最小二乘法的缺点是什么？

最小二乘法（又称最小平方法）是一种数学优化技术。它通过最小化误差的平方和寻找数据的最佳函数匹配。利用最小二乘法可以简便地求得未知的数据，并使得这些求得的数据与实际数据之间误差的平方和为最小。最小二乘法还可用于曲线拟合。其他一些优化问题也可通过最小化能量或最大化熵用最小二乘法来表达。做统计与对所得结果的评价时用得上，日常生活中不太用

完全最小二乘法（Total Least Squares）,又称总体最小二乘法. 可参考：总体最小二乘法. 基本原理： 求解Ax=b的最小二乘法只认为b含有误差,但实际上系数矩阵A也含有误差.总体最小二乘法就是同时考虑A和b二者的误差和扰动,令A矩阵的误差扰动为E,向量b的误差向量为e,即考虑矩阵方程： (A+E)x=b+e (1) 的最小二乘解. 上式(1)可写作： (B+D)z=0 (2) 式中B=[-b|A],D=[-e|E],z=[1/x].求解方程组的总体最小二乘法(TLS)就是求解向量z,使得扰动矩阵D的F-范数最小.

是想让拟合的直线方程与实际的误差最小。由于误差有正有负，所以，如果用误差的和来作为指标，那最后的结果是零，指导意义不能满足要求。如果用误差的绝对值来计算的话，那应该好一些。但由于函数计算中，绝对值的和的计算和分析是比较复杂的，也不易。所以，人们发明了用误差的平方来作为拟合的指标，由于平方总是正的，在统计计算中比较方便，所以误差的最小平方和（最小二乘法）就应运而生了。

最小平方法即最小二乘法计算原理：使因变量的观察值与估计值之间的残差平方和最小。

这小惩罚原则这个惩罚严的话就是把这想是想一星期。

一、最小二乘法的优点：1、最小二乘法能通过最小化误差的平方和寻找数据的最佳函数匹配。2、利用最小二乘法能简便地求得未知的数据，并使得这些求得的数据与实际数据之间误差的平方和为最小。3、最小二乘法可用于曲线拟合。其他一些优化问题也可通过最小化能量或最大化熵用最小二乘法来表达。当自变量和因变量同时存在均值为零，相同方差的随机误差时，此方法能给出在统计意义上最好的参数拟合结果。二、、最小二乘法的缺点：XTX不可逆时，不能用最小二乘估计。最小二乘法是线性估计，已经默认了是线性的关系，使用有一定局限性。在回归过程中，回归的关联式不可能全部通过每个回归数据点。扩展资料最小二乘法的原理：研究两个变量（x,y）之间的相互关系时，通常可以得到一系列成对的数据（x1,y1.x2,y2... xm,ym）；将这些数据描绘在x -y直角坐标系中，若发现这些点在一条直线附近，可以令这条直线方程如：其中：a0、a1 是任意实数为建立这直线方程就要确定a0和a1，应用《最小二乘法原理》，将实测值Yi与利用计算值Yj（Yj=a0+a1Xi）（式1-1）的离差（Yi-Yj）的平方和最小为“优化判据”。参考资料来源：百度百科-最小二乘法

楼上的说法有一点点问题，是平方和最小，虽然差别不大，有时还是有明显区别的。

计算方法：y = Ax + B:a = sigma[(yi-y均值)*(xi-x均值)] / sigma[(xi-x均值)的平方]；b = y均值 - a*x均值。知识拓展最小二乘法求回归直线方程的推导过程这里的是为了区分Y的实际值y（这里的实际值就是统计数据的真实值，我们称之为观察值），当x取值(i=1，2，3……n)时，Y的观察值为，近似值为（或者说对应的纵坐标是）。其中式叫做Y对x的回归直线方程，b叫做回归系数。要想确定回归直线方程，我们只需确定a与回归系数b即可。设x，Y的一组观察值为：i = 1，2，3……n其回归直线方程为：当x取值(i=1，2，3……n)时，Y的观察值为，差刻画了实际观察值与回归直线上相应点纵坐标之间的偏离程度，见下图：实际上我们希望这n个离差构成的总离差越小越好，只有如此才能使直线最贴近已知点。换句话说，我们求回归直线方程的过程其实就是求离差最小值的过程。一个很自然的想法是把各个离差加起来作为总离差。可是，由于离差有正有负，直接相加会互相抵消，如此就无法反映这些数据的贴近程度，即这个总离差不能用n个离差之和来表示，见下图：一般做法是我们用离差的平方和，即：作为总离差 ，并使之达到最小。这样回归直线就是所有直线中Q取最小值的那一条。由于平方又叫二乘方，所以这种使“离差平方和为最小”的方法，叫做最小二乘法。用最小二乘法求回归直线方程中的a、b的公式如下：其中，、为和的均值，a、b的上方加“︿”表示是由观察值按最小二乘法求得的估计值，a、b求出后，回归直线方程也就建立起来了。当然，我们肯定不能满足于直接得到公式，我们只有理解这个公式怎么来的才能记住它，用好它，因此给出上面两个公式的推导过程更加重要。在给出上述公式的推导过程之前，我们先给出推导过程中用到的两个关键变形公式的推导过程。首先是第一个公式：接着是第二个公式：基本变形公式准备完毕，我们可以开始最小二乘法求回归直线方程公式的推导了：至此，公式变形部分结束，从最终式子我们可以看到后两项与a、b无关，属于常数项，我们只需即可得到最小的Q值，因此：

不知道下面的图能不能看清楚，是Andy Field 第三版教材 203 页解释回归/osl 的一个图。ols 全称ordinary least squares，是回归分析（regression analysis）最根本的一个形式（算是ordinary代表的意思），结合下面的图解释下lease 和 squares 这两个词。（抱歉我的统计是英文学的，所以有些地方可能中文对的不好）最简单的回归模型（model，就是 IV，可以是一个或者多个）包括（1）一个自变量(independent variable，IV) (横轴）和（2）一个因变量 (dependent variable，DV) (纵轴)。下面散点图中的数据点是实际DV的值（observed value），图中的线就是预测模型。左图中的一条横线（表示IV和DV没有关系）是平均值模型，也是OSL/回归默认设定的零模型（zero model），也就是不含任何IV的情况下只用平均值可以如何预测DV。中间图中的斜线是IV模型，也就是需要验证的模型（图中的关系很明显是线性关系 linear relationship）。右图中的两条交叉线是IV模型和零模型的比较，看IV模型是否能够在统计上显著地比零模型更多预测DV。这就是osl的基本原理。具体一点就要涉及上图下半部分的文字框和一点公式了。先说osl里的 “squares”。无论是左图零模型用平均值预测，还是中间图用IV预测，都是计算出每个数据点和那条线之间的距离，也就是预测值（predicted value）与实际值（observed value）的差距（即误差，error），运算上用减法表示。零模型里就是用每一个实际DV值减去平均值（左图标出的每一个点到平均线的距离），IV模型就是实际值减去IV预测的DV值。这样计算得出的差显然有正有负，如果直接加到一起就会互相抵消。所以，解决的方法就是把每一个差都平方后再加到一起，就是sum of squares（也叫variance，方差）。这就是osl里面 “square” 是的由来。左图下面文字框红色圈起来的“SSt” 表示全部可预测的方差（因为不含任何IV），total sum of squares，下标字母T是total的缩写。下面说 osl 里的 “least”。中间图里的线是IV模型，这条线叫做 line of best fit，也就是所有线里面误差（residual，就是error）最小，即实际值和预测值距离最短的那条线。这就是”least“ 的由来。红色圈起来的“SSr”表示IV模型下最小的误差方差，residual sum of squares，下标字母R是residual（错误）的缩写。把第三个散点图说完。两个预测模型的差（ SSt - SSr）的结果就是SSm，也就是IV模型预测的方差，model sum of squares。换句话说，就是全部可预测的方差，减去IV模型的误差，剩下的就是IV模型预测的方差。前面说要看两个模型的差异是否在统计上显著，就用SSm / SSr，看到这里可能就眼熟了。对，这就是方差分析（ANOVA，analysis of variance）里 F ratio 的公式。所以统计软件里做回归的时候看IV模型是否显著是要找那个标了ANOVA 的表格，看里面的F值是否显著。F值越大越可能显著，也就是分子SSm （“好”方差）越大SSr（“坏”方差）越小。

