sigma _ {я} = sigma _ {0}}$.Это частный случай общей формулы из предыдущего раздела,

${ displaystyle sigma _ { bar {x}} ^ {2} = sum _ {i = 1} ^ {n} {w_ {i} '^ {2} sigma _ {i} ^ {2} } = { frac { sum _ {i = 1} ^ {n} { sigma _ {i} ^ {- 4} sigma _ {i} ^ {2}}} { left ( sum _ { i = 1} ^ {n} sigma _ {i} ^ {- 2} right) ^ {2}}}.}$

Приведенные выше уравнения можно объединить для получения:

${ displaystyle { bar {x}} = sigma _ { bar {x}} ^ {2} sum _ {i = 1} ^ {n} { frac {x_ {i}} { sigma _ {i} ^ {2}}}.}$

Значение этого выбора в том, что это средневзвешенное значение является оценщик максимального правдоподобия среднего вероятностных распределений в предположении, что они независимы и нормально распределенный с тем же средним.

Корректировка чрезмерной или недостаточной дисперсии

Взвешенные средние обычно используются для нахождения взвешенного среднего исторических данных, а не теоретически сгенерированных данных. В этом случае будет некоторая ошибка в дисперсии каждой точки данных. Обычно экспериментальные ошибки могут быть недооценены из-за того, что экспериментатор не принимает во внимание все источники ошибок при вычислении дисперсии каждой точки данных. В этом случае необходимо скорректировать дисперсию средневзвешенного значения, чтобы учесть тот факт, что ${ displaystyle chi ^ {2}}$ слишком большой. Исправление, которое необходимо сделать, это

${ displaystyle { hat { sigma}} _ { bar {x}} ^ {2} = sigma _ { bar {x}} ^ {2} chi _ { nu} ^ {2}}$

куда ${ displaystyle chi _ { nu} ^ {2}}$ это уменьшенный хи-квадрат:

${ displaystyle chi _ { nu} ^ {2} = { frac {1} {(n-1)}} sum _ {i = 1} ^ {n} { frac {(x_ {i}) - { bar {x}}) ^ {2}} { sigma _ {i} ^ {2}}};}$

Квадратный корень ${ displaystyle { hat { sigma}} _ { bar {x}}}$ можно назвать стандартная ошибка средневзвешенного значения (веса дисперсии, скорректированная шкала).

Когда все отклонения данных равны, ${ Displaystyle sigma _ {я} = sigma _ {0}}$, они сокращаются в средневзвешенной дисперсии, ${ displaystyle sigma _ { bar {x}} ^ {2}}$, что снова сводится к стандартная ошибка среднего (в квадрате), ${ displaystyle sigma _ { bar {x}} ^ {2} = sigma ^ {2} / n}$, сформулированные в терминах стандартное отклонение выборки (в квадрате),

${ displaystyle sigma ^ {2} = { frac { sum _ {i = 1} ^ {n} (x_ {i} - { bar {x}}) ^ {2}} {n-1} }.}$

Проверка загрузки

Это было показано самонастройка методы, которые являются точной оценкой квадрата стандартной ошибки среднего (общий случай):^[1]

${ displaystyle sigma _ { bar {x}} ^ {2} = { frac {n} {(n-1) w_ {s} ^ {2}}} left [ sum (w_ {i} x_ {i} -w_ {s} { bar {x}}) ^ {2} -2 { bar {x}} sum (w_ {i} -w_ {s}) (w_ {i} x_ { i} -w_ {s} { bar {x}}) + { bar {x}} ^ {2} sum (w_ {i} -w_ {s}) ^ {2} right]}$

куда ${ displaystyle w_ {s} = sum w_ {i}}$. Дальнейшее упрощение приводит к

${ displaystyle sigma _ { bar {x}} ^ {2} = { frac {n} {(n-1) w_ {s} ^ {2}}} sum w_ {i} ^ {2} (x_ {i} - { bar {x}}) ^ {2}}$

Взвешенная дисперсия выборки

Обычно при вычислении среднего значения важно знать отклонение и стандартное отклонение о том, что имею ввиду. Когда взвешенное среднее ${ Displaystyle mu ^ {*}}$ , дисперсия взвешенной выборки отличается от дисперсии невзвешенной выборки.

