建模与仿真统计回归模型.ppt

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1、1,2023/8/14,牙膏的销售量 软件开发人员的薪金酶促反应,第十章 统计回归模型,2,2023/8/14,回归模型是用统计分析方法建立的最常用的一类模型,数学建模的基本方法,机理分析,测试分析,通过对数据的统计分析，找出与数据拟合最好的模型,不涉及回归分析的数学原理和方法,通过实例讨论如何选择不同类型的模型,对软件得到的结果进行分析，对模型进行改进,由于客观事物内部规律的复杂及人们认识程度的限制,无法分析实际对象内在的因果关系，建立合乎机理规律的数学模型。,3,2023/8/14,10.1 牙膏的销售量,问题,建立牙膏销售量与价格、广告投入之间的模型,预测在不同价格和广告费用下的牙膏销售

2、量,收集了30个销售周期本公司牙膏销售量、价格、广告费用，及同期其它厂家同类牙膏的平均售价,4,2023/8/14,基本模型,y 公司牙膏销售量,x1其它厂家与本公司价格差,x2公司广告费用,x1,x2解释变量(回归变量,自变量),y被解释变量（因变量）,0,1,2,3 回归系数,随机误差（均值为零的正态分布随机变量）,5,2023/8/14,MATLAB 统计工具箱,模型求解,b,bint,r,rint,stats=regress(y,x,alpha),输入,x=n4数据矩阵,第1列为全1向量,alpha(置信水平,0.05),b的估计值,bintb的置信区间,r 残差向量y-xb,rint

3、r的置信区间,Stats检验统计量 R2,F,p,yn维数据向量,输出,由数据 y,x1,x2估计,6,2023/8/14,结果分析,y的90.54%可由模型确定,F远超过F检验的临界值,p远小于=0.05,2的置信区间包含零点(右端点距零点很近),x2对因变量y 的影响不太显著,x22项显著,可将x2保留在模型中,模型从整体上看成立,7,2023/8/14,销售量预测,价格差x1=其它厂家价格x3-本公司价格x4,估计x3,调整x4,控制价格差x1=0.2元，投入广告费x2=650万元,销售量预测区间为 7.8230，8.7636（置信度95%）,上限用作库存管理的目标值,下限用来把握公司的

4、现金流,若估计x3=3.9，设定x4=3.7，则可以95%的把握知道销售额在 7.83203.7 29（百万元）以上,(百万支),8,2023/8/14,模型改进,x1和x2对y的影响独立,9,2023/8/14,两模型销售量预测比较,(百万支),区间 7.8230，8.7636,区间 7.8953，8.7592,(百万支),控制价格差x1=0.2元，投入广告费x2=6.5百万元,预测区间长度更短,略有增加,10,2023/8/14,x2=6.5,x1=0.2,x1,x1,x2,x2,两模型 与x1,x2关系的比较,11,2023/8/14,交互作用影响的讨论,价格差 x1=0.1,价格差 x

5、1=0.3,加大广告投入使销售量增加（x2大于6百万元）,价格差较小时增加的速率更大,x2,12,2023/8/14,完全二次多项式模型,MATLAB中有命令rstool直接求解,从输出 Export 可得,13,2023/8/14,function y=ill(t,x)a=1;b=0.3;y=a*x(1)*x(2)-b*x(1),-a*x(1)*x(2);ts=0:50;x0=0.02,0.98;t,x=ode45(ill,ts,x0);t,xplot(t,x(:,1),t,x(:,2);gridfigureplot(x(:,2),x(:,1),grid,运行结果如下：,附MATLAB部分程

6、序,14,2023/8/14,15,2023/8/14,16,2023/8/14,10.2 软件开发人员的薪金,资历 从事专业工作的年数；管理 1=管理人员，0=非管理人员；教育 1=中学，2=大学，3=更高程度,建立模型研究薪金与资历、管理责任、教育程度的关系,分析人事策略的合理性，作为新聘用人员薪金的参考,17,2023/8/14,分析与假设,y 薪金，x1 资历（年）,x2=1 管理人员，x2=0 非管理人员,1=中学2=大学3=更高,资历每加一年薪金的增长是常数；管理、教育、资历之间无交互作用,教育,线性回归模型,a0,a1,a4是待估计的回归系数，是随机误差,18,2023/8/14