最小平方法其基本原理是:要求实际值与趋势值的离差平方和为最小,以此拟合出优良的趋势模型,从而测定出长期趋势。所谓回归分析实际上就是根据统计数据建立一个方程，用这个方程来描述不同变量之间的关系，而这个关系又无法做到想像函数关系那样准确，因为即使你重复全部控制条件，结果也还有区别，这时通过让回归方程计算值和试验点结果间差值的平方和最小来建立回归方程的办法就是最小二乘法，二乘的意思就是平方。最小二乘就是指回归方程计算值和实验值差的平方和最小。统计学里的“回归”是表示数学中的专有名词。回归分析是确定两种或两种以上变量间相互依赖的定量关系的一种统计分析方法。运用十分广泛，回归分析按照涉及的变量的多少，分为一元回归和多元回归分析。按照自变量的多少，可分为简单回归分析和多重回归分析；按照自变量和因变量之间的关系类型，可分为线性回归分析和非线性回归分析。如果在回归分析中，只包括一个自变量和一个因变量，且二者的关系可用一条直线近似表示，这种回归分析称为一元线性回归分析。如果回归分析中包括两个或两个以上的自变量，且自变量之间存在线性相关，则称为多重线性回归分析。统计学中回归分析的主要内容为：1、从一组数据出发，确定某些变量之间的定量关系式，即建立数学模型并估计其中的未知参数。估计参数的常用方法是最小二乘法。2、对这些关系式的可信程度进行检验。3、在许多自变量共同影响着一个因变量的关系中，判断哪个（或哪些）自变量的影响是显著的，哪些自变量的影响是不显著的，将影响显著的自变量加入模型中，而剔除影响不显著的变量，通常用逐步回归、向前回归和向后回归等方法。4、利用所求的关系式对某一生产过程进行预测或控制。回归分析的应用是非常广泛的，统计软件包使各种回归方法计算十分方便。在回归分析中，把变量分为两类。一类是因变量，它们通常是实际问题中所关心的一类指标，通常用Y表示；而影响因变量取值的的另一类变量称为自变量，用X来表示。

最小二乘法公式 ∑(X--X平)(Y--Y平)=∑(XY--X平Y--XY平+X平Y平)=∑XY--X平∑Y--Y平∑X+nX平Y平=∑XY--nX平Y平--nX平Y平+nX平Y平=∑XY--nX平Y平 ∑(X --X平)^2=∑(X^2--2XX平+X平^2)=∑X^2--2nX平^2+nX平^2=∑X^2--nX平^2最小二乘法原理用各个离差的平方和M=∑(i=1到n)[yi-(axi+b)]^2最小来保证每个离差的绝对值都很小。解方程组?M/?a=0；?M/?b=0，整理得(∑xi^2)a+(∑xi)b=∑xiyi；(∑xi)a+nb=∑yi。解出a,b。我们研究两个变量(x, y)之间的相互关系时，通常可以得到一系列成对的数据(x1, y1、x2, y2... xm , ym)；将这些数据描绘在x -y直角坐标系中, 若发现这些点在一条直线附近，可以令这条直线方程如(式1-1)。 Y计= a0 + a1 X (式1-1)其中：a0、a1 是任意实数 为建立这直线方程就要确定a0和a1，应用《最小二乘法原理》，将实测值Yi与利用(式1-1)计算值(Y计=a0+a1X)的离差(Yi-Y计)的平方和〔∑(Yi - Y计)2〕最小为“优化数据”。 令: φ = ∑(Yi - Y计)2 (式1-2) 把(式1-1)代入(式1-2)中得: φ = ∑(Yi - a0 - a1 Xi)2 (式1-3) 当∑(Yi-Y计)平方最小时，可用函数 φ 对a0、a1求偏导数，令这两个偏导数等于零。 (式1-4) (式1-5) 亦即： m a0 + (∑Xi ) a1 = ∑Yi (式1-6) (∑Xi ) a0 + (∑Xi2 ) a1 = ∑(Xi, Yi) (式1-7) 得到的两个关于a0、 a1为未知数的两个方程组，解这两个方程组得出： a0 = (∑Yi) / m - a1(∑Xi) / m (式1-8) a1 = [n∑Xi Yi - (∑Xi ∑Yi)] / [n∑Xi2 - (∑Xi)2 )] (式1-9) 这时把a0、a1代入(式1-1)中, 此时的(式1-1)就是我们回归的元线性方程即：数学模型。 在回归过程中，回归的关联式是不可能全部通过每个回归数据点(x1, y1、 x2, y2...xm,ym),为了判断关联式的好坏,可借助相关系数“R”，统计量“F”，剩余标准偏差“S”进行判断；“R”越趋近于 1 越好；“F”的绝对值越大越好；“S”越趋近于 0 越好。 R = [∑XiYi - m (∑Xi / m)(∑Yi / m)]/ SQR{[∑Xi2 - m (∑Xi / m)2][∑Yi2 - m (∑Yi / m)2]} (式1-10) ＊ 在(式1-1)中，m为样本容量，即实验次数；Xi、Yi分别任意一组实验X、Y的数值。 最小二乘法拟合对给定数据点{(Xi，Yi)}(i=0,1,…，m)，在取定的函数类Φ 中,求p(x)∈Φ ,使误差的平方和E^2最小，E^2=∑[p(Xi)-Yi]^2。从几何意义上讲，就是寻求与给定点 {(Xi，Yi)}(i=0,1,…,m)的距离平方和为最小的曲线y=p(x)。函数p(x)称为拟合函数或最小二乘解，求拟合函数p(x)的方法称为曲线拟合的最小二乘法。最小二乘法的矩阵形式Ax=b, 其中A为nxk的矩阵，x为kx1的列向量，b为nx1的列向量，n>k。这个方程系统称为Over Determined System，如果n<k，这个系统就是Under Determined System。 正常来看，这个方程是没有解的，但在数值计算领域，我们通常是计算 min ||Ax-b||，解出其中的x。比较直观的做法是求解A"Ax=A"b，但通常比较低效。其中一种常见的解法是对A进行QR分解（A=QR），其中Q是nxk正交矩阵（Orthonormal Matrix），R是kxk上三角矩阵（Upper Triangular Matrix），然后min ||Ax-b|| = min ||QRx-b|| = min ||Rx-Q"b||，用MATLAB命令x=R(Q"*b)可解得x。最小二乘法的Matlab实现① 一次函数 使用polyfit（x,y,1） ②多项式函数 使用 polyfit（x,y,n），n为次数 拟合曲线 x=[0.5,1.0,1.5,2.0,2.5,3.0]， y=[1.75,2.45,3.81,4.80,7.00,8.60]。 解：MATLAB程序如下： x=[0.5,1.0,1.5,2.0,2.5,3.0]; y=[1.75,2.45,3.81,4.80,7.00,8.60]; p=polyfit(x,y,2) x1=0.5:0.05:3.0; y1=polyval(p,x1); plot(x,y,"*r",x1,y1,"-b") 计算结果为： p =0.5614 0.8287 1.1560 即所得多项式为y=0.5614x^2+0.08287x+1.15560 ③非线性函数 使用 lsqcurvefit(fun,x0,x,y)

最小二乘法是一种数学优化技术, 它通过最小化误差的平方和找到一组数据的最佳函数匹配. 最小二乘法是用最简的方法求得一些绝对不可知的真值, 而令误差平方之和为最小. 最小二乘法通常用于曲线拟合. 很多其他的优化问题也可通过最小化能量或最大化熵用最小二乘形式表达.

茹果某个回归方程能够使拟合值与实际观察值之间的离差平方和最小，那么该回归方程的参数可以作为真实参数的一种最佳近似。

公式a=(NΣxy-ΣxΣy)/(NΣx^2-(Σx)^2)b=y(平均)-a*x（平均）

昆仑通态屏最小二乘法是一种常用的数据拟合方法，在数学和统计学领域广泛应用。最小二乘法的目的是通过找到一个最小化实际观测值与拟合值之间误差平方和的函数，来找到最佳的拟合函数。通过这种方法，可以在大量数据中找到一种模式，从而预测未来的数据。最小二乘法的应用非常广泛，包括经济学、金融学、工程学、物理学等领域。在昆仑通态屏中，最小二乘法可以用于数据的预测和分析，从而帮助用户更好的理解和利用数据。

基本上就是说假设存在一条直线，使得所有点到这个线距离的总和最小

近几年来，机器学习在各个领域都有不错的表现，在生物信息领域也有相关的应用。然而，在诸如基因组学、转录组学、蛋白组学以及代谢组学等高通量数据的一大特点是特征量多、样本数少。 以转录组数据为例，特征量个数通常为基因个数，达到万级，而样本数一般是几十到几百例。当我们基于转录组数据去研究基因表达与其他性状之间的联系时，对于这种自变量大于观察个数的情况，无法直接使用传统的统计分析模型。这时，有一种相当有效的方法—偏最小二乘回归(partial least squares regreesion, PLS)。 接下来我们对于这种方法的原理进行介绍，并说明如何实现这种方法的计算，以及在实例中的应用。 在实际问题中，经常遇到需要研究两组多重相关变量间的相互依赖关系，并研究用 一组变量（常称为自变量或预测变量）去预测另一组变量（常称为因变量或响应变量）， 除了最小二乘准则下的经典多元线性回归分析（MLR），提取自变量组主成分的主成分回归分析（PCA）等方法外，还有近年发展起来的偏最小二乘（PLS）回归方法。 偏最小二乘回归提供一种多对多线性回归建模的方法，特别当两组变量的个数很多，且都存在多重相关性，而观测数据的数量（样本量）又较少时，用偏最小二乘回归建立的模型具有传统的经典回归分析等方法所没有的优点。 偏最小二乘回归分析在建模过程中集中了主成分分析，典型相关分析和线性回归分析方法的特点。因此，在分析结果中，除了可以提供一个更为合理的回归模型外，还可以同时完成一些类似于主成分分析和典型相关分析的研究内容，提供更丰富、深入的一些信息。 PLS方法是建立在X（自变量）与Y（因变量）矩阵基础上的双线性模型，可以看做是由外部关系(即独立的X块和Y块) 和内部关系(即两块间的联系) 构成。 建立自变量的潜变量关于因变量的潜变量的线形回归模型，间接反映自变量与因变量之间的关系。该算法在建立回归的过程中，既考虑了尽量提取Y和X中的主成分（PCA—Principal Component Analysis，主成分分析的思想），又考虑了使分别从X和Y提取出的主成分之间的相关性最大化（CCA的思想）。 简单的说，PLS是PCA、CCA和多元线性回归这三种基本算法组合的产物。具体计算方法可以通过下面的程序来了解。 上述的算法提供了具体的PLS回归的计算过程。实际应用中，matlab提供可用于计算PLS回归的函数plsregress,可以方便使用。 调用的命令：[XL,YL] = plsregress(X,Y,ncomp)，表示使用ncomp个PLS成分来计算因变量Y相对自变量X的变化。

最小二乘法多项式曲线拟合，根据给定的m个点,并不要求这条曲线精确地经过这些点，而是曲线y=f(x)的近似曲线y= φ(x)。 给定数据点pi(xi,yi)，其中i=1,2,…,m。求近似曲线y= φ(x)。并且使得近似曲线与y=f(x)的偏差最小。近似曲线在点pi处的偏差δi= φ(xi)-y，i=1,2,...,m。 1.使偏差绝对值之和最小 2.使偏差绝对值最大的最小 3.使偏差平方和最小 按偏差平方和最小的原则选取拟合曲线，并且采取二项式方程为拟合曲线的方法,称为 最小二乘法 。 Python运行环境与编辑环境； Matplotlib.pyplot图形库，可用于快速绘制2D图表，与matlab中的plot命令类似，而且用法也基本相同。

最小二乘法（又称最小平方法）是一种数学优化技术。它通过最小化误差的平方和寻找数据的最佳函数匹配。利用最小二乘法可以简便地求得未知的数据，并使得这些求得的数据与实际数据之间误差的平方和为最小。最小二乘法还可用于曲线拟合。其他一些优化问题也可通过最小化能量或最大化熵用最小二乘法来表达。扩展资料：线性最小二乘的基本公式考虑超定方程组（超定指未知数小于方程个数）：其中m代表有m个等式，n代表有n个未知数，显然该方程组一般而言没有解，所以为了选取最合适的让该等式"尽量成立"，引入残差平方和函数S（在统计学中，残差平方和函数可以看成n倍的均方误差MSE）参考资料来源：百度百科-最小二乘法

　　OLS是ordinary least square的简称，意思是普通最小二乘法。 　　原理如下： 　　1、普通最小二乘估计就是寻找参数的估计值，使上式的离差平方和Q达极小。 　　2、式中每个平方项的权数相同，是普通最小二乘回归参数估计方法。 　　3、在误差项等方差，不相关的条件下，普通最小二乘估计是回归参数的最小方差的线性无偏估计。

1.5一个完整的计量经济模型应包括哪些基本要素？你能举一个例子吗？ 答：一个完整的计量经济模型应包括三个基本要素：经济变量、参数和随机误差项。 例如研究消费函数的计量经济模型：Y?α?βX?u 其中，Y为居民消费支出，X为居民家庭收入，二者是经济变量；α和β为参数；u是随机误差项。 1.10你能分别举出三个时间序列数据、截面数据、面板数据、虚拟变量数据的实际例子，并分别说明这些数据的来源吗？ 答：时间序列数据：中国1981年至2010年国内生产总值，可从中国统计年鉴查得数据。 截面数据：中国2010年各省、区、直辖市的国内生产总值，中国统计年鉴查得数据。 面板数据：中国1981年至2010年各省、区、直辖市的国内生产总值，中国统计年鉴查得数据。 虚拟变量数据：自然灾害状态，1表示该状态发生，0表示该状态不发生。 1.11为什么对已经估计出参数的模型还要进行检验？你能举一个例子说明各种检验的必要性吗？ 答：模型中的参数被估计以后，一般说来这样的模型还不能直接加以应用，还需要对其进行检验。首先，在设定模型时，对所研究经济现象规律性的认识可能并不充分，所依据的经济理论对所研究对象也许还不能作出正确的解释和说明。或者经济理论是正确的，但可能我们对问题的认识只是从某些局部出发，或者只是考察了某些特殊的样本，以局部去说明全局的变化规律，可能导致偏差。其次，我们用以估计参数的统计数据或其它信息可能并不十分可靠，或者较多地采用了经济突变时期的数据，不能真实代表所研究的经济关系，或者由于样本太小，所估计参数只是抽样的某种偶然结果。此外，我们所建立的模型、采用的方法、所用的统计数据，都有可能违反计量经济的基本假定，这也可能导出错误的结论。 第二章 简单线性回归模型 2.1相关分析与回归分析的关系是什么？ 答：相关分析与回归分析有密切的关系，它们都是对变量间相关关系的研究，二者可以相互补充。相关分析可以表明变量间相关关系的性质和程度，只有当变量间存在一定程度的相关关系时，进行回归分析才有实际的意义。同时，在进行相关分析时如果要具体确定变量间相关的具体数学形式，又要依赖于回归分析，而且相关分析中相关系数的确定也是建立在回归分析基础上的。 相关分析与回归分析的区别。从研究目的上看，相关分析是用一定的数量指标（相关系数）度量变量间相互联系的方向和程度；回归分析却是要寻求变量间联系的具体数学形式，是要根据解释变量的固定值去估计和预测被解释变量的平均值 。从对变量的处理看，相关分析对称地对待相互联系的变量，不考虑二者的因果关系，也就是不区分解释变量和被解释变量，相关的变量不一定具有因果关系，均视为随机变量；回归分析是建立在变量因果关系分析的基础上，研究其中解释变量的变动对被解释变量的具体影响，回归分析中必须明确划分解释变量和被解释变量，对变量的处理是不对称的。 2.3什么是随机扰动项和剩余项（残差）？它们之间的区别是什么？ 答：总体回归函数中，被解释变量个别值Yi与条件期望E(YXi)的偏差是随机扰动项ui。 ?的偏差是残差项e。残差项e在样本回归函数中，被解释变量个别值Yi与样本条件均值Yiii 概念上类似总体回归函数中的随机扰动项ui，可视为对随机扰动项ui的估计。 总体回归函数中的随机误差项是不可以直接观测的；而样本回归函数中的残差项是只要估计出样本回归的参数就可以计算的数值。 2.4为什么在对参数作最小二乘估计之前,要对模型提出古典假设? 答：在对参数作最小二乘估计之前,要对模型提出古典假设。因为模型中有随机扰动，估计的参数是随机变量，只有对随机扰动的分布作出假定，才能确定所估计参数的分布性质，也才可能进行假设检验和区间估计。只有具备一定的假定条件，所作出的估计才具有较好的统计性质。 2.6为什么可决系数可以度量模型的拟合优度？在简单线性回归中它与对参数的t检验的关系是什么？ 答：可决系数是回归平方和占总离差平方和的比重，即由样本回归作出解释的离差平方和在总离差平方和中占的比重，如果样本回归线对样本观测值拟合程度好，各样本观测点与回归线靠得越近，由样本回归作出解释的离差平方和在总离差平方和中占的比重也将越大，反之拟合程度越差，这部分所占比重就越小。所以可决系数可以作为综合度量回归模型对样本观测值拟合优度的指标。 在简单线性回归中，可决系数越大，说明在总变差中由模型作出了解释的部分占的比重越大，X对Y的解释能力越强，模型拟合优度越好。对参数的t检验是判断解释变量X是否是被解释变量Y的显著影响因素。二者的目的作用是一致的。 第三章 多元线性回归模型 3.4多元线性回归分析中，为什么要对可决系数加以修正？修正可决系数与F检验之间有何区别与联系？ 答：多元线性回归分析中，多重可决系数是模型中解释变量个数的增函数，这给对比不同模型的多重可决系数带来缺陷，所以需要修正。可决系数只涉及变差，没有考虑自由度。如果用自由度去校正所计算的变差，可纠正解释变量个数不同引起的对比 困难。 联系：由方差分析可以看出，F检验与可决系数有密切联系，二者都建立在对应变量变差分解的基础上。F统计量也可通过可决系数计算。对方程联合显著性检验的F检验，实际上也是对可决系数的显著性检验。区别：F检验有精确的分布，它可以在给定显著性水平下，给出统计意义上严格的结论。可决系数只能提供一个模糊的推测，可决系数越大，模型对数据的拟合程度就越好。但要大到什么程度才算模型拟合得好，并没有一个绝对的数量标准。 3.6多元线性回归分析中，F检验与t检验的关系是什么？为什么在作了F检验以后还要作t检验? 答：在多元回归中，t检验是分别检验当其他解释变量保持不变时，各个解释变量X对应变量Y是否有显著影响。F检验是在多元回归中有多个解释变量，需要说明所有解释变量联合起来对应变量影响的总显著性,或整个方程总的联合显著性。 F检验是对多元回归模型方程整体可靠性的检验，而多元线性回归分析的目的，不仅是要寻求方程整体的显著性，也要对各个参数作出有意义的估计。方程整体线性关系显著并不一定表示每个解释变量对被解释变量的影响是显著的，因此，还必须分别对每个回归系数逐个地进行t检验。 4.1 多重共线性的实质是什么？为什么会出现多重共线性？ 答：多重共线性包括完全的多重共线性和不完全的多重共线性。多重共线性实质上是样本数据问题，出现了解释变量系数矩阵的线性相关问题。 产生多重共线性的经济背景主要有以下几种情形： 第一，经济变量之间具有共同变化趋势。第二，模型中包含滞后变量。第三，利用截面数据建立模型也可能出现多重共线性。第四，样本数据自身的原因。 4.2 多重共线性对回归参数的估计有何影响？ 答：在完全多重共线性情况下，参数的估计值不确定，估计量的方差无限大。在不完全共线性情况下，参数估计量的方差随共线性程度的增加而增大；对参数区间估计时，置信区间趋于变大；严重多重共线性时，假设检验容易做出错误的判断；当多重共线性严重时，可能造成可决系数R2较高，经F检验的参数联合显著性也很高，但单个参数t检验却可能不显著，甚至可能使估计的回归系数符号相反，得出完全错误的结论。 4.3 多重共线性的典型表现是什么？判断是否存在多重共线性的方法有哪些？ 答：多重共线性的典型表现是模型拟和较好，但偏回归系数几乎都无统计学意义；偏回归系数估计值不稳定，方差很大；偏回归系数估计值的符号可能与预期不符或与经验相悖，结果难以解释。 具体判断方法有：解释变量之间简单相关系 数矩阵法；方差扩大因子法以及一些直观判断法和逐步回归的方法。 5.1 简述什么是异方差？为什么异方差的出现总是与模型中某个解释变量的变化有关？ 答 ：设模型为，如果其他假定均不变，但模型中随机误差项的方差为Var(则称具有异方差性。由于异方差性指的是被解释变量观测值的分散程度是随解释变量的变化而变化的，所以异方差的出现总是与模型中某个解释变量的变化有关。 5.3什么是加权最小二乘法？它的基本思想是什么？ 最小二乘法的基本原理是使残差平方和为最小，在异方差情况下，总体回归直线对于不同的的波动幅度相差很大。随机误差项方差越小，样本点对总体回归直线的偏离程度越低，残差的可信度越高（或者说样本点的代表性越强）；而较大的样本点可能会偏离总体回归直线很远，的可信度较低（或者说样本点的代表性较弱）。因此，在考虑异方差模型的拟合总误差时，对于不同的应该区别对待。具体做法：对较小的给于充分的重视，即给于较大的权数；对较大的给于充分的重视，即给于较小的权数。更好的使反映对残差平方和的影响程度，从而改善参数估计的统计性质。 5.4产生异方差性的原因有哪些 原因： 1.常来源于截面数据 2.来源于测量误差和模型中被省略的一些因素对被解释变量的影响 3.有时产生于计量经济模型所研究问题的本身 4.用分组数据估计经济计量模型也是异方差性的重要来源 第六章 思考题 6.1 如何使用DW统计量来进行自相关检验？该检验方法的前提条件和局限性有哪些？ 答：DW 检验是J.Durbin(杜宾)和G.S.Watson(沃特森)于1951年提出的一种适用于小样本的检验方法，一般的计算机软件都可以计算出DW 值。 给定显著水平α，依据样本容量n和解释变量个数k"，查D.W.表得d统计量的上界du和下界dL，当0 DW检验的前提条件： （1）回归模型中含有截距项； （2）解释变量是非随机的（因此与随机扰动项不相关） （3）随机扰动项是一阶线性自相关。 ； （4）回归模型中不把滞后内生变量（前定内生变量）做为解释变量。 （5）没有缺失数据，样本比较大。 DW检验的局限性： （1）DW检验有两个不能确定的区域，一旦DW值落在这两个区域，就无法判断。这时，只有增大样本容量或选取其他方法 （2）DW统计量的 上、下界表要求n315, 这是因为样本如果再小，利用残差就很难对自相关的存在性做出比较正确的诊断 (3) DW检验不适应随机误差项具有高阶序列相关的检验. (4) 只适用于有常数项的回归模型并且解释变量中不能含滞后的被解释变量 6.3 判断以下陈述的真伪，并给出合理的解释。 （1）当回归模型随机误差项有自相关时，普通最小二乘估计量是有偏误的和非有效的。 判断：错误。当回归模型随机误差项有自相关时，普通最小二乘估计量是无偏误的和非有效的。 （2）DW检验假定随机误差项ui的方差是同方差。 判断：错误。DW统计量的构造中并没有要求误差项的方差是同方差 。 （3）用一阶差分法消除自相关是假定自相关系数为-1。 判断：错误。用一阶差分法消除自相关是假定自相关系数为1，即原原模型存在完全一阶正自相关。 （4）当回归模型随机误差项有自相关时，普通最小二乘估计的预测值的方差和标准误差不再是有效的。 判断：正确。 7.1 什么是滞后现象？产生滞后现象的原因主要有哪些？ 答：解释变量与被解释变量的因果联系不可能在短时间内完成，在这一过程中通常都存在时间滞后，也就是说解释变量需要通过一段时间才能完全作用于被解释变量。 此外，由于经济活动的惯性，一个经济指标以前的变化态势往往会延续到本期，从而形成被解释变量的当期变化同自身过去取值水平相关的情形。 这种被解释变量受自身或其它经济变量过去值影响的现象称为滞后效应。 心理预期因素、技术因素、制度因素等都是产生滞后现象的原因 7.2 对分布滞后模型进行估计存在哪些困难？实际应用中如何处理这些困难？ 答：分布滞后模型进行估计存在的困难 自由度问题：如果样本观测值个数n较小，随着滞后长度s的增大，有效样本容量n-s变小，会出现自由度不足的问题。 多重共线性问题：由于经济活动的前后继起性，经济变量的滞后值之间通常存在较强的联系，因此，分布滞后模型中滞后解释变量观测值之间往往会存在严重多重共线性问题。 滞后长度难于确定的问题：在实际经济分析中用分布滞后模型来处理滞后现象时，模型中滞后长度的确定较为困难，没有充分的先验信息可供使用。 实际应用中处理这些困难的方法：对于有限分布滞后模型，其基本思想是设法有目的地减少需要直接估计的模型参数个数，以缓解多重共线性，保证自由度。 对于无限分布滞后模型，主要是通过适当的模型变换，使其转化为只需估计有限个参数的自回归模型。 7.3工具变量法与工具变量选取 某一个变量与模型中内生解释变量 高度相关，但却不与随机误差项相关，那么就可以用此变量与模型中相应回归系数的一个一致估计量，这个变量就称为工具变量，这种估计方法就叫工具变量法(IV Method)。 作为工具变量，必须满足下述四个条件： 　　（1）与所替的内生解释变量高度相关； 　　（2）与随机误差项不相关； 　　（3）与模型中其他解释变量不相关； 　　（4）同一模型中需要引入多个工具变量时，这些工具变量之间不相关。 8.1什么是虚拟变量？它在模型中有什么作用？ 答：虚拟变量是人工构造的取值为0或1的作为属性变量代表的变量。虚拟变量的作用主要有：（1）可以作为属性因素的代表，如性别、所有制等；（2）作为某些非精确计量的数量因素的代表，如受教育程度、管理者素质等；（3）作为某些偶然因素或政策因素的代表，如战争、灾害、改革前后等；（4）可以作为时间序列分析中季节的代表；（5）可以实现分段回归，研究斜率、截距的变动，或比较两个回归模型的结构差异。 8.4引入虚拟解释变量的两种基本方式是什么？它们各适用于什么情况？ 答：加入虚拟变量的途径有两种基本类型：一是加法类型；二是乘法类型。加法类型适用于截距效应的分析，乘法类型适用于斜率效应的分析。 8.7设服装消费模型为：，其中，为收入水平；为年服装消费支出；，，试写出不同收入人群组的服装消费函数模型。 答：大专以下男性（）服装消费模型： 大专以下女性（）服装消费模型： 大专及大专以上男性（）服装消费模型： 大专及大专以上女性（）服装消费模型： 10.5怎样判断变量之间是否存在协整关系 协整检验可以用来分析存在长期均衡关系的经济变量之间的关系，通过Johansen协整检验，可以检验几个经济变量之间是否存在长期均衡关系，若存在，通过这一方法则

问题问的好像不是很清楚可以参考数值分析教程

我用括号把层次分开,简单的说就是:让(((采样的点)跟(拟合的曲线)的距离)总和)最小.楼上的说法有问题,不是非要直线不可,任何曲线都可以的.最小二乘法 在我们研究两个变量(x, y)之间的相互关系时，通常可以得到一...