В пристрастный взвешенный выборочная дисперсия ${ Displaystyle { шляпа { sigma}} _ { mathrm {w}} ^ {2}}$ определяется аналогично нормальному пристрастный выборочная дисперсия ${ Displaystyle { шляпа { sigma}} ^ {2}}$:

${ displaystyle { begin {align} { hat { sigma}} ^ {2} & = { frac { sum limits _ {i = 1} ^ {N} left (x_ {i} - mu right) ^ {2}} {N}} { hat { sigma}} _ { mathrm {w}} ^ {2} & = { frac { sum limits _ {i = 1} ^ {N} w_ {i} left (x_ {i} - mu ^ {*} right) ^ {2}} {V_ {1}}} end {выровнено}}}$

куда ${ Displaystyle V_ {1} = сумма _ {я = 1} ^ {N} ш_ {я}}$, который ${ displaystyle N}$ для нормированных весов. Если веса частотные веса (и, следовательно, являются случайными величинами), можно показать, что ${ Displaystyle { шляпа { sigma}} _ { mathrm {w}} ^ {2}}$ оценка максимального правдоподобия ${ displaystyle sigma ^ {2}}$ за iid Гауссовские наблюдения.

Для небольших образцов принято использовать объективный оценщик для дисперсии населения. В нормальных невзвешенных выборках N в знаменателе (соответствующем размеру выборки) заменяется на N - 1 (см. Поправка Бесселя). Во взвешенной настройке на самом деле есть две разные несмещенные оценки, одна для случая частотные веса и еще один для случая веса надежности.

Частотные веса

Если веса частотные веса^{[необходимо определение]}, то несмещенная оценка:

${ displaystyle { begin {align} s ^ {2} & = { frac { sum limits _ {i = 1} ^ {N} w_ {i} left (x_ {i} - mu ^ {*} right) ^ {2}} {V_ {1} -1}} end {align}}}$

Это эффективно применяет поправку Бесселя для частотных весов.

Например, если значения ${ displaystyle {2,2,4,5,5,5 }}$ взяты из одного и того же распределения, то мы можем рассматривать этот набор как невзвешенную выборку, или мы можем рассматривать его как взвешенную выборку ${ displaystyle {2,4,5 }}$ с соответствующими весами ${ displaystyle {2,1,3 }}$, и в любом случае мы получим тот же результат.

Если частотные веса ${ displaystyle {w_ {i} }}$ нормализованы к 1, то правильное выражение после поправки Бесселя становится

${ displaystyle { begin {align} s ^ {2} & = { frac {V_ {1}} {V_ {1} -1}} sum _ {i = 1} ^ {N} w_ {i } left (x_ {i} - mu ^ {*} right) ^ {2} end {align}}}$

где общее количество выборок ${ displaystyle V_ {1}}$ (нет ${ displaystyle N}$). В любом случае информация об общем количестве образцов необходима для получения объективной поправки, даже если ${ displaystyle w_ {i}}$ имеет другое значение, кроме частотного веса.

Обратите внимание, что оценка может быть несмещенной, только если веса не стандартизированный ни нормализованный, эти процессы изменяют среднее значение и дисперсию данных и, таким образом, приводят к потеря базовой ставки (подсчет населения, необходимый для поправки Бесселя).

Весы надежности

Если веса вместо этого не случайны (веса надежности^{[необходимо определение]}), мы можем определить поправочный коэффициент, чтобы получить несмещенную оценку. Предполагая, что каждая случайная величина выбирается из одного и того же распределения со средним значением ${ displaystyle mu}$ и фактическая дисперсия ${ Displaystyle sigma _ { текст {актуально}} ^ {2}}$, принимая наши ожидания,

${ displaystyle { begin {align} operatorname {E} [{ hat { sigma}} ^ {2}] & = { frac { sum limits _ {i = 1} ^ {N} operatorname {E} [(x_ {i} - mu) ^ {2}]} {N}} & = operatorname {E} [(X- operatorname {E} [X]) ^ {2}] - { frac {1} {N}} operatorname {E} [(X- operatorname {E} [X]) ^ {2}] & = left ({ frac {N-1} { N}} right) sigma _ { text {actual}} ^ {2} operatorname {E} [{ hat { sigma}} _ { mathrm {w}} ^ {2}] & = { frac { sum limits _ {i = 1} ^ {N} w_ {i} operatorname {E} [(x_ {i} - mu ^ {*}) ^ {2}]} {V_ {1}}} & = operatorname {E} [(X- operatorname {E} [X]) ^ {2}] - { frac {V_ {2}} {V_ {1} ^ {2 }}} operatorname {E} [(X- operatorname {E} [X]) ^ {2}] & = left (1 - { frac {V_ {2}} {V_ {1} ^ {2}}} right) sigma _ { text {actual}} ^ {2} end {align}}}$

куда ${ Displaystyle V_ {2} = сумма _ {я = 1} ^ {N} ш_ {я} ^ {2}}$. Следовательно, смещение в нашей оценке равно ${ displaystyle left (1 - { frac {V_ {2}} {V_ {1} ^ {2}}} right)}$, аналогично ${ displaystyle left ({ frac {N-1} {N}} right)}$ смещение в невзвешенной оценке (также обратите внимание, что ${ Displaystyle V_ {1} ^ {2} / V_ {2} = N_ {эфф}}$ это эффективный размер выборки). Это означает, что для получения объективной оценки нашей оценки нам необходимо предварительно разделить на ${ Displaystyle 1- влево (V_ {2} / V_ {1} ^ {2} right)}$, гарантируя, что ожидаемое значение оцененной дисперсии равно фактической дисперсии выборочного распределения.

Окончательная объективная оценка дисперсии выборки:

${ displaystyle { begin {align} s _ { mathrm {w}} ^ {2} & = { frac {{ hat { sigma}} _ { mathrm {w}} ^ {2}} { 1- (V_ {2} / V_ {1} ^ {2})}} & = { frac { sum limits _ {i = 1} ^ {N} w_ {i} (x_ {i} - mu ^ {*}) ^ {2}} {V_ {1} - (V_ {2} / V_ {1})}} end {выровнено}}}$,^[2]

куда ${ displaystyle operatorname {E} [s _ { mathrm {w}} ^ {2}] = sigma _ { text {actual}} ^ {2}}$.

Степени свободы взвешенной несмещенной дисперсии выборки соответственно изменяются от N - от 1 до 0.

Стандартное отклонение - это просто квадратный корень из приведенной выше дисперсии.

В качестве дополнительного примечания были описаны другие подходы для вычисления взвешенной дисперсии выборки.^[3]

Ковариация взвешенной выборки

Во взвешенной выборке каждый вектор-строка ${ displaystyle textstyle { textbf {x}} _ {я}}$ (каждый набор отдельных наблюдений по каждому из K случайные величины) присваивается вес ${ displaystyle textstyle w_ {i} geq 0}$.

Тогда средневзвешенное значение вектор ${ displaystyle textstyle mathbf { mu ^ {*}}}$ дан кем-то

${ displaystyle mathbf { mu ^ {*}} = { frac { sum _ {i = 1} ^ {N} w_ {i} mathbf {x} _ {i}} { sum _ {i = 1} ^ {N} w_ {i}}}.}$

А матрица взвешенной ковариации имеет вид:^[4]

${ displaystyle { begin {align} mathbf {C} & = { frac { sum _ {i = 1} ^ {N} w_ {i} left ( mathbf {x} _ {i} - mu ^ {*} right) ^ {T} left ( mathbf {x} _ {i} - mu ^ {*} right)} {V_ {1}}}. end {выравнивается}}}$

Как и в случае взвешенной выборочной дисперсии, существуют две разные несмещенные оценки в зависимости от типа весов.

Частотные веса

Если веса частотные веса, то беспристрастный взвешенная оценка ковариационной матрицы ${ displaystyle textstyle mathbf {C}}$, с поправкой Бесселя, определяется как:^[4]

${ displaystyle { begin {align} mathbf {C} & = { frac { sum _ {i = 1} ^ {N} w_ {i} left ( mathbf {x} _ {i} - mu ^ {*} right) ^ {T} left ( mathbf {x} _ {i} - mu ^ {*} right)} {V_ {1} -1}}. end {выравнивается} }}$

Обратите внимание, что эта оценка может быть несмещенной, только если веса не стандартизированный ни нормализованный, эти процессы изменяют среднее значение и дисперсию данных и, таким образом, приводят к потеря базовой ставки (подсчет населения, необходимый для поправки Бесселя).

Весы надежности

В случае веса надежности, веса нормализованный:

${ displaystyle V_ {1} = sum _ {i = 1} ^ {N} w_ {i} = 1.}$

(Если это не так, разделите веса на их сумму для нормализации перед вычислением ${ displaystyle V_ {1}}$:

${ displaystyle w_ {i} '= { frac {w_ {i}} { sum _ {i = 1} ^ {N} w_ {i}}}}$

Тогда средневзвешенное значение вектор ${ displaystyle textstyle mathbf { mu ^ {*}}}$ можно упростить до

${ displaystyle mathbf { mu ^ {*}} = sum _ {i = 1} ^ {N} w_ {i} mathbf {x} _ {i}.}$

и беспристрастный взвешенная оценка ковариационной матрицы ${ displaystyle textstyle mathbf {C}}$ является:^[5]

${ displaystyle { begin {align} mathbf {C} & = { frac { sum _ {i = 1} ^ {N} w_ {i}} { left ( sum _ {i = 1} ^ {N} w_ {i} right) ^ {2} - sum _ {i = 1} ^ {N} w_ {i} ^ {2}}} sum _ {i = 1} ^ {N} w_ {i} left ( mathbf {x} _ {i} - mu ^ {*} right) ^ {T} left ( mathbf {x} _ {i} - mu ^ {*} right ) & = { frac { sum _ {i = 1} ^ {N} w_ {i} left ( mathbf {x} _ {i} - mu ^ {*} right) ^ {T } left ( mathbf {x} _ {i} - mu ^ {*} right)} {V_ {1} - (V_ {2} / V_ {1})}}. end {выравнивается}} }$

Рассуждения здесь те же, что и в предыдущем разделе.

Поскольку мы предполагаем, что веса нормализованы, тогда ${ displaystyle V_ {1} = 1}$ и это сводится к:

${ displaystyle mathbf {C} = { frac { sum _ {i = 1} ^ {N} w_ {i} left ( mathbf {x} _ {i} - mu ^ {*} right ) ^ {T} left ( mathbf {x} _ {i} - mu ^ {*} right)} {1-V_ {2}}}.}.$

Если все веса одинаковы, т.е. ${ displaystyle textstyle w_ {i} / V_ {1} = 1 / N}$, затем взвешенное среднее и ковариация сводятся к невзвешенному выборочному среднему и ковариации, указанным выше.

Векторнозначные оценки

Сказанное легко обобщается на случай усреднения векторных оценок. Например, оценки положения на самолете могут иметь меньшую уверенность в одном направлении, чем в другом. Как и в скалярном случае, средневзвешенное значение нескольких оценок может дать максимальная вероятность оценивать. Мы просто заменяем дисперсию ${ displaystyle sigma ^ {2}}$ посредством ковариационная матрица ${ displaystyle mathbf {C}}$ и арифметический обратный посредством матрица обратная (оба обозначаются одинаково, через верхний индекс); матрица весов будет выглядеть так:^[6]

${ displaystyle mathbf {W} _ {i} = mathbf {C} _ {i} ^ {- 1}.}$

Средневзвешенное значение в этом случае:

${ displaystyle { bar { mathbf {x}}} = mathbf {C} _ { bar { mathbf {x}}} left ( sum _ {i = 1} ^ {n} mathbf { W} _ {i} mathbf {x} _ {i} right),}$

(где порядок матрично-векторное произведение не является коммутативный) в терминах ковариации взвешенного среднего:

${ displaystyle mathbf {C} _ { bar { mathbf {x}}} = left ( sum _ {i = 1} ^ {n} mathbf {W} _ {i} right) ^ { -1},}$

Например, рассмотрим средневзвешенное значение точки [1 0] с высокой дисперсией во втором компоненте и [0 1] с высокой дисперсией в первом компоненте. потом

${ displaystyle mathbf {x} _ {1}: = { begin {bmatrix} 1 & 0 end {bmatrix}} ^ { top}, qquad mathbf {C} _ {1}: = { begin { bmatrix} 1 & 0 0 & 100 end {bmatrix}}}$

${ displaystyle mathbf {x} _ {2}: = { begin {bmatrix} 0 & 1 end {bmatrix}} ^ { top}, qquad mathbf {C} _ {2}: = { begin { bmatrix} 100 & 0 0 & 1 end {bmatrix}}}$

тогда средневзвешенное значение:

${ displaystyle { begin {align} { bar { mathbf {x}}} & = left ( mathbf {C} _ {1} ^ {- 1} + mathbf {C} _ {2} ^ {-1} right) ^ {- 1} left ( mathbf {C} _ {1} ^ {- 1} mathbf {x} _ {1} + mathbf {C} _ {2} ^ { -1} mathbf {x} _ {2} right) [5pt] & = { begin {bmatrix} 0.9901 & 0 0 & 0.9901 end {bmatrix}} { begin {bmatrix} 1 1 end {bmatrix}} = { begin {bmatrix} 0,9901 0,9901 end {bmatrix}} end {align}}}$

что имеет смысл: оценка [1 0] "совместима" во втором компоненте, а оценка [0 1] согласована в первом компоненте, поэтому взвешенное среднее почти равно [1 1].