7、,模型求解,R2,F,p 模型整体上可用,资历增加1年薪金增长546,管理人员薪金多6883,中学程度薪金比更高的少2994,大学程度薪金比更高的多148,a4置信区间包含零点，解释不可靠!,19,2023/8/14,残差分析方法,结果分析,残差,e 与资历x1的关系,e与管理教育组合的关系,残差全为正，或全为负，管理教育组合处理不当,残差大概分成3个水平，6种管理教育组合混在一起，未正确反映。,应在模型中增加管理x2与教育x3,x4的交互项,20,2023/8/14,进一步的模型,增加管理x2与教育x3,x4的交互项,R2,F有改进，所有回归系数置信区间都不含零点，模型完全可用,消除了不正常

8、现象,异常数据(33号)应去掉,e x1,e 组合,21,2023/8/14,去掉异常数据后的结果,e x1,e 组合,R2：0.957 0.999 0.9998F：226 554 36701 置信区间长度更短,残差图十分正常,最终模型的结果可以应用,22,2023/8/14,模型应用,制订6种管理教育组合人员的“基础”薪金(资历为0）,中学：x3=1,x4=0；大学：x3=0,x4=1；更高：x3=0,x4=0,x1=0；x2=1 管理，x2=0 非管理,大学程度管理人员比更高程度管理人员的薪金高,大学程度非管理人员比更高程度非管理人员的薪金略低,23,2023/8/14,对定性因素(如管理

9、、教育)，可以引入0-1变量处理，0-1变量的个数应比定性因素的水平少1,软件开发人员的薪金,残差分析方法可以发现模型的缺陷，引入交互作用项常常能够改善模型,剔除异常数据，有助于得到更好的结果,注：可以直接对6种管理教育组合引入5个0-1变量,24,2023/8/14,10.3 酶促反应,问题,研究酶促反应（酶催化反应）中嘌呤霉素对反应速度与底物（反应物）浓度之间关系的影响,建立数学模型，反映该酶促反应的速度与底物浓度以及经嘌呤霉素处理与否之间的关系,设计了两个实验：酶经过嘌呤霉素处理；酶未经嘌呤霉素处理。实验数据见下表:,方案,25,2023/8/14,线性化模型,经嘌呤霉素处理后实验数据的

10、估计结果,对1,2非线性,26,2023/8/14,线性化模型结果分析,x较大时，y有较大偏差,1/x较小时有很好的线性趋势，1/x较大时出现很大的起落,参数估计时，x较小（1/x很大）的数据控制了回归参数的确定,27,2023/8/14,beta,R,J=nlinfit(x,y,model,beta0),beta的置信区间,MATLAB 统计工具箱,输入,x自变量数据矩阵y 因变量数据向量,beta 参数的估计值R 残差，J 估计预测误差的Jacobi矩阵,model 模型的函数M文件名beta0 给定的参数初值,输出,betaci=nlparci(beta,R,J),非线性模型参数估计,f

11、unction y=f1(beta,x)y=beta(1)*x./(beta(2)+x);,x=;y=;beta0=195.8027 0.04841;beta,R,J=nlinfit(x,y,f1,beta0);betaci=nlparci(beta,R,J);beta,betaci,beta0线性化模型估计结果,28,2023/8/14,非线性模型结果分析,画面左下方的Export 输出其它统计结果。,拖动画面的十字线，得y的预测值和预测区间,剩余标准差s=10.9337,最终反应速度为半速度点(达到最终速度一半时的x值)为,其它输出,命令nlintool 给出交互画面,o 原始数据+拟合结

12、果,29,2023/8/14,混合反应模型,x1为底物浓度，x2为一示性变量 x2=1表示经过处理，x2=0表示未经处理 1是未经处理的最终反应速度 1是经处理后最终反应速度的增长值 2是未经处理的反应的半速度点 2是经处理后反应的半速度点的增长值,在同一模型中考虑嘌呤霉素处理的影响,30,2023/8/14,o 原始数据+拟合结果,混合模型求解,用nlinfit 和 nlintool命令,估计结果和预测,剩余标准差s=10.4000,2置信区间包含零点，表明2对因变量y的影响不显著,31,2023/8/14,简化的混合模型,简化的混合模型形式简单，参数置信区间不含零点,剩余标准差 s=10.5851，比一般混合模型略大,估计结果和预测,32,2023/8/14,一般混合模型与简化混合模型预测比较,简化混合模型的预测区间较短，更为实用、有效,预测区间为预测值,33,2023/8/14,注：非线性模型拟合程度的评价无法直接利用线性模型的方法，但R2 与s仍然有效。,酶促反应,反应速度与底物浓度的关系,非线性关系,求解线性模型,求解非线性模型,嘌呤霉素处理对反应速度与底物浓度关系的影响,混合模型,简化模型,