你可以先得到广义变换的系数，然后用变化后的数据进行回归就可以了。　　Eviews是EconometricsViews的缩写，直译为计量经济学观察，通常称为计量经济学软件包。它的本意是对社会经济关系与经济活动的数量规律，采用计量经济学方法与技术进行“观察”。另外Eviews也是美国QMS公司研制的在Windows下专门从事数据分析、回归分析和预测的工具。使用Eviews可以迅速地从数据中寻找出统计关系，并用得到的关系去预测数据的未来值。Eviews的应用范围包括：科学实验数据分析与评估、金融分析、宏观经济预测、仿真、销售预测和成本分析等。

　　　　最小二乘法（又称最小平方法）是一种数学优化技术。它通过最小化误差的平方和寻找数据的最佳函数匹配。利用最小二乘法可以简便地求得未知的数据，并使得这些求得的数据与实际数据之间误差的平方和为最小。最小二乘法还可用于曲线拟合。其他一些优化问题也可通过最小化能量或最大化熵用最小二乘法来表达。　　最小二乘估计是计量经济学研究的直接目的是确定总体回归函数Yi=B1+B2Xi+ui,然而能够得到的只是来自总体的若干样本的观测值，要用样本信息建立的样本回归函数尽可能“接近”地去估计总体回归函数。为此，可以以从不同的角度去确定建立样本回归函数的准则，也就有了估计回归模型参数的多种方法。

摘要：实验结果的表示，首先取决于实验的物理模式，通过被测量之间的相互关系，考虑实验结果的表示方法。常用到数据处理方法有作图法，列表法，平均值法，最小二乘法等。在处理数据时可根据需要和方便选择任何一种方法表示实验的最后结果。 （1）实验结果的图形表示法。把实验结果用函数图形表示出来，在实验工作中也有普遍的实用价值。它有明显的直观性，能清楚的反映出实验过程中变量之间的变化进程和连续变化的趋势。精确地描制图线，在具体数学关系式为未知的情况下还可进行图解，并可借助图形来选择经验公式的数学模型。因此用图形来表示实验的结果是每个中学生必须掌握的。 实验结果的图形表示法。，一般可分五步来进行。 ①整理数据，即取合理的有效数字表示测得值，剔除可疑数据，给出相应的测量误差。 ②选择坐标纸，坐标纸的选择应为便于作图或更能方使地反映变量之间的相互关系为原则。可根据需要和方便选择不同的坐标纸，原来为曲线关系的两个变量经过坐标变换利用对数坐标就要能变成直线关系。常用的有直角坐标纸、单对数坐标纸和双对数坐标纸。 ③坐标分度，在坐标纸选定以后，就要合理的确定图纸上每一小格的距离所代表的数值，但起码应注意下 面两个原则： a.格值的大小应当与测量得值所表达的精确度相适应。 b.为便于制图和利用图形查找数据每个格值代表的有效数字尽量采用1、2、4、5避免使用3、6、7、9等数字。 ④作散点图，根据确定的坐标分度值将数据作为点的坐标在坐标纸中标出，考虑到数据的分类及测量的数据组先后顺序等，应采用不同符号标出点的坐标。常用的符号有：×○●△■等，规定标记的中心为数据的坐标。 ⑤拟合曲线，拟合曲线是用图形表示实验结果的主要目的，也是培养学生作图方法和技巧的关键一环，拟合曲线时应注意以下几点： a.转折点尽量要少，更不能出现人为折曲。 b.曲线走向应尽量靠近各坐标点，而不是通过所有点。 c.除曲线通过的点以外，处于曲线两侧的点数应当相近。 。 （2）列表法：实验中将数据列成表格，可以简明地表示出有关物理量之间的关系，便于检查测量结果和运算是否合理，有助于发现和分析问题，而且列表法还是图象法的基础。 列表时应注意：①表格要直接地反映有关物理量之间的关系，一般把自变量写在前边，因变量紧接着写在后面，便于分析。②表格要清楚地反映测量的次数，测得的物理量的名称及单位，计算的物理量的名称及单位。物理量的单位可写在标题栏内，一般不在数值栏内重复出现。③表中所列数据要正确反映测量值的有效数字。 （3）平均值法：取算术平均值是为减小偶然误差而常用的一种数据处理方法。通常在同样的测量条件下，对于某一物理量进行多次测量的结果不会完全一样，用多次测量的算术平均值作为测量结果，是真实值的最好近似。 （4）最小二乘法：最小二乘法的基本原理 从整体上考虑近似函数同所给数据点(i=0,1,…,m)误差(i=0,1,…,m)的大小，常用的方法有以下三种：一是误差(i=0,1,…,m)绝对值的最大值，即误差 向量的∞-范数；二是误差绝对值的和，即误差向量r的1-范数；三是误差平方和的算术平方根，即误差向量r的2-范数；前两种方法简单、自然，但不便于微分运算 ，后一种方法相当于考虑 2-范数的平方因此在曲线拟合中常采用误差平方和来 度量误差(i=0，1，…，m)的整体大小。 数据拟合的具体作法是：对给定数据 (i=0,1,…，m)，在取定的函数类中,求,使误差(i=0,1,…,m)的平方和最小，即= 从几何意义上讲，就是寻求与给定点(i=0,1,…,m)的距离平方和为最小的曲线（图6-1）。函数称为拟合 函数或最小二乘解，求拟合函数的方法称为曲线拟合的最小二乘法。 在曲线拟合中，函数类可有不同的选取方法.

　　最小二乘法：是一种数学优化技术，它通过最小化误差的平方和寻找数据的最佳函数匹配。利用最小二乘法可以简便地求得未知的数据，并使得这些求得的数据与实际数据之间误差的平方和为最小。最小二乘法还可用于曲线拟合。其他一些优化问题也可通过最小化能量或最大化熵用最小二乘法来表达。 　　最小二乘法原理：是以不同精度多次观测一个或多个未知量，为了求定各未知量的最可靠值，各观测量必须加改正数，使其各改正数的平方乘以观测值的权数的总和为最小。

最小二乘法：是一种数学优化技术，它通过最小化误差的平方和寻找数据的最佳函数匹配。利用最小二乘法可以简便地求得未知的数据，并使得这些求得的数据与实际数据之间误差的平方和为最小。最小二乘法还可用于曲线拟合。其他一些优化问题也可通过最小化能量或最大化熵用最小二乘法来表达。 最小二乘法原理：是以不同精度多次观测一个或多个未知量，为了求定各未知量的最可靠值，各观测量必须加改正数，使其各改正数的平方乘以观测值的权数的总和为最小。

是想让拟合的直线方程与实际的误差最小。由于误差有正有负，所以，如果用误差的和来作为指标，那最后的结果是零，指导意义不能满足要求。如果用误差的绝对值来计算的话，那应该好一些。但由于函数计算中，绝对值的和的计算和分析是比较复杂的，也不易。所以，人们发明了用误差的平方来作为拟合的指标，由于平方总是正的，在统计计算中比较方便，所以误差的最小平方和（最小二乘法）就应运而生了。

最小二乘法原理在我们研究两个变量(x, y)之间的相互关系时，通常可以得到一系列成对的数据(x1, y1、x2, y2... xm , ym)；将这些数据描绘在x -y直角坐标系中(如图1), 若发现这些点在一条直线附近，可以令这条直线方程如(式1-1)。Y计= a0 + a1 X (式1-1)其中：a0、a1 是任意实数为建立这直线方程就要确定a0和a1，应用《最小二乘法原理》，将实测值Yi与利用(式1-1)计算值(Y计=a0+a1X)的离差(Yi-Y计)的平方和〔∑(Yi - Y计)2〕最小为“优化判据”。令: φ = ∑(Yi - Y计)2 (式1-2)把(式1-1)代入(式1-2)中得:φ = ∑(Yi - a0 - a1 Xi)2 (式1-3)当∑(Yi-Y计)平方最小时，可用函数 φ 对a0、a1求偏导数，令这两个偏导数等于零。(式1-4)(式1-5)亦即：m a0 + (∑Xi ) a1 = ∑Yi (式1-6)(∑Xi ) a0 + (∑Xi2 ) a1 = ∑(Xi, Yi) (式1-7)得到的两个关于a0、 a1为未知数的两个方程组，解这两个方程组得出：a0 = (∑Yi) / m - a1(∑Xi) / m (式1-8)a1 = [∑Xi Yi - (∑Xi ∑Yi)] / [∑Xi2 - (∑Xi)2 )] (式1-9)这时把a0、a1代入(式1-1)中, 此时的(式1-1)就是我们回归的元线性方程即：数学模型。在回归过程中，回归的关联式是不可能全部通过每个回归数据点(x1, y1、 x2, y2...xm,ym),为了判断关联式的好坏,可借助相关系数“R”，统计量“F”，剩余标准偏差“S”进行判断；“R”越趋近于 1 越好；“F”的绝对值越大越好；“S”越趋近于 0 越好。R = [∑XiYi - m (∑Xi / m)(∑Yi / m)]/ SQR{[∑Xi2 - m (∑Xi / m)2][∑Yi2 - m (∑Yi / m)2]} (式1-10) ＊在(式1-1)中，m为样本容量，即实验次数；Xi、Yi分别任意一组实验X、Y的数值。微积分应用课题一 最小二乘法从前面的学习中, 我们知道最小二乘法可以用来处理一组数据, 可以从一组测定的数据中寻求变量之间的依赖关系, 这种函数关系称为经验公式. 本课题将介绍最小二乘法的精确定义及如何寻求 与 之间近似成线性关系时的经验公式. 假定实验测得变量之间的 个数据 , , …, , 则在 平面上, 可以得到 个点 , 这种图形称为“散点图”, 从图中可以粗略看出这些点大致散落在某直线近旁, 我们认为 与 之间近似为一线性函数, 下面介绍求解步骤.考虑函数 , 其中 和 是待定常数. 如果 在一直线上, 可以认为变量之间的关系为 . 但一般说来, 这些点不可能在同一直线上. 记 , 它反映了用直线 来描述 , 时, 计算值 与实际值 产生的偏差. 当然要求偏差越小越好, 但由于 可正可负, 因此不能认为总偏差 时, 函数 就很好地反映了变量之间的关系, 因为此时每个偏差的绝对值可能很大. 为了改进这一缺陷, 就考虑用 来代替 . 但是由于绝对值不易作解析运算, 因此, 进一步用 来度量总偏差. 因偏差的平方和最小可以保证每个偏差都不会很大. 于是问题归结为确定 中的常数 和 , 使 为最小. 用这种方法确定系数 , 的方法称为最小二乘法.

在我们研究两个变量(x, y)之间的相互关系时，通常可以得到一系列成对的数据(x1, y1、x2, y2... xm , ym)；将这些数据描绘在x -y直角坐标系中，若发现这些点在一条直线附近，可以令这条直线方程如(式1-1)。 　　Y计= a0 + a1 X (式1-1) 　　其中：a0、a1 是任意实数 　　为建立这直线方程就要确定a0和a1，应用《最小二乘法原理》，将实测值Yi与利用(式1-1)计算值(Y计=a0+a1X)的离差(Yi-Y计)的平方和〔∑(Yi - Y计)2〕最小为“优化判据”。 　　令: φ = ∑(Yi - Y计)2 (式1-2) 　　把(式1-1)代入(式1-2)中得: 　　φ = ∑(Yi - a0 - a1 Xi)2 (式1-3) 　　当∑(Yi-Y计)平方最小时，可用函数 φ 对a0、a1求偏导数，令这两个偏导数等于零。 　　(式1-4) 　　(式1-5) 　　亦即： 　　m a0 + (∑Xi ) a1 = ∑Yi (式1-6) 　　(∑Xi ) a0 + (∑Xi2 ) a1 = ∑(Xi, Yi) (式1-7) 　　得到的两个关于a0、 a1为未知数的两个方程组，解这两个方程组得出： 　　a0 = (∑Yi) / m - a1(∑Xi) / m (式1-8) 　　a1 = [n∑Xi Yi - (∑Xi ∑Yi)] / [n∑Xi2 - (∑Xi)2 )] (式1-9) 　　这时把a0、a1代入(式1-1)中, 此时的(式1-1)就是我们回归的元线性方程即：数学模型。 　　在回归过程中，回归的关联式是不可能全部通过每个回归数据点(x1, y1、 x2, y2...xm,ym),为了判断关联式的好坏,可借助相关系数“R”，统计量“F”，剩余标准偏差“S”进行判断；“R”越趋近于 1 越好；“F”的绝对值越大越好；“S”越趋近于 0 越好。 　　R = [∑XiYi - m (∑Xi / m)(∑Yi / m)]/ SQR{[∑Xi2 - m (∑Xi / m)2][∑Yi2 - m (∑Yi / m)2]} (式1-10) * 　　在(式1-1)中，m为样本容量，即实验次数；Xi、Yi分别任意一组实验X、Y的数值。

是想让拟合的直线方程与实际的误差最小。由于误差有正有负，所以，如果用误差的和来作为指标，那最后的结果是零，指导意义不能满足要求。如果用误差的绝对值来计算的话，那应该好一些。但由于函数计算中，绝对值的和的计算和分析是比较复杂的，也不易。所以，人们发明了用误差的平方来作为拟合的指标，由于平方总是正的，在统计计算中比较方便，所以误差的最小平方和（最小二乘法）就应运而生了。

普通最小二乘法的原理及推导如下：最小二乘法是统计学中十分重要的一种方法，而普通最小二乘法 (ordinary least squares,OLS)是其中最基础也是最常用的一种,其主要思想是每个点到拟合模型的距离最短 (残差最小)时的模型为最优。但是如果使用距离直接计算则会出现正负相抵的情况，而使用绝对值进行计算则会使计算变得十分繁琐，故采用距离的平方和进行计算，故最小二乘法实际上可翻译为最小平方和法。最小二乘法是统计学中十分重要的一种方法，而普通最小二乘法(ordinary least squares,OLS)是其中最基础也是最常用的一种,其主要思想是每个点到拟合模型的距离最短(残差最小)时的模型为最优。但是如果使用距离直接计算则会出现正负相抵的情况，而使用绝对值进行计算则会使计算变得十分繁琐，故采用距离的平方和进行计算，故最小二乘法实际上可翻译为最小平方和法。后人对其进行了考证，最终认为的确是Gauss先发现了最小二乘法，但是在当时并没有引起太大的反响，人们并没有认识到这一方法的重要性，直到Legendre的研究结果问世以及Gauss通过最小二乘法帮助天文学家成功预测了谷神星的轨道。人们才真正认识到最小二乘法的重要意义。虽然Gauss最先发现了最小二乘法，但Legendre最先较为系统的总结了这一方法并引起了数学界的注意，两位数学家同样值得人们尊敬。

我也在找这个啊。。

那如何使用法则原则非常多的一些东西呢？请大神指点，可以取一下你们旁边的一些大石头。

3、简述参数最小二乘估计的基本原理？对于x和y的n对观察值，用于描述其关系的直线有多条，究竟用哪条直线来代表两个变量之间的关系，需要有一个明确的原则。这时用距离各观测点最近的一条直线，用它来代表x与y之间的关系与实际数据的误差比其它任何直线都小。根据这一思想求得直线中未知常数的方法称为最小二乘法，即使因变量的观察值与估计值之间的离差平方和达到最小来求得 和 的方法

推荐维基百科，介绍的非常详细。

百度百科：在我们研究两个变量（x,y）之间的相互关系时，通常可以得到一系列成对的数据（x1,y1.x2,y2... xm,ym）；将这些数据描绘在x -y直角坐标系中，若发现这些点在一条直线附近，可以令这条直线方程如（式1-1）。Yj= a0 + a1 Xi （式1-1) 其中：a0、a1 是任意实数 为建立这直线方程就要确定a0和a1，应用《最小二乘法原理》，将实测值Yi与利用（式1-1）计算值（Yj=a0+a1X）的离差（Yi-Yj）的平方和〔∑（Yi - Yj）2〕最小为“优化判据”。令：φ = ∑（Yi - Yj）2 （式1-2) 把（式1-1）代入（式1-2）中得： φ = ∑（Yi - a0 - a1Xi)2 （式1-3) 当∑（Yi-Yj）平方最小时，可用函数 φ 对a0、a1求偏导数，令这两个偏导数等于零。（式1-4) （式1-5) 亦即：m a0 + （∑Xi ) a1 = ∑Yi （式1-6) （∑Xi ) a0 + （∑Xi2 ) a1 = ∑（Xi,Yi) （式1-7) 得到的两个关于a0、 a1为未知数的两个方程组，解这两个方程组得出：a0 = （∑Yi) / m - a1（∑Xi) / m （式1-8) a1 = [m∑Xi Yi - （∑Xi ∑Yi)] / [m∑Xi2 - （∑Xi)2 )] （式1-9) 这时把a0、a1代入（式1-1）中， 此时的(式1-1）就是我们回归的元线性方程即：数学模型。在回归过程中，回归的关联式是不可能全部通过每个回归数据点（x1,y1. x2,y2...xm,ym），为了判断关联式的好坏，可借助相关系数“R”，统计量“F”，剩余标准偏差“S”进行判断；“R”越趋近于 1 越好；“F”的绝对值越大越好；“S”越趋近于 0 越好。R = [∑XiYi - m （∑Xi / m）（∑Yi / m)]/ SQR{[∑Xi2 - m （∑Xi / m)2][∑Yi2 - m （∑Yi / m)2]} （式1-10) * 在（式1-1）中，m为样本容量，即实验次数；Xi、Yi分别任意一组实验X、Y的数值。

是想让拟合的直线方程与实际的误差最小。由于误差有正有负，所以，如果用误差的和来作为指标，那最后的结果是零，指导意义不能满足要求。如果用误差的绝对值来计算的话，那应该好一些。但由于函数计算中，绝对值的和的计算和分析是比较复杂的，也不易。所以，人们发明了用误差的平方来作为拟合的指标，由于平方总是正的，在统计计算中比较方便，所以误差的最小平方和（最小二乘法）就应运而生了。

哦，我也不知道怎么说啊，我6年级，记不清了

计量经济学中的普通最小二乘法（OLS）的4个基本假设条件分别为：1、解释变量是确定变量，不是随机变量。2、随机误差项具有零均值、同方差何不序列相关性。3、随机误差项与解释变量之间不相关。4、随机误差项服从零均值、同方差、零协方差的正态分布。一、原理工具变量法对于恰好识别的结构方程是有效的。但对过度识别方程虽然能够给出过度识别结构方程的参数估计，但这种方法不是有效的。其原因在于选择工具变量的任意性和失去了未被选用的前定变量所提供的信息。那么如何解决在模型中选取前定变量来构造内生说明变量的工具变量呢?二、特性在实际应用二阶段最小二乘法时，第一阶段对约简型方程应用OLS法只需求出我们所需要的，并不需要求出相应的εit的值。第二阶段只需用代替所估计方程右边的yit即可应用OLS法，只不过这里的ε*it已不是原来uit罢了。综上所述，二阶段最小二乘法第一阶段的任务是产生一个工具变量。第二阶段的任务是通过一种特殊形式的工具变量法得出结构参数的一致估计量。三、实现一个很自然的想法是，如果模型中每个内生说明变量的工具变量都在前定变量中选取，那么工具变量的最普遍的形式便是模型中所有前定变量的线性组合，也就是我们可以利用间接最小二乘法将约简型方程估计式作为工具变量。这就解决了选择工具变量的唯一性和合理性的问题。所谓合理就是指工具变量与它所代表的内生说明变量相关性最强。四、应用在EViews软件中，二阶段最小二乘法，选择工具变量可以直接应用TSLS来实现。

让(((采样的点)跟(拟合的曲线)的距离)总和)最小.不是非要直线不可,任何曲线都可以的. 最小二乘法 在我们研究两个变量(x, y)之间的相互关系时，通常可以得到一系列成对的数据(x1, y1、x2, y2... xm , ym)；将这些数据描绘在x -y直角坐标系中(如图1), 若发现这些点在一条直线附近，可以令这条直线方程如(式1-1)。 Y计= a0 + a1 X (式1-1) 其中：a0、a1 是任意实数 为建立这直线方程就要确定a0和a1，应用《最小二乘法原理》，将实测值Yi与利用(式1-1)计算值(Y计=a0+a1X)的离差(Yi-Y计)的平方和〔∑(Yi - Y计)2〕最小为“优化判据”。 令: φ = ∑(Yi - Y计)2 (式1-2) 把(式1-1)代入(式1-2)中得: φ = ∑(Yi - a0 - a1 Xi)2 (式1-3) 当∑(Yi-Y计)平方最小时，可用函数 φ 对a0、a1求偏导数，令这两个偏导数等于零。 (式1-4) (式1-5) 亦即： m a0 + (∑Xi ) a1 = ∑Yi (式1-6) (∑Xi ) a0 + (∑Xi2 ) a1 = ∑(Xi, Yi) (式1-7) 得到的两个关于a0、 a1为未知数的两个方程组，解这两个方程组得出： a0 = (∑Yi) / m - a1(∑Xi) / m (式1-8) a1 = [∑Xi Yi - (∑Xi ∑Yi)/ m] / [∑Xi2 - (∑Xi)2 / m)] (式1-9) 这时把a0、a1代入(式1-1)中, 此时的(式1-1)就是我们回归的元线性方程即：数学模型。 在回归过程中，回归的关联式是不可能全部通过每个回归数据点(x1, y1、 x2, y2...xm,ym),为了判断关联式的好坏,可借助相关系数“R”，统计量“F”，剩余标准偏差“S”进行判断；“R”越趋近于 1 越好；“F”的绝对值越大越好；“S”越趋近于 0 越好。 R = [∑XiYi - m (∑Xi / m)(∑Yi / m)]/ SQR{[∑Xi2 - m (∑Xi / m)2][∑Yi2 - m (∑Yi / m)2]} (式1-10) ＊ 在(式1-1)中，m为样本容量，即实验次数；Xi、Yi分别任意一组实验X、Y的数值。微积分应用课题一 最小二乘法 从前面的学习中, 我们知道最小二乘法可以用来处理一组数据, 可以从一组测定的数据中寻求变量之间的依赖关系, 这种函数关系称为经验公式. 本课题将介绍最小二乘法的精确定义及如何寻求 与 之间近似成线性关系时的经验公式. 假定实验测得变量之间的 个数据 , , …, , 则在 平面上, 可以得到 个点 , 这种图形称为“散点图”, 从图中可以粗略看出这些点大致散落在某直线近旁, 我们认为 与 之间近似为一线性函数, 下面介绍求解步骤. 考虑函数 , 其中 和 是待定常数. 如果 在一直线上, 可以认为变量之间的关系为 . 但一般说来, 这些点不可能在同一直线上. 记 , 它反映了用直线 来描述 , 时, 计算值 与实际值 产生的偏差. 当然要求偏差越小越好, 但由于 可正可负, 因此不能认为总偏差 时, 函数 就很好地反映了变量之间的关系, 因为此时每个偏差的绝对值可能很大. 为了改进这一缺陷, 就考虑用 来代替 . 但是由于绝对值不易作解析运算, 因此, 进一步用 来度量总偏差. 因偏差的平方和最小可以保证每个偏差都不会很大. 于是问题归结为确定 中的常数 和 , 使 为最小. 用这种方法确定系数 , 的方法称为最小二乘法.希望能够帮到你

计量经济学中的普通最小二乘法（OLS）的4个基本假设条件分别为：1、解释变量是确定变量，不是随机变量。2、随机误差项具有零均值、同方差何不序列相关性。3、随机误差项与解释变量之间不相关。4、随机误差项服从零均值、同方差、零协方差的正态分布。一、原理工具变量法对于恰好识别的结构方程是有效的。但对过度识别方程虽然能够给出过度识别结构方程的参数估计，但这种方法不是有效的。其原因在于选择工具变量的任意性和失去了未被选用的前定变量所提供的信息。那么如何解决在模型中选取前定变量来构造内生说明变量的工具变量呢?二、特性在实际应用二阶段最小二乘法时，第一阶段对约简型方程应用OLS法只需求出我们所需要的，并不需要求出相应的εit的值。第二阶段只需用代替所估计方程右边的yit即可应用OLS法，只不过这里的ε*it已不是原来uit罢了。综上所述，二阶段最小二乘法第一阶段的任务是产生一个工具变量。第二阶段的任务是通过一种特殊形式的工具变量法得出结构参数的一致估计量。三、实现一个很自然的想法是，如果模型中每个内生说明变量的工具变量都在前定变量中选取，那么工具变量的最普遍的形式便是模型中所有前定变量的线性组合，也就是我们可以利用间接最小二乘法将约简型方程估计式作为工具变量。这就解决了选择工具变量的唯一性和合理性的问题。所谓合理就是指工具变量与它所代表的内生说明变量相关性最强。四、应用在EViews软件中，二阶段最小二乘法，选择工具变量可以直接应用TSLS来实现。

普通最小二乘法（Ordinary Least Square，简称OLS），是应用最多的参数估计方法，也是从最小二乘原理出发的其他估计方法的基础。 在已经获得样本观测值 （i=1,2,…,n）的情况下（见图2.2.1中的散点），假如模型（2.2.1）的参数估计量已经求得到，为 和 ，并且是最合理的参数估计量，那么直线方程（见图2.2.1中的直线） i=1,2,…,n (2.2.2) 应该能够最好地拟合样本数据。其中 为被解释变量的估计值，它是由参数估计量和解释变量的观测值计算得到的。那么，被解释变量的估计值与观测值应该在总体上最为接近，判断的标准是二者之差的平方和最小。 (2.2.3) 为什么用平方和？因为二者之差可正可负，简单求和可能将很大的误差抵消掉，只有平方和才能反映二者在总体上的接近程度。这就是最小二乘原则。那么，就可以从最小二乘原则和样本观测值出发，求得参数估计量。 由于 是 、 的二次函数并且非负，所以其极小值总是存在的。根据罗彼塔法则，当Q对 、 的一阶偏导数为0时，Q达到最小。即 (2.2.4) 容易推得特征方程： 解得： （2.2.5） 所以有： （2.2.6） 于是得到了符合最小二乘原则的参数估计量。 为减少计算工作量，许多教科书介绍了采用样本值的离差形式的参数估计量的计算公式。由于现在计量经济学计算机软件被普遍采用，计算工作量已经不是什么问题。但离差形式的计算公式在其他方面也有应用，故在此写出有关公式，不作详细说明。记 （2.2.6）的参数估计量可以写成 (2.2.7) 至此，完成了模型估计的第一项任务。下面进行模型估计的第二项任务，即求随机误差项方差的估计量。记 为第i个样本观测点的残差，即被解释变量的估计值与观测值之差。则随机误差项方差的估计量为 (2.2.8) 在关于 的无偏性的证明中，将给出（2.2.8）的推导过程，有兴趣的读者可以参考有关资料。 在结束普通最小二乘估计的时候，需要交代一个重要的概念，即“估计量”和“估计值”的区别。由（2.2.6）给出的参数估计结果是由一个具体样本资料计算出来的，它是一个“估计值”，或者“点估计”，是参数估计量 和 的一个具体数值；但从另一个角度，仅仅把（2.2.6）看成 和 的一个表达式，那么，则是 的函数，而 是随机变量，所以 和 也是随机变量，在这个角度上，称之为“估计量”。在本章后续内容中，有时把 和 作为随机变量，有时又把 和 作为确定的数值，道理就在于此。

你好。 最小二乘法（又称最小平方法）是一种数学优化技术。它通过最小化误差的平方和寻找数据的最佳函数匹配。利用最小二乘法可以简便地求得未知的数据，并使得这些求得的数据与实际数据之间误差的平方和为最小。最小二乘法还可用于曲线拟合。其他一些优化问题也可通过最小化能量或最大化熵用最小二乘法来表达。

一、最小二乘法的优点：1、最小二乘法能通过最小化误差的平方和寻找数据的最佳函数匹配。2、利用最小二乘法能简便地求得未知的数据，并使得这些求得的数据与实际数据之间误差的平方和为最小。3、最小二乘法可用于曲线拟合。其他一些优化问题也可通过最小化能量或最大化熵用最小二乘法来表达。当自变量和因变量同时存在均值为零，相同方差的随机误差时，此方法能给出在统计意义上最好的参数拟合结果。二、、最小二乘法的缺点：XTX不可逆时，不能用最小二乘估计。最小二乘法是线性估计，已经默认了是线性的关系，使用有一定局限性。在回归过程中，回归的关联式不可能全部通过每个回归数据点。扩展资料最小二乘法的原理：研究两个变量（x,y）之间的相互关系时，通常可以得到一系列成对的数据（x1,y1.x2,y2... xm,ym）；将这些数据描绘在x -y直角坐标系中，若发现这些点在一条直线附近，可以令这条直线方程如：其中：a0、a1 是任意实数为建立这直线方程就要确定a0和a1，应用《最小二乘法原理》，将实测值Yi与利用计算值Yj（Yj=a0+a1Xi）（式1-1）的离差（Yi-Yj）的平方和最小为“优化判据”。参考资料来源：百度百科-最小二乘法

是想让拟合的直线方程与实际的误差最小。由于误差有正有负，所以，如果用误差的和来作为指标，那最后的结果是零，指导意义不能满足要求。如果用误差的绝对值来计算的话，那应该好一些。但由于函数计算中，绝对值的和的计算和分析是比较复杂的，也不易。所以，人们发明了用误差的平方来作为拟合的指标，由于平方总是正的，在统计计算中比较方便，所以误差的最小平方和（最小二乘法）就应运而生了。

　　普通最小二乘法（Ordinary Least Square，简称OLS），是应用最多的参数估计方法，也是从最小二乘原理出发的其他估计方法的基础。　　在已经获得样本观测值 （i=1,2,…,n）的情况下（见图2.2.1中的散点），假如模型（2.2.1）的参数估计量已经求得到，为 和 ，并且是最合理的参数估计量，那么直线方程（见图2.2.1中的直线）　　i=1,2,…,n (2.2.2)　　应该能够最好地拟合样本数据。其中 为被解释变量的估计值，它是由参数估计量和解释变量的观测值计算得到的。那么，被解释变量的估计值与观测值应该在总体上最为接近，判断的标准是二者之差的平方和最小。　　(2.2.3)　　为什么用平方和？因为二者之差可正可负，简单求和可能将很大的误差抵消掉，只有平方和才能反映二者在总体上的接近程度。这就是最小二乘原则。那么，就可以从最小二乘原则和样本观测值出发，求得参数估计量。　　由于　　是 、 的二次函数并且非负，所以其极小值总是存在的。根据罗彼塔法则，当Q对 、 的一阶偏导数为0时，Q达到最小。即　　(2.2.4)　　容易推得特征方程：　　解得：　　（2.2.5）　　所以有： （2.2.6）　　于是得到了符合最小二乘原则的参数估计量。　　为减少计算工作量，许多教科书介绍了采用样本值的离差形式的参数估计量的计算公式。由于现在计量经济学计算机软件被普遍采用，计算工作量已经不是什么问题。但离差形式的计算公式在其他方面也有应用，故在此写出有关公式，不作详细说明。记　　（2.2.6）的参数估计量可以写成　　(2.2.7)　　至此，完成了模型估计的第一项任务。下面进行模型估计的第二项任务，即求随机误差项方差的估计量。记 为第i个样本观测点的残差，即被解释变量的估计值与观测值之差。则随机误差项方差的估计量为　　(2.2.8)　　在关于 的无偏性的证明中，将给出（2.2.8）的推导过程，有兴趣的读者可以参考有关资料。　　在结束普通最小二乘估计的时候，需要交代一个重要的概念，即“估计量”和“估计值”的区别。由（2.2.6）给出的参数估计结果是由一个具体样本资料计算出来的，它是一个“估计值”，或者“点估计”，是参数估计量 和 的一个具体数值；但从另一个角度，仅仅把（2.2.6）看成 和 的一个表达式，那么，则是 的函数，而 是随机变量，所以 和 也是随机变量，在这个角度上，称之为“估计量”。在本章后续内容中，有时把 和 作为随机变量，有时又把 和 作为确定的数值，道理就在于此。

最小平方法 最小平方法（又称最小二乘法）是一种数学优化技术,它通过最小化误差的平方和找到一组数据的最佳函数匹配. 最小平方法是用最简的方法求得一些绝对不可知的真值,而令误差平方之和为最小. 最小平方法通常用於曲缐拟合.很多其他的优化问题也可通过最小化能量或最大化熵用最小二乘形式表达. 1801义大利天文学家朱赛普·皮亚齐发现了第一颗小行星谷神星,在40天的跟踪观测后,谷神星运行至太阳背后.皮亚齐失去了谷神星的位置.随后全世界的科学家通过皮亚齐的观测数据开始了寻找谷神星的行动.但是大多数的计算都没有结果,只有当时年仅24岁的高斯成功计算出了谷神星的轨道,奥地利天文学家海因里希·奥尔伯斯在高斯计算出的轨道上发现了重新发现了谷神星,从此高斯闻名世界.他的这个最小二乘的方法发表在1809年的著作《天体运动论》中.法国科学家勒让德也於1806年独立发明最小平方法. 1829年,高斯提供了这个方法较其它方法为优的证明：最小平方法在很大方面上优化效果犟於其它方法,被称为高斯-莫卡夫定理.

优点：容易通过计算机的简单程序实现缺点：麻烦 不能得到无理数根的这种确定解