Учет корреляций

В общем случае предположим, что ${ Displaystyle mathbf {X} = [x_ {1}, точки, x_ {n}] ^ {T}}$, ${ displaystyle mathbf {C}}$ это ковариационная матрица связывая количества ${ displaystyle x_ {i}}$, ${ displaystyle { bar {x}}}$ - общее среднее значение для оценки, и ${ displaystyle mathbf {J}}$ это матрица дизайна равно вектор единиц ${ displaystyle [1, ..., 1] ^ {T}}$ (длины ${ displaystyle n}$). В Теорема Гаусса – Маркова утверждает, что оценка среднего с минимальной дисперсией определяется по формуле:

${ displaystyle sigma _ { bar {x}} ^ {2} = ( mathbf {J} ^ {T} mathbf {W} mathbf {J}) ^ {- 1},}$

и

${ displaystyle { bar {x}} = sigma _ { bar {x}} ^ {2} ( mathbf {J} ^ {T} mathbf {W} mathbf {X}),}$

куда:

${ displaystyle mathbf {W} = mathbf {C} ^ {- 1}.}$

Снижение силы взаимодействия

Рассмотрим временной ряд независимой переменной ${ displaystyle x}$ и зависимая переменная ${ displaystyle y}$, с ${ displaystyle n}$ наблюдения, отобранные в дискретное время ${ displaystyle t_ {i}}$. Во многих распространенных ситуациях значение ${ displaystyle y}$ вовремя ${ displaystyle t_ {i}}$ зависит не только от ${ displaystyle x_ {i}}$ но и на его прошлых ценностях. Обычно сила этой зависимости уменьшается с увеличением разнесения наблюдений во времени. Чтобы смоделировать эту ситуацию, можно заменить независимую переменную ее скользящим средним ${ displaystyle z}$ для размера окна ${ displaystyle m}$.

${ displaystyle z_ {k} = sum _ {i = 1} ^ {m} w_ {i} x_ {k + 1-i}.}$

Экспоненциально убывающие веса

В сценарии, описанном в предыдущем разделе, чаще всего уменьшение силы взаимодействия подчиняется отрицательному экспоненциальному закону. Если наблюдения производятся через эквидистантные моменты времени, то экспоненциальное уменьшение эквивалентно уменьшению на постоянную долю. ${ Displaystyle 0 < Delta <1}$ на каждом временном шаге. Параметр ${ Displaystyle ш = 1- Delta}$ мы можем определить ${ displaystyle m}$ нормализованные веса

${ displaystyle w_ {i} = { frac {w ^ {i-1}} {V_ {1}}},}$

куда ${ displaystyle V_ {1}}$ - сумма ненормализованных весов. В этом случае ${ displaystyle V_ {1}}$ просто

${ displaystyle V_ {1} = sum _ {i = 1} ^ {m} {w ^ {i-1}} = { frac {1-w ^ {m}} {1-w}},}$

приближающийся ${ displaystyle V_ {1} = 1 / (1-w)}$ для больших значений ${ displaystyle m}$.

Постоянная затухания ${ displaystyle w}$ должно соответствовать фактическому снижению силы взаимодействия. Если это не может быть определено из теоретических соображений, то следующие свойства экспоненциально убывающих весов полезны при выборе подходящего варианта: на шаге ${ displaystyle (1-w) ^ {- 1}}$, вес примерно равен ${ Displaystyle {е ^ {- 1}} (1-вес) = 0,39 (1-вес)}$, площадь хвоста значение ${ displaystyle e ^ {- 1}}$, область головы ${ displaystyle {1-e ^ {- 1}} = 0,61}$. Хвостовая зона на шагу ${ displaystyle n}$ является ${ Displaystyle Leq {е ^ {- п (1-ш)}}}$. Где в первую очередь самые близкие ${ displaystyle n}$ наблюдения имеют значение, а влияние остальных наблюдений можно безопасно игнорировать, затем выберите ${ displaystyle w}$ так, чтобы площадь хвоста была достаточно маленькой.

Средневзвешенные функции

Понятие средневзвешенного значения можно распространить на функции.^[7] Средневзвешенные функции играют важную роль в системах взвешенного дифференциального и интегрального исчисления.^[8]

Смотрите также

Рекомендации

дальнейшее чтение

• Бевингтон, Филип Р. (1969). Обработка данных и анализ ошибок для физических наук. Нью-Йорк, Нью-Йорк: Макгроу-Хилл. OCLC 300283069.
• Струтц, Т. (2010). Подгонка данных и неопределенность (практическое введение в взвешенный метод наименьших квадратов и не только). Vieweg + Teubner. ISBN 978-3-8348-1022-9.

внешняя ссылка

• Дэвид Терр. "Средневзвешенное значение". MathWorld.