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统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|The Proposed Risk Assessment Model

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风险决策。一个组织的领导层决定接受一个具有特定风险功能的选项,而不是另一个,或者是不采取任何行动。我认为,任何有价值的组织的主管领导都可以在适当的级别上做出这样的决定。

这个术语是在备选方案之间做出决定的简称,其中至少有一个方案有损失的概率。(通常在网络风险中,我们关注的是损失,但所有的想法都自然地延伸到上升或机会风险。很少有人和更少的组织会在没有预期利益的情况下承担风险,即使只是避免成本)。

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统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|The Proposed Risk Assessment Model

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Bayesian BWM

In order to more objective integrate the opinions of multiple risk analysts, Mohammadi and Rezaei $(2020)$ developed a probabilistic model of BWM, called Bayesian BWM. Because the judgments provided by each decision-maker in BWM are different, the two vectors information would be different (risk analysts may choose

different best/worst evaluated item). Therefore, it is not possible to aggregate the opinions of multiple risk analysts by using arithmetic averages. The weight vector of the MCDM is $w_{j}=\left(w_{1}, w_{2}, \ldots, w_{j}, \ldots, w_{n}\right)$, with $\sum_{j=1}^{n} w_{j}=1$ and $w_{j} \geq 0$ required. Each $w_{j}$ is represented as the weight of the corresponding evaluated item $C_{j}$. The evaluated item $C_{j}$ can be regarded as a random event, and the weight $w_{j}$ is their occurrence probability. According to probability theory, the same is true for $\sum_{j=1}^{n} w_{j}=1$ and $w_{j} \geq 0$. Therefore, it is feasible to construct a probability model from the perspective of decision-making. The execution steps are as follows (Mohammadi and Rezaei 2020):
Steps 1-4. The same as Steps $1-4$ of conventional BWM.
Step 5. Calculate the best weight value of the group of evaluated items.
The input data $A_{B}$ and $A_{W}$ of the BWM can be builded as a probability model of polynomial distribution. The contents of the two vectors are both positive integers, the probability mass function of the polynomial distribution of a given $A_{W}$ is
$$
P\left(A_{W} \mid w\right)=\frac{\left(\sum_{j=1}^{n} a_{j w}\right) !}{\prod_{j=1}^{n} a_{j w} !} \prod_{j=1}^{n} w_{j}^{a_{j w}}
$$
where $w$ is the polynomial distribution, the probability of event $j$ is proportional to the number of occurrences and the total number of experiments.
$$
w_{j} \propto \frac{a_{j w}}{\sum_{j=1}^{n} a_{j w}}, \forall j=1,2, \ldots, n .
$$
Similarly, the worst evaluated item $C_{W}$ can be written as follows:
$$
w_{W} \propto \frac{a_{W W}}{\sum_{j=1}^{n} a_{j W}}=\frac{1}{\sum_{j=1}^{n} a_{j W}} .
$$
Equations (2.6) and (2.7) can be integrated to obtain the following:
$$
\frac{w_{j}}{w_{W}} \propto a_{j w}, \forall j=1,2, \ldots, n
$$
Besides, $A_{B}$ is modeled using polynomial distribution. However, the concepts of the generation of $A_{B}$ and $A_{W}$ are different. The former is the optimal evaluated item $B$ compared to the other evaluated items $j$. The larger the evaluation value, the smaller the weight of the compared evaluated item $j$; the latter refers to other evaluated items. The evaluation item $j$ is compared with the worst evaluated item $W$. The larger the evaluation value, the greater the weight of the evaluated item $j$. Therefore, the conversion of the assessment content of $A_{B}$ into the weight should be reciprocal.

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Classifiable TOPSIS Technique

TOPSIS technique is one of the most popular sorting methods for ranking the evaluated items. This method is to determine the relative position of each evaluated item by determining the degree of separation between each evaluated item and the positive and negative ideal solutions (PIS and NIS). The optimal evaluated item is the one closest to the PIS and the farthest away from the NIS. In risk management, the

closer to the positive ideal solution, the greater the degree of risk. TOPSIS will not affect the time and quality of the solution due to the number of evaluated items. In addition, this paper applies classifiable TOPSIS technique (Liaw et al. 2020), which can not only obtain a more reliable ranking, but also divide all the evaluated items into four risk levels. When a new evaluated item is added, the method can be used to immediately assign a level to it. The detailed classifiable TOPSIS technique steps are described as follows (Liaw et al. 2020):
Step 1. Build the initial evaluation matrix $\boldsymbol{X}$
Assume that there are $i$ evaluated items in the risk assessment framework, $i=1$, $2, \ldots, m ; j$ represents 4 risk factors, $\mathrm{S}, \mathrm{O}, \mathrm{D}$, and $\mathrm{E}$. Under each risk factor, the risk values of the evaluated items are evaluated to obtain the initial evaluation matrix. In the paper, Bayesian BWM is used to obtain the content of the matrix.
$$
\mathcal{X}=\left[\begin{array}{cccc}
d_{1 S} & d_{1 O} & d_{1 D} & d_{1 E} \
d_{2 S} & d_{2 O} & d_{2 D} & d_{2 E} \
\vdots & \vdots & \vdots & \vdots \
d_{i S} & d_{i O} & d_{i D} & d_{i E} \
\vdots & \vdots & \vdots & \vdots \
d_{m S} & d_{m O} & d_{m D} & d_{m E}
\end{array}\right], i=1,2,
$$
Step 2. Calculate the normalized evaluation matrix $X^{*}$
Because the data range obtained through Bayesian BWM is already between 0 and 1. Therefore, this step does not need to be executed.

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Problem Description

The practicality and effectiveness of the developed risk assessment model can be illustrated through a practical case. The reliability and robustness of machine tools are very important to the manufacturing industry, because it is the main production equipment in the manufacturing industry. Quality control engineers or risk analysts must implement risk assessment and improvement plans for new products to reduce the occurrence of product failures. The company in this case is a multinational manufacturer of machine tool parts in Taiwan. The company’s machine tool components include computer numerical control (CNC) rotary tables, indexing tables, hydraulic indexing tables, auto-pallet changer with worktable, etc. In the face of a competitive global market, the company must develop products that are more stable, more precise, faster, and more functional. Therefore, the company implements FMEA activities before the launch of various new products.

The FMEA team was composed of senior department heads of the company. There were seven risk analysts from six different departments, including business department, design department, manufacturing department, quality control department, management department, and sales service department. The seven risk analysts had more than 15 years of experience in the machine tool manufacturing industry and have participated in machine tool related international exhibitions for many times. In addition to their professional technical knowledge, they also understood the development trend of machine tools. In the study, the case company used a newly developed computer numerical control (CNC) rotary table as the product of FMEA analysis, which is CNC rotary tilting Table 250 (TRT-250). As an NC controlled 2 axis table, TRT-250 is suitable for larger workloads in 5 axis machining. A one-piece housing structure with a powerful hydraulic clamping system offers a greater clamping torque and high loading capacities. It is also designed for easy installation and alignment. The FMEA team listed all the failure modes and evaluated the key failure modes, as shown in Table 2.7.

It can be seen from Table $2.7$ that there are nine critical failure modes. They are the rotating shaft segmentation accuracy exceeding the standard (FM1), the rotating shaft reproducibility exceeding the standard (FM2), the positive/negative clearance of the rotating shaft exceeding the standard (FM3), the inclined shaft reproducibility exceeding the standard (FM4), the positive/negative clearance of the inclined shaft exceeding the standard (FM5), the machine making noise when the inclined shaft rotates (FM6), abnormal proximity switch (FM7), oil leakage from the disk surface (FM8), and improper waterproof measures (FM9). FMEA was performed to further analyze them.

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|The Proposed Risk Assessment Model

决策与风险代写

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Bayesian BWM

为了更客观地整合多位风险分析师 Mohammadi 和 Rezaei 的意见(2020)开发了 BWM 的概率模型,称为贝叶斯 BWM。由于 BWM 中每个决策者提供的判断不同,因此两个向量信息会不同(风险分析师可能会选择

不同的最佳/最差评估项目)。因此,不可能使用算术平均来汇总多个风险分析师的意见。MCDM 的权重向量为在j=(在1,在2,…,在j,…,在n), 和∑j=1n在j=1和在j≥0必需的。每个在j表示为对应评估项的权重Cj. 评估项目Cj可以看作是一个随机事件,权重在j是它们的发生概率。根据概率论,同样适用于∑j=1n在j=1和在j≥0. 因此,从决策的角度构建概率模型是可行的。执行步骤如下(Mohammadi and Rezaei 2020):
步骤 1-4。与步骤相同1−4常规 BWM。
Step 5. 计算评估项目组的最佳权重值。
输入数据一种乙和一种在BWM 可以构建为多项式分布的概率模型。两个向量的内容都是正整数,给定多项式分布的概率质量函数一种在是
磷(一种在∣在)=(∑j=1n一种j在)!∏j=1n一种j在!∏j=1n在j一种j在
在哪里在是多项式分布,事件的概率j与出现次数和实验总数成正比。
在j∝一种j在∑j=1n一种j在,∀j=1,2,…,n.
同样,评估最差的项目C在可以写成如下:
在在∝一种在在∑j=1n一种j在=1∑j=1n一种j在.
等式 (2.6) 和 (2.7) 可以积分得到以下结果:
在j在在∝一种j在,∀j=1,2,…,n
除了,一种乙使用多项式分布建模。但是,生成的概念一种乙和一种在是不同的。前者为最优评价项目乙与其他评估项目相比j. 评价值越大,被比较评价项目的权重越小j; 后者指其他评估项目。评价项目j与评估最差的项目进行比较在. 评价值越大,评价项目的权重越大j. 因此,评估内容的转换一种乙进的重量应该是倒数。

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Classifiable TOPSIS Technique

TOPSIS技术是最流行的排序方法之一,用于对评估项目进行排名。该方法是通过确定每个被评估项目与正负理想解(PIS和NIS)之间的分离程度来确定每个被评估项目的相对位置。最优评价项目是最接近 PIS 和最远离 NIS 的项目。在风险管理中,

越接近正理想解,风险程度越大。TOPSIS 不会因为评估项目的数量而影响解决方案的时间和质量。此外,本文应用了可分类TOPSIS技术(Liaw et al. 2020),不仅可以获得更可靠的排名,而且将所有评估项目分为四个风险等级。当添加一个新的评估项目时,该方法可用于立即为其分配一个级别。详细的可分类 TOPSIS 技术步骤描述如下(Liaw et al. 2020):
步骤 1. 建立初始评估矩阵X
假设有一世风险评估框架中的评估项目,一世=1,2,…,米;j代表4个风险因素,小号,这,D, 和和. 在每个风险因素下,对被评估项目的风险值进行评估,得到初始评估矩阵。论文中使用贝叶斯BWM来获取矩阵的内容。
X=[d1小号d1这d1Dd1和 d2小号d2这d2Dd2和 ⋮⋮⋮⋮ d一世小号d一世这d一世Dd一世和 ⋮⋮⋮⋮ d米小号d米这d米Dd米和],一世=1,2,
步骤 2. 计算归一化评估矩阵X∗
因为通过贝叶斯BWM得到的数据范围已经在0到1之间,所以不需要执行这一步。

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Problem Description

所开发的风险评估模型的实用性和有效性可以通过一个实际案例来说明。机床的可靠性和坚固性对制造业来说非常重要,因为它是制造业的主要生产设备。质量控制工程师或风险分析师必须对新产品实施风险评估和改进计划,以减少产品故障的发生。本案中的公司是台湾一家跨国机床零件制造商。公司的机床部件包括计算机数控(CNC)转台、分度台、液压分度台、带工作台的自动托盘交换装置等。面对竞争激烈的全球市场,公司必须开发更稳定、更稳定的产品,更精确,更快,并且更实用。因此,公司在推出各种新产品之前就实施了FMEA活动。

FMEA团队由公司高级部门负责人组成。风险分析师7人,分别来自业务部、设计部、制造部、品管部、管理部、销售服务部六个部门。七位风险分析师在机床制造行业拥有超过15年的经验,并多次参加机床相关的国际展会。除了专业的技术知识外,他们还了解机床的发展趋势。在研究中,案例公司使用了新开发的计算机数控(CNC)转台作为FMEA分析的产品,即CNC转台250(TRT-250)。作为 NC 控制的 2 轴工作台,TRT-250 适用于 5 轴加工中较大的工作量。具有强大液压夹紧系统的一体式外壳结构提供更大的夹紧扭矩和高负载能力。它还设计为易于安装和对齐。FMEA 团队列出了所有失效模式并评估了关键失效模式,如表 2.7 所示。

从表中可以看出2.7有九种关键故障模式。分别是转轴分段精度超标(FM1)、转轴再现性超标(FM2)、转轴正负游隙超标(FM3)、斜轴再现性超标(FM4) )、斜轴正负游隙超标(FM5)、斜轴转动时机器发出异响(FM6)、接近开关异常(FM7)、盘面漏油(FM8)、不当防水措施 (FM9)。进行 FMEA 以进一步分析它们。

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随机过程代考

在概率论概念中,随机过程随机变量的集合。 若一随机系统的样本点是随机函数,则称此函数为样本函数,这一随机系统全部样本函数的集合是一个随机过程。 实际应用中,样本函数的一般定义在时间域或者空间域。 随机过程的实例如股票和汇率的波动、语音信号、视频信号、体温的变化,随机运动如布朗运动、随机徘徊等等。

贝叶斯方法代考

贝叶斯统计概念及数据分析表示使用概率陈述回答有关未知参数的研究问题以及统计范式。后验分布包括关于参数的先验分布,和基于观测数据提供关于参数的信息似然模型。根据选择的先验分布和似然模型,后验分布可以解析或近似,例如,马尔科夫链蒙特卡罗 (MCMC) 方法之一。贝叶斯统计概念及数据分析使用后验分布来形成模型参数的各种摘要,包括点估计,如后验平均值、中位数、百分位数和称为可信区间的区间估计。此外,所有关于模型参数的统计检验都可以表示为基于估计后验分布的概率报表。

广义线性模型代考

广义线性模型(GLM)归属统计学领域,是一种应用灵活的线性回归模型。该模型允许因变量的偏差分布有除了正态分布之外的其它分布。

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机器学习代写

随着AI的大潮到来,Machine Learning逐渐成为一个新的学习热点。同时与传统CS相比,Machine Learning在其他领域也有着广泛的应用,因此这门学科成为不仅折磨CS专业同学的“小恶魔”,也是折磨生物、化学、统计等其他学科留学生的“大魔王”。学习Machine learning的一大绊脚石在于使用语言众多,跨学科范围广,所以学习起来尤其困难。但是不管你在学习Machine Learning时遇到任何难题,StudyGate专业导师团队都能为你轻松解决。

多元统计分析代考


基础数据: $N$ 个样本, $P$ 个变量数的单样本,组成的横列的数据表
变量定性: 分类和顺序;变量定量:数值
数学公式的角度分为: 因变量与自变量

时间序列分析代写

随机过程,是依赖于参数的一组随机变量的全体,参数通常是时间。 随机变量是随机现象的数量表现,其时间序列是一组按照时间发生先后顺序进行排列的数据点序列。通常一组时间序列的时间间隔为一恒定值(如1秒,5分钟,12小时,7天,1年),因此时间序列可以作为离散时间数据进行分析处理。研究时间序列数据的意义在于现实中,往往需要研究某个事物其随时间发展变化的规律。这就需要通过研究该事物过去发展的历史记录,以得到其自身发展的规律。

回归分析代写

多元回归分析渐进(Multiple Regression Analysis Asymptotics)属于计量经济学领域,主要是一种数学上的统计分析方法,可以分析复杂情况下各影响因素的数学关系,在自然科学、社会和经济学等多个领域内应用广泛。

MATLAB代写

MATLAB 是一种用于技术计算的高性能语言。它将计算、可视化和编程集成在一个易于使用的环境中,其中问题和解决方案以熟悉的数学符号表示。典型用途包括:数学和计算算法开发建模、仿真和原型制作数据分析、探索和可视化科学和工程图形应用程序开发,包括图形用户界面构建MATLAB 是一个交互式系统,其基本数据元素是一个不需要维度的数组。这使您可以解决许多技术计算问题,尤其是那些具有矩阵和向量公式的问题,而只需用 C 或 Fortran 等标量非交互式语言编写程序所需的时间的一小部分。MATLAB 名称代表矩阵实验室。MATLAB 最初的编写目的是提供对由 LINPACK 和 EISPACK 项目开发的矩阵软件的轻松访问,这两个项目共同代表了矩阵计算软件的最新技术。MATLAB 经过多年的发展,得到了许多用户的投入。在大学环境中,它是数学、工程和科学入门和高级课程的标准教学工具。在工业领域,MATLAB 是高效研究、开发和分析的首选工具。MATLAB 具有一系列称为工具箱的特定于应用程序的解决方案。对于大多数 MATLAB 用户来说非常重要,工具箱允许您学习应用专业技术。工具箱是 MATLAB 函数(M 文件)的综合集合,可扩展 MATLAB 环境以解决特定类别的问题。可用工具箱的领域包括信号处理、控制系统、神经网络、模糊逻辑、小波、仿真等。

R语言代写问卷设计与分析代写
PYTHON代写回归分析与线性模型代写
MATLAB代写方差分析与试验设计代写
STATA代写机器学习/统计学习代写
SPSS代写计量经济学代写
EVIEWS代写时间序列分析代写
EXCEL代写深度学习代写
SQL代写各种数据建模与可视化代写

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统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Classifiable TOPSIS Model

Risk assessment has been regarded as one of the scientific fields for about 40 years. Initially, how to conceptualize risk assessment was a question discussed by researchers at that time. After that, many concepts, principles, theories, methods,

and frameworks for assessing risk have been gradually developed. These studies still deeply influence the field of risk assessment (Aven 2016). Many novel risk assessment methods have brought many contributions and new trends in this field. Newer, more effective, more comprehensive, and more systematic assessment models are the common goal of researchers. A risk decision model is proposed by Hansson and Aven (2014), the model divides risk assessment into five stages, including evidence, knowledge base, broad risk evaluation, decision-makers review, and decision. The first three stages are fact-based, providing evidence through testing and collecting data or information about risk events. Related expert groups are based on these data or information to further research and analyze risks. In addition, the last three stages are value-based. Because risk events are complex and difficult to fully illustrate and explain through scientific tools, after extensive risk assessment, it is necessary to review and judge by decision-makers before final decisions can be made. The purpose of risk analysis is to eliminate and control potential risk events or hazardous factors, so as to reduce the occurrence of accidents and diminish the severity of accidents (Lo et al. 2019).

Research on risk analysis can be divided into three types, including qualitative analysis, semi-quantitative analysis, and quantitative analysis (Marhavilas et al. 2011 ; Mutlu and Altuntas 2019). Qualitative analysis is to explore whether the research subjects have special attributes or characteristics, and whether they are related or not, through observation and analysis experiments. The data recorded through expert interviews is a way of qualitative analysis. Common qualitative analysis techniques are checklist, what if analysis, safety audits, task analysis, sequentially timed events plotting (STEP), human factors analysis and classification system (HFACS), and hazard and operability study (HAZOP). Quantitative analysis is the quantitative relationship among the components contained in a research object, or the quantitative relationship among the characteristics that it possesses, and it can also analyze and compare the special relationships, characteristics, and properties of several objects quantitatively simultaneously. Therefore, the analysis results are mostly described and solved in terms of quantity. Quantitative analysis techniques include clinical risk and error analysis (CREA), proportional risk-assessment (PRAT), decision matrix risk-assessment (DMRA), societal risk, predictive epistemic approach (PEA), and quantitative risk-assessment (QRA). The semi-quantitative analysis is somewhere in between. In the risk assessment, the collected observation data and survey information use semi-quantitative analysis to perform risk assessment. Semi-qualitative quantitative analysis techniques include event tree analysis (ETA), failure mode and effects analysis (FMEA), fault tree analysis (FTA), risk-based maintenance (RBM), and human error analysis techniques (HEAT/HFEA). The above-mentioned risk assessment and analysis tools are popular methods used by academic researchers and risk analysts today (Marhavilas et al. 2011; Lo et al. 2019; Mutlu and Altuntas 2019; Chang et al. 2019; Gul et al. 2020; Yucesan and Gul 2020; Lo et al. 2020; Liou et al. 2020).

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|FMEA and MCDM

The FMEA program commences with a review of design details, illustrations of equipment block diagrams, and recognition of all possible failures, consecutively. Following recognition, all potential causes and effects should be classified to the related failure modes. After this, failure modes are prioritized based on their destructive effects and ranked by a risk rating (Lo and Liou 2018). More methods are being combined with FMEA to optimize the risk assessment model, with MCDM being the most outstanding (Huang et al. 2020). The relevant MCDM-based FMEA model in the past five years is presented in Table 2.1.

The above-mentioned literatures have made great contributions to the field of risk assessment, making semi-quantitative analysis more effective. After extensive FMEA literature review, this study found some research gaps. As mentioned earlier, FMEA is based on risk analyst judgement to construct a risk assessment matrix. However, in some cases, if risk analysts cannot make appropriate semantic judgments, they can only compare the risk levels from the existing failure modes. In addition, only three risk factors are considered in most RPN calculations, and only a few researches have discussed the management costs of failure modes.

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|BWM

The operation of BWM is easy to understand and to obtain highly consistent results, so it has been widely used in decision-making problems in various industries. BWM plays a very important role in this research. It is not only used to evaluate the weights of risk factors, but also used to evaluate the degrees of risks of failure modes. BWM was proposed by Rezaei (2015), and it is mainly used to overcome the limitations and shortcomings of AHP. Figure $2.1$ shows a schematic diagram of the conventional pairwise comparison method. The evaluation system has five evaluated items, and the number of pairwise comparisons is $10[n(n-1) / 2 \Rightarrow 5 *(4) / 2=10]$. The pairwise comparison concept proposed by BWM is shown in Fig. 2.2. Experts or decisionmakers or risk analysts select the most and least important evaluated items (best and worst evaluated items), and then make pairwise comparisons. Using the same example, BWM only needs 7 pairwise comparisons $[2 n-3 \Rightarrow 2 *(5)-3=7]$.

Tables $2.2,2.3$, and $2.4$ illustrate the questionnaire design pattern associated with the AHP and BWM. From the perspective of the experts or decision-makers or risk analysts answering the questionnaires, the BWM questionnaire is more logical and consistent. In Tables $2.2,2.3$, and $2.4$, the light gray shaded cells indicate the evaluation information input by the experts. In the AHP example, considering the goal (evaluation issue), a number from $1 / 9$ to 9 is assigned to show the preference of a specific evaluated item over the others (filled in light gray shaded cells). It is worth mentioning that BWM uses a number between 1 and 9 to show the preference of evaluated item $i$ over the evaluated item $j$.
The steps of BWM in FMEA can be summarized as follows (Rezaei 2015):
Step 1. Construct a set of risk factors.
The experts or decision-makers or risk analysts form an FMEA team, and they formulate evaluation risk factors $\left(C_{1}, C_{2}, \ldots, C_{j}, \ldots, C_{n}\right)$ for decision-making problems.

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|An Integrated Bayesian BWM

决策与风险代写

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Classifiable TOPSIS Model

大约 40 年来,风险评估一直被视为科学领域之一。最初,如何将风险评估概念化是当时研究人员讨论的问题。之后,许多概念、原理、理论、方法,

风险评估框架逐步形成。这些研究仍然深刻影响风险评估领域(Aven 2016)。许多新的风险评估方法为该领域带来了许多贡献和新趋势。更新、更有效、更全面、更系统的评估模型是研究人员的共同目标。Hansson and Aven (2014)提出了一个风险决策模型,该模型将风险评估分为五个阶段,包括证据、知识库、广泛的风险评估、决策者审查和决策。前三个阶段是基于事实的,通过测试和收集有关风险事件的数据或信息来提供证据。相关专家组根据这些数据或信息进一步研究和分析风险。此外,最后三个阶段是基于价值的。由于风险事件复杂,难以用科学工具充分说明和解释,经过广泛的风险评估,需要决策者进行审查和判断,才能做出最终决策。风险分析的目的是消除和控制潜在的风险事件或危险因素,从而减少事故的发生,降低事故的严重程度(Lo et al. 2019)。

风险分析研究可分为定性分析、半定量分析和定量分析三种类型(Marhavilas et al. 2011 ; Mutlu and Altuntas 2019)。定性分析是通过观察和分析实验,探索研究对象是否具有特殊的属性或特征,以及它们是否相关。通过专家访谈记录的数据是一种定性分析的方式。常见的定性分析技术有清单、假设分析、安全审计、任务分析、时序事件绘图 (STEP)、人为因素分析和分类系统 (HFACS) 以及危害和可操作性研究 (HAZOP)。定量分析是研究对象所含成分之间的定量关系,或它所具有的特性之间的数量关系,也可以同时定量地分析和比较几个对象的特殊关系、特性和性质。因此,分析结果大多以数量来描述和解决。定量分析技术包括临床风险和错误分析(CREA)、比例风险评估(PRAT)、决策矩阵风险评估(DMRA)、社会风险、预测认知方法(PEA)和定量风险评估(QRA)。半定量分析介于两者之间。在风险评估中,收集到的观测数据和调查信息采用半定量分析进行风险评估。半定性定量分析技术包括事件树分析(ETA),故障模式和影响分析 (FMEA)、故障树分析 (FTA)、基于风险的维护 (RBM) 和人为错误分析技术 (HEAT/HFEA)。上述风险评估和分析工具是当今学术研究人员和风险分析师使用的流行方法(Marhavilas et al. 2011; Lo et al. 2019; Mutlu and Altuntas 2019; Chang et al. 2019; Gul et al. 2020; Yucesan 和 Gul 2020;Lo 等人 2020;Liou 等人 2020)。

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|FMEA and MCDM

FMEA 计划从连续审查设计细节、设备框图图解和识别所有可能的故障开始。识别后,应将所有潜在的原因和影响归类为相关的故障模式。在此之后,故障模式根据其破坏性影响进行优先级排序,并按风险等级排序(Lo and Liou 2018)。更多方法正在与 FMEA 相结合以优化风险评估模型,其中 MCDM 最为突出(Huang et al. 2020)。过去五年中基于 MCDM 的相关 FMEA 模型如表 2.1 所示。

上述文献对风险评估领域做出了巨大贡献,使半定量分析更加有效。经过广泛的 FMEA 文献回顾,本研究发现了一些研究空白。如前所述,FMEA 是基于风险分析师的判断来构建风险评估矩阵。但是,在某些情况下,如果风险分析师无法做出适当的语义判断,他们只能从现有的故障模式中比较风险级别。此外,大多数 RPN 计算仅考虑三个风险因素,只有少数研究讨论了故障模式的管理成本。

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|BWM

BWM的操作简单易懂,结果一致性高,因此被广泛应用于各行业的决策问题。BWM 在这项研究中起着非常重要的作用。它不仅用于评估风险因素的权重,还用于评估故障模式的风险程度。BWM 由 Rezaei (2015) 提出,主要用于克服层次分析法的局限性和不足。数字2.1显示了传统的成对比较方法的示意图。评价系统有五个评价项目,两两比较的次数为10[n(n−1)/2⇒5∗(4)/2=10]. BWM 提出的成对比较概念如图 2.2 所示。专家或决策者或风险分析师选择最重要和最不重要的评估项目(最佳和最差评估项目),然后进行成对比较。使用同样的例子,BWM 只需要 7 次成对比较[2n−3⇒2∗(5)−3=7].

表2.2,2.3, 和2.4说明与 AHP 和 BWM 相关的问卷设计模式。从回答问卷的专家或决策者或风险分析师的角度来看,BWM问卷更加符合逻辑和一致性。在表格中2.2,2.3, 和2.4,浅灰色阴影单元格表示专家输入的评价信息。在 AHP 示例中,考虑到目标(评估问题),来自1/9分配到 9 以显示特定评估项目相对于其他项目的偏好(填充为浅灰色阴影单元格)。值得一提的是,BWM 使用一个介于 1 和 9 之间的数字来表示被评估项目的偏好一世在评估的项目上j.
FMEA 中 BWM 的步骤可总结如下(Rezaei 2015):
步骤 1. 构建一组风险因素。
专家或决策者或风险分析师组成 FMEA 团队,他们制定评估风险因素(C1,C2,…,Cj,…,Cn)对于决策问题。

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随机过程代考

在概率论概念中,随机过程随机变量的集合。 若一随机系统的样本点是随机函数,则称此函数为样本函数,这一随机系统全部样本函数的集合是一个随机过程。 实际应用中,样本函数的一般定义在时间域或者空间域。 随机过程的实例如股票和汇率的波动、语音信号、视频信号、体温的变化,随机运动如布朗运动、随机徘徊等等。

贝叶斯方法代考

贝叶斯统计概念及数据分析表示使用概率陈述回答有关未知参数的研究问题以及统计范式。后验分布包括关于参数的先验分布,和基于观测数据提供关于参数的信息似然模型。根据选择的先验分布和似然模型,后验分布可以解析或近似,例如,马尔科夫链蒙特卡罗 (MCMC) 方法之一。贝叶斯统计概念及数据分析使用后验分布来形成模型参数的各种摘要,包括点估计,如后验平均值、中位数、百分位数和称为可信区间的区间估计。此外,所有关于模型参数的统计检验都可以表示为基于估计后验分布的概率报表。

广义线性模型代考

广义线性模型(GLM)归属统计学领域,是一种应用灵活的线性回归模型。该模型允许因变量的偏差分布有除了正态分布之外的其它分布。

statistics-lab作为专业的留学生服务机构,多年来已为美国、英国、加拿大、澳洲等留学热门地的学生提供专业的学术服务,包括但不限于Essay代写,Assignment代写,Dissertation代写,Report代写,小组作业代写,Proposal代写,Paper代写,Presentation代写,计算机作业代写,论文修改和润色,网课代做,exam代考等等。写作范围涵盖高中,本科,研究生等海外留学全阶段,辐射金融,经济学,会计学,审计学,管理学等全球99%专业科目。写作团队既有专业英语母语作者,也有海外名校硕博留学生,每位写作老师都拥有过硬的语言能力,专业的学科背景和学术写作经验。我们承诺100%原创,100%专业,100%准时,100%满意。

机器学习代写

随着AI的大潮到来,Machine Learning逐渐成为一个新的学习热点。同时与传统CS相比,Machine Learning在其他领域也有着广泛的应用,因此这门学科成为不仅折磨CS专业同学的“小恶魔”,也是折磨生物、化学、统计等其他学科留学生的“大魔王”。学习Machine learning的一大绊脚石在于使用语言众多,跨学科范围广,所以学习起来尤其困难。但是不管你在学习Machine Learning时遇到任何难题,StudyGate专业导师团队都能为你轻松解决。

多元统计分析代考


基础数据: $N$ 个样本, $P$ 个变量数的单样本,组成的横列的数据表
变量定性: 分类和顺序;变量定量:数值
数学公式的角度分为: 因变量与自变量

时间序列分析代写

随机过程,是依赖于参数的一组随机变量的全体,参数通常是时间。 随机变量是随机现象的数量表现,其时间序列是一组按照时间发生先后顺序进行排列的数据点序列。通常一组时间序列的时间间隔为一恒定值(如1秒,5分钟,12小时,7天,1年),因此时间序列可以作为离散时间数据进行分析处理。研究时间序列数据的意义在于现实中,往往需要研究某个事物其随时间发展变化的规律。这就需要通过研究该事物过去发展的历史记录,以得到其自身发展的规律。

回归分析代写

多元回归分析渐进(Multiple Regression Analysis Asymptotics)属于计量经济学领域,主要是一种数学上的统计分析方法,可以分析复杂情况下各影响因素的数学关系,在自然科学、社会和经济学等多个领域内应用广泛。

MATLAB代写

MATLAB 是一种用于技术计算的高性能语言。它将计算、可视化和编程集成在一个易于使用的环境中,其中问题和解决方案以熟悉的数学符号表示。典型用途包括:数学和计算算法开发建模、仿真和原型制作数据分析、探索和可视化科学和工程图形应用程序开发,包括图形用户界面构建MATLAB 是一个交互式系统,其基本数据元素是一个不需要维度的数组。这使您可以解决许多技术计算问题,尤其是那些具有矩阵和向量公式的问题,而只需用 C 或 Fortran 等标量非交互式语言编写程序所需的时间的一小部分。MATLAB 名称代表矩阵实验室。MATLAB 最初的编写目的是提供对由 LINPACK 和 EISPACK 项目开发的矩阵软件的轻松访问,这两个项目共同代表了矩阵计算软件的最新技术。MATLAB 经过多年的发展,得到了许多用户的投入。在大学环境中,它是数学、工程和科学入门和高级课程的标准教学工具。在工业领域,MATLAB 是高效研究、开发和分析的首选工具。MATLAB 具有一系列称为工具箱的特定于应用程序的解决方案。对于大多数 MATLAB 用户来说非常重要,工具箱允许您学习应用专业技术。工具箱是 MATLAB 函数(M 文件)的综合集合,可扩展 MATLAB 环境以解决特定类别的问题。可用工具箱的领域包括信号处理、控制系统、神经网络、模糊逻辑、小波、仿真等。

R语言代写问卷设计与分析代写
PYTHON代写回归分析与线性模型代写
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统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Defining Indicators for Risk Assessment

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决策与风险分析帮助组织在存在风险和不确定性的情况下做出决策,使其效用最大化。

风险决策。一个组织的领导层决定接受一个具有特定风险功能的选项,而不是另一个,或者是不采取任何行动。我认为,任何有价值的组织的主管领导都可以在适当的级别上做出这样的决定。

这个术语是在备选方案之间做出决定的简称,其中至少有一个方案有损失的概率。(通常在网络风险中,我们关注的是损失,但所有的想法都自然地延伸到上升或机会风险。很少有人和更少的组织会在没有预期利益的情况下承担风险,即使只是避免成本)。

损失大小的概率分布,在某个规定的时间段,如一年。这就是我认为大多数人在谈论某物的 “风险 “时的真正含义。

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我们提供的决策与风险decision and risk及其相关学科的代写,服务范围广, 其中包括但不限于:

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统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Defining Indicators for Risk Assessment

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Defining Indicators for Risk Assessment

The Romanian manufacturing industry has an important share in the national economy. The number of employees is increasing, and the attractiveness of this field is high. The situation of the Romanian industries is presented in Table 1.4. For the calculation of the value indices, the year 2015 was used as a reference. The number of enterprises by fields of activity is presented in Appendix 1. These data were collected from the National Institute of Statistics, being public data, displayed in the statistical database. The manufacturing industry has an important share in the economic activity, presenting a series of innovations and a high number of jobs (Institutul Național de Statistică 2019).

From the perspective of the number of employees, the complete situation is presented in Appendix 2. For industry, the situation of employees is presented in Table 1.5. The manufacturing industry registers the most employees.

As a result, the manufacturing industry is an important one, being selected for the study of indicators for risk assessment. Below, Table $1.6$, is the result of the stages of identification of the indicators based on the three stages carried out: (a) the systemic mapping study through the study of 10 technical reports in the automotive field; (b) definition of indicators; (c) the proposal of the chair for evaluation.

These are the general risk categories that have been identified in the reports of companies in the automotive industry. These are part of an exploratory study, being a reference for further developments.

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Case Study

To highlight the case study, this section presents in the first part how to apply these indicators, and in the second part are evaluated a series of organizational models for risk assessment. The 20 indicators proposed in the next section are used for one of the large companies operating in the automotive industry. The evaluated company carries out its activity globally, being one of the World leaders in the field of car construction. The following severity classes and probability classes are used to evaluate the proposed indicators. These are presented in Tables $1.7$ and $1.8$.

The definition of risk levels is presented in Table 1.9. These levels are used in the risk matrix that is used for risk communication. The level of risk is calculated as the product between the severity class and the probability class.

The following is an example of the use of risk assessors. This activity is presented in Table 1.10. The severity classes and the probability classes defined above were used. Depending on the level of risk, the anticipated actions are initiated.

Organizations depending on the field of activity can select the application of a qualitative or quantitative method. Evaluating organizational models for risk assessment can highlight a few examples. ${ }^{1}$

(a) OnRisk-it is an online platform for identifying technical and technological risks. The development of this risk assessment platform that includes innovative elements and reduced resources has the following main purposes: complete description of the evaluated object, detailed planning of the whole process, communication between the company’s stakeholders, identification of hazards within the evaluated system, complete documentation of the evaluation process, interpretation of the obtained results, continuous monitoring and control (Ivascu et al. 2015; Gaureanu et al. 2016).
(b) RiskWatch-it is available online and offers solutions for different industries. It integrates several graphical features that can be easily interpreted (Fabbri $2020)$.
(c) Goat-online platform for risk assessment. The risk assessment is based on the probability of occurrence and targets a few areas of activity (Aven 2016).
(d) OiRA-interactive platform for occupational risk assessment. This platform covers several areas of activity and an evaluation is performed based on a checklist (Dudley et al. 2007; Василев 2014; Vassilev and Dimitrova 2015; Slowikowski et al. 2017).

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Conclusions

Risk is present in all companies and must be addressed correctly to contribute to the achievement of organizational objectives. It has a positive connotation and a negative connotation. There are several methods, models, frameworks, and techniques that can be used in the risk management process. Their application depends on the management team and on certain particularities of the field of activity. A correct approach to organizational risks contributes to the identification of opportunities that can improve the organizational situation.

5.5 Risk assessment methods
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属性数据分析

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罗马尼亚制造业在国民经济中占有重要地位。员工人数不断增加,该领域的吸引力很高。罗马尼亚工业的情况如表 1.4 所示。价值指数的计算以 2015 年为参考。附录 1 列出了按活动领域划分的企业数量。这些数据是从国家统计局收集的,是公开数据,显示在统计数据库中。制造业在经济活动中占有重要份额,呈现出一系列创新和大量就业机会(Institutul Naşional de Statistică 2019)。

从从业人员数量来看,完整情况见附录2。行业方面,从业人员情况见表1.5。制造业注册的员工最多。

因此,制造业是一个重要的行业,被选为风险评估指标的研究对象。下面,表1.6, 是基于三个阶段进行的指标识别阶段的结果: (a) 通过研究汽车领域的 10 份技术报告进行系统映射研究;(b) 指标的定义;(c) 主席的评价提案。

这些是汽车行业公司报告中确定的一般风​​险类别。这些是探索性研究的一部分,是进一步发展的参考。

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Case Study

为了突出案例研究,本节在第一部分介绍了如何应用这些指标,在第二部分评估了一系列用于风险评估的组织模型。下一节提出的 20 项指标用于汽车行业的大型公司之一。被评估的公司在全球范围内开展活动,是汽车制造领域的世界领导者之一。以下严重等级和概率等级用于评估建议的指标。这些列在表中1.7和1.8.

风险等级的定义见表 1.9。这些级别在用于风险沟通的风险矩阵中使用。风险级别计算为严重性等级和概率等级之间的乘积。

以下是使用风险评估器的示例。该活动如表 1.10 所示。使用了上面定义的严重性等级和概率等级。根据风险级别,启动预期的行动。

取决于活动领域的组织可以选择应用定性或定量方法。评估风险评估的组织模型可以突出几个例子。1

(a) OnRisk-it 是一个识别技术和技术风险的在线平台。开发这个包含创新要素和减少资源的风险评估平台有以下主要目的:完整描述评估对象,详细规划整个过程,公司利益相关者之间的沟通,识别评估系统内的危害,完整的文档评估过程、获得结果的解释、持续监测和控制(Ivascu 等人,2015 年;Gaureanu 等人,2016 年)。
(b) RiskWatch-它可在线获取,并为不同行业提供解决方案。它集成了几个易于解释的图形特征(Fabbri2020).
(c) 用于风险评估的山羊在线平台。风险评估基于发生概率并针对一些活动领域(Aven 2016)。
(d) 职业风险评估的 OiRA 互动平台。该平台涵盖多个活动领域,并根据清单进行评估(Dudley 等人 2007;Василев 2014;Vassilev 和 Dimitrova 2015;Slowikowski 等人 2017)。

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Conclusions

风险存在于所有公司中,必须正确解决以促进实现组织目标。它有积极的内涵和消极的内涵。有几种方法、模型、框架和技术可用于风险管理过程。它们的应用取决于管理团队和活动领域的某些特殊性。对组织风险采取正确的方法有助于识别可以改善组织状况的机会。

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随机过程代考

在概率论概念中,随机过程随机变量的集合。 若一随机系统的样本点是随机函数,则称此函数为样本函数,这一随机系统全部样本函数的集合是一个随机过程。 实际应用中,样本函数的一般定义在时间域或者空间域。 随机过程的实例如股票和汇率的波动、语音信号、视频信号、体温的变化,随机运动如布朗运动、随机徘徊等等。

贝叶斯方法代考

贝叶斯统计概念及数据分析表示使用概率陈述回答有关未知参数的研究问题以及统计范式。后验分布包括关于参数的先验分布,和基于观测数据提供关于参数的信息似然模型。根据选择的先验分布和似然模型,后验分布可以解析或近似,例如,马尔科夫链蒙特卡罗 (MCMC) 方法之一。贝叶斯统计概念及数据分析使用后验分布来形成模型参数的各种摘要,包括点估计,如后验平均值、中位数、百分位数和称为可信区间的区间估计。此外,所有关于模型参数的统计检验都可以表示为基于估计后验分布的概率报表。

广义线性模型代考

广义线性模型(GLM)归属统计学领域,是一种应用灵活的线性回归模型。该模型允许因变量的偏差分布有除了正态分布之外的其它分布。

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时间序列分析代写

随机过程,是依赖于参数的一组随机变量的全体,参数通常是时间。 随机变量是随机现象的数量表现,其时间序列是一组按照时间发生先后顺序进行排列的数据点序列。通常一组时间序列的时间间隔为一恒定值(如1秒,5分钟,12小时,7天,1年),因此时间序列可以作为离散时间数据进行分析处理。研究时间序列数据的意义在于现实中,往往需要研究某个事物其随时间发展变化的规律。这就需要通过研究该事物过去发展的历史记录,以得到其自身发展的规律。

回归分析代写

多元回归分析渐进(Multiple Regression Analysis Asymptotics)属于计量经济学领域,主要是一种数学上的统计分析方法,可以分析复杂情况下各影响因素的数学关系,在自然科学、社会和经济学等多个领域内应用广泛。

MATLAB代写

MATLAB 是一种用于技术计算的高性能语言。它将计算、可视化和编程集成在一个易于使用的环境中,其中问题和解决方案以熟悉的数学符号表示。典型用途包括:数学和计算算法开发建模、仿真和原型制作数据分析、探索和可视化科学和工程图形应用程序开发,包括图形用户界面构建MATLAB 是一个交互式系统,其基本数据元素是一个不需要维度的数组。这使您可以解决许多技术计算问题,尤其是那些具有矩阵和向量公式的问题,而只需用 C 或 Fortran 等标量非交互式语言编写程序所需的时间的一小部分。MATLAB 名称代表矩阵实验室。MATLAB 最初的编写目的是提供对由 LINPACK 和 EISPACK 项目开发的矩阵软件的轻松访问,这两个项目共同代表了矩阵计算软件的最新技术。MATLAB 经过多年的发展,得到了许多用户的投入。在大学环境中,它是数学、工程和科学入门和高级课程的标准教学工具。在工业领域,MATLAB 是高效研究、开发和分析的首选工具。MATLAB 具有一系列称为工具箱的特定于应用程序的解决方案。对于大多数 MATLAB 用户来说非常重要,工具箱允许您学习应用专业技术。工具箱是 MATLAB 函数(M 文件)的综合集合,可扩展 MATLAB 环境以解决特定类别的问题。可用工具箱的领域包括信号处理、控制系统、神经网络、模糊逻辑、小波、仿真等。

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Step 3: Conducting an organisational analysis | European Institute for  Gender Equality
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统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|International Standard ISO 31,000

International Organization for Standardization (ISO) is a non-governmental, international, and independent association that develops international standards designed to ensure the quality, safety, and efficiency of activities, operations or organizational processes. These developed standards are published, and organizations can implement them if they meet the criteria set out in the standard (ISO – The International Organization for Standardization 2009).

When we talk about risk management, we approach ISO 31,000 , Risk management-Guidelines, provides principles, a framework, and a process for managing risk. This standard can be implemented by any organization, regardless of location, size or field of activity. This standard contributes to the achievement of organizational objectives and helps to identify opportunities and reduce the severity of the consequences. Provides directions for internal or external audit. If an organization wants to apply the directions of this standard, it can be ensured that it has an internationalreference point with which to compare its situation. This reference provides consistent principles for developing sound and consistent strategies. The whole approach is sustainable and can contribute to increasing organizational competitiveness (ISO – The International Organization for Standardization 2009). The benefits of adopting ISO 31,000 are presented in Table 1.2.

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Risk Management Process

Risk management is an organized process for identifying what may be wrong, quantifying and assessing the associated risks, implementing measures related to actions to prevent or treat each identified risk (Van Der Walt 2003; Wohl and Harvey 2005; Eaton 2015). Risk Management is the process that plans, identifies, evaluates, controls, and communicates aspects related to potential risks in order to minimize the negative impact it can have on the organization. These stages can be structured as follows:
(1) Risk Planning – it is the stage in which each organization plans its activity for the risk management process. Before risks can be identified, assessed, and addressed, a plan or strategy must be developed. Planning is part of the basic risk management process, including: (1) developing and documenting an organized, comprehensive, and interactive risk management strategy; (2) determining the methods to be used in the risk management strategy; (3) planning adequate resources. Risk planning is iterative and includes the scheduling of assessment, management, and monitoring activities and processes. The result of this action is called the risk management plan.
(2) Risk Identification-it is the stage in which the risks that could affect the achievement of organizational objectives, the fulfillment of the mission, and the achievement of the vision are determined. At the same time, a correct identification of risks can contribute to the realization of investments and of the activities and organizational processes. Within this stage a number of methods can be used, for example: Delphi method, brainstorming, documentation reviews, interviews, SWOT analysis (Strengths, Weakness, Opportunities and Threats), historical evaluation of the organization, and use of checklist analysis and others.
(3) Risk Assessment-it is in this stage are analyzed and evaluates the risks associated with a hazard or a source of danger. Qualitative risk analysis is the process of conducting a qualitative assessment of the risks identified within the enterprise. This stage sets a risk priority, depending on their potential effect on the company’s objectives. Within this method, a series of methods can be used, for example, what-if analysis, fault tree analysis, failure mode event analysis, hazard operability analysis, Bow-Tie incident, event-tree, and others.
(4) Risk Controlling-it is the stage in which a series of risk control methods are applied. There are a number of possibilities for risk control, such as avoidance, loss prevention, loss reduction, separation, isolation, du-plication, or diversification. Associated with these control methods are the attitudes of managers that are corroborated with temperament, biological component, and attitude toward risks.
(5) Risk Communication-it is the stage in which the communication between the parties involved in risk management is carried out in order to increase the level of information and to better understand the risks and to apply the most efficient management methods.

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Organizational Methods

The purpose of risk assessment is to assess and describe the risks associated with an organizational decision-making problem. As presented in the previous chapter, risk assessment can be performed qualitatively and quantitatively. Qualitative methods use qualitative terms of appreciation, being a non-numerical method. Quantitative methods use numbers to express the level of risk. In continuation, Table $1.3$, a selection of quantitative and qualitative methods that can be used is presented (Aloini et al. 2012; Theoharidou et al. 2012; Rausand 2013; Lefèvre et al. 2014; Abd Rashid and Yusoff 2015; Rivero et al. 2015; SheikAllavudeen and Sankar 2015; Chander and Cavatorta 2017).

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|International Standard ISO 31,000

决策与风险代写

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|International Standard ISO 31,000

国际标准化组织 (ISO) 是一个非政府的国际独立协会,负责制定旨在确保活动、运营或组织流程的质量、安全和效率的国际标准。这些已制定的标准已发布,如果符合标准中规定的标准(ISO – 国际标准化组织 2009),组织可以实施这些标准。

当我们谈论风险管理时,我们采用 ISO 31,000 风险管理指南,提供管理风险的原则、框架和流程。任何组织都可以实施该标准,无论其位置、规模或活动领域如何。该标准有助于实现组织目标,并有助于识别机会并降低后果的严重性。为内部或外部审计提供指导。如果一个组织想要应用本标准的指导,可以确保它有一个国际参考点来比较它的情况。该参考资料为制定合理和一致的策略提供了一致的原则。整个方法是可持续的,有助于提高组织竞争力(ISO – 国际标准化组织 2009)。表 1.2 列出了采用 ISO 31,000 的好处。

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风险管理是一个有组织的过程,用于识别可能出现的问题、量化和评估相关风险、实施与预防或处理每个已识别风险的措施相关的措施(Van Der Walt 2003;Wohl 和 Harvey 2005;Eaton 2015)。风险管理是计划、识别、评估、控制和沟通与潜在风险相关的方面的过程,以尽量减少它可能对组织产生的负面影响。这些阶段的结构如下:
(1) 风险规划——这是每个组织为风险管理过程规划其活动的阶段。在识别、评估和解决风险之前,必须制定计划或策略。规划是基本风险管理过程的一部分,包括: (1) 制定和记录有组织、全面和互动的风险管理战略;(2) 确定在风险管理策略中使用的方法;(3)规划充足的资源。风险规划是迭代的,包括评估、管理和监控活动和过程的调度。这一行动的结果称为风险管理计划。
(2)风险识别——确定可能影响组织目标的实现、使命的完成和愿景的实现的风险的阶段。同时,正确识别风险有助于实现投资以及活动和组织流程。在此阶段可以使用多种方法,例如:德尔菲法、头脑风暴法、文档审查、访谈、SWOT 分析(优势、劣势、机会和威胁)、组织的历史评估以及使用清单分析等。
(3) 风险评估——在这个阶段分析和评估与危险或危险源相关的风险。定性风险分析是对企业内识别的风险进行定性评估的过程。此阶段根据风险对公司目标的潜在影响设置风险优先级。在该方法中,可以使用一系列方法,例如假设分析、故障树分析、故障模式事件分析、危害可操作性分析、Bow-Tie 事件、事件树等。
(4)风险控制——应用一系列风险控制方法的阶段。风险控制有多种可能性,例如规避、防损、减损、分离、隔离、重复或多样化。与这些控制方法相关的是管理人员的态度,这些态度与气质、生物成分和对风险的态度有关。
(5) 风险沟通——风险管理各方之间进行沟通的阶段,以提高信息水平,更好地了解风险,并应用最有效的管理方法。

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Organizational Methods

风险评估的目的是评估和描述与组织决策问题相关的风险。如前一章所述,风险评估可以定性和定量地进行。定性方法使用定性的评价术语,是一种非数值方法。定量方法使用数字来表示风险水平。在继续,表1.3,介绍了一系列可以使用的定量和定性方法(Aloini et al. 2012; Theoharidou et al. 2012; Rausand 2013; Lefèvre et al. 2014; Abd Rashid and Yusoff 2015; Rivero et al. 2015; SheikAllavudeen and桑卡尔 2015 年;钱德和卡瓦托塔 2017 年)。

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随机过程代考

在概率论概念中,随机过程随机变量的集合。 若一随机系统的样本点是随机函数,则称此函数为样本函数,这一随机系统全部样本函数的集合是一个随机过程。 实际应用中,样本函数的一般定义在时间域或者空间域。 随机过程的实例如股票和汇率的波动、语音信号、视频信号、体温的变化,随机运动如布朗运动、随机徘徊等等。

贝叶斯方法代考

贝叶斯统计概念及数据分析表示使用概率陈述回答有关未知参数的研究问题以及统计范式。后验分布包括关于参数的先验分布,和基于观测数据提供关于参数的信息似然模型。根据选择的先验分布和似然模型,后验分布可以解析或近似,例如,马尔科夫链蒙特卡罗 (MCMC) 方法之一。贝叶斯统计概念及数据分析使用后验分布来形成模型参数的各种摘要,包括点估计,如后验平均值、中位数、百分位数和称为可信区间的区间估计。此外,所有关于模型参数的统计检验都可以表示为基于估计后验分布的概率报表。

广义线性模型代考

广义线性模型(GLM)归属统计学领域,是一种应用灵活的线性回归模型。该模型允许因变量的偏差分布有除了正态分布之外的其它分布。

statistics-lab作为专业的留学生服务机构,多年来已为美国、英国、加拿大、澳洲等留学热门地的学生提供专业的学术服务,包括但不限于Essay代写,Assignment代写,Dissertation代写,Report代写,小组作业代写,Proposal代写,Paper代写,Presentation代写,计算机作业代写,论文修改和润色,网课代做,exam代考等等。写作范围涵盖高中,本科,研究生等海外留学全阶段,辐射金融,经济学,会计学,审计学,管理学等全球99%专业科目。写作团队既有专业英语母语作者,也有海外名校硕博留学生,每位写作老师都拥有过硬的语言能力,专业的学科背景和学术写作经验。我们承诺100%原创,100%专业,100%准时,100%满意。

机器学习代写

随着AI的大潮到来,Machine Learning逐渐成为一个新的学习热点。同时与传统CS相比,Machine Learning在其他领域也有着广泛的应用,因此这门学科成为不仅折磨CS专业同学的“小恶魔”,也是折磨生物、化学、统计等其他学科留学生的“大魔王”。学习Machine learning的一大绊脚石在于使用语言众多,跨学科范围广,所以学习起来尤其困难。但是不管你在学习Machine Learning时遇到任何难题,StudyGate专业导师团队都能为你轻松解决。

多元统计分析代考


基础数据: $N$ 个样本, $P$ 个变量数的单样本,组成的横列的数据表
变量定性: 分类和顺序;变量定量:数值
数学公式的角度分为: 因变量与自变量

时间序列分析代写

随机过程,是依赖于参数的一组随机变量的全体,参数通常是时间。 随机变量是随机现象的数量表现,其时间序列是一组按照时间发生先后顺序进行排列的数据点序列。通常一组时间序列的时间间隔为一恒定值(如1秒,5分钟,12小时,7天,1年),因此时间序列可以作为离散时间数据进行分析处理。研究时间序列数据的意义在于现实中,往往需要研究某个事物其随时间发展变化的规律。这就需要通过研究该事物过去发展的历史记录,以得到其自身发展的规律。

回归分析代写

多元回归分析渐进(Multiple Regression Analysis Asymptotics)属于计量经济学领域,主要是一种数学上的统计分析方法,可以分析复杂情况下各影响因素的数学关系,在自然科学、社会和经济学等多个领域内应用广泛。

MATLAB代写

MATLAB 是一种用于技术计算的高性能语言。它将计算、可视化和编程集成在一个易于使用的环境中,其中问题和解决方案以熟悉的数学符号表示。典型用途包括:数学和计算算法开发建模、仿真和原型制作数据分析、探索和可视化科学和工程图形应用程序开发,包括图形用户界面构建MATLAB 是一个交互式系统,其基本数据元素是一个不需要维度的数组。这使您可以解决许多技术计算问题,尤其是那些具有矩阵和向量公式的问题,而只需用 C 或 Fortran 等标量非交互式语言编写程序所需的时间的一小部分。MATLAB 名称代表矩阵实验室。MATLAB 最初的编写目的是提供对由 LINPACK 和 EISPACK 项目开发的矩阵软件的轻松访问,这两个项目共同代表了矩阵计算软件的最新技术。MATLAB 经过多年的发展,得到了许多用户的投入。在大学环境中,它是数学、工程和科学入门和高级课程的标准教学工具。在工业领域,MATLAB 是高效研究、开发和分析的首选工具。MATLAB 具有一系列称为工具箱的特定于应用程序的解决方案。对于大多数 MATLAB 用户来说非常重要,工具箱允许您学习应用专业技术。工具箱是 MATLAB 函数(M 文件)的综合集合,可扩展 MATLAB 环境以解决特定类别的问题。可用工具箱的领域包括信号处理、控制系统、神经网络、模糊逻辑、小波、仿真等。

R语言代写问卷设计与分析代写
PYTHON代写回归分析与线性模型代写
MATLAB代写方差分析与试验设计代写
STATA代写机器学习/统计学习代写
SPSS代写计量经济学代写
EVIEWS代写时间序列分析代写
EXCEL代写深度学习代写
SQL代写各种数据建模与可视化代写

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Indicators and Organizational Models

如果你也在 怎样代写决策与风险decision and risk这个学科遇到相关的难题,请随时右上角联系我们的24/7代写客服。

决策与风险分析帮助组织在存在风险和不确定性的情况下做出决策,使其效用最大化。

风险决策。一个组织的领导层决定接受一个具有特定风险功能的选项,而不是另一个,或者是不采取任何行动。我认为,任何有价值的组织的主管领导都可以在适当的级别上做出这样的决定。

这个术语是在备选方案之间做出决定的简称,其中至少有一个方案有损失的概率。(通常在网络风险中,我们关注的是损失,但所有的想法都自然地延伸到上升或机会风险。很少有人和更少的组织会在没有预期利益的情况下承担风险,即使只是避免成本)。

损失大小的概率分布,在某个规定的时间段,如一年。这就是我认为大多数人在谈论某物的 “风险 “时的真正含义。

statistics-lab™ 为您的留学生涯保驾护航 在代写决策与风险decision and risk方面已经树立了自己的口碑, 保证靠谱, 高质且原创的统计Statistics代写服务。我们的专家在代写决策与风险decision and risk方面经验极为丰富,各种代写决策与风险decision and risk相关的作业也就用不着说。

我们提供的决策与风险decision and risk及其相关学科的代写,服务范围广, 其中包括但不限于:

  • Statistical Inference 统计推断
  • Statistical Computing 统计计算
  • Advanced Probability Theory 高等楖率论
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  • (Generalized) Linear Models 广义线性模型
  • Statistical Machine Learning 统计机器学习
  • Longitudinal Data Analysis 纵向数据分析
  • Foundations of Data Science 数据科学基础
Step 3: Conducting an organisational analysis | European Institute for  Gender Equality
统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Indicators and Organizational Models

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Larisa Ivascu and Alin Emanuel Artene

Risk is present in any activity, process, or organization. From this perspective, special attention must be paid to risks. Organizational risks are risks that positively or negatively affect organizational activity. The risk is the chance or probability that a person will be harmed or have a negative effect on health if that risk occurs. The risk can lead to various organizational or personal losses (The Institute of Risk Management, 2002; Tang 2006; (IRM), 2010; Rass et al. 2020). The risk arises because of the existence of a source of danger or a hazard. These sources of danger contribute to the occurrence of risks. Risks can come from a variety of sources, including uncertainty in financial, legal, legislative data, errors in strategic planning, or other organizational decisions. The occurrence of risks develops a series of consequences that can

affect the organizational activity. To reduce the negative impact of organizational risks and increase the risk of opportunity, risk management has an important role in the organizational environment. Risk management is the process by which risks are identified, assessed, treated and controlled in order to reduce the negative impact (Van Der Walt 2003; Luko 2013; Eaton 2015).

At the level of organizations, in the current conditions of the economy, the security and safety of information technology, human resources risks, all risks related to organizational data, risk management strategies have become the priorities of digitized organizations (Latham and Braun 2009; Arena et al. 2010; Teece et al. 2016). A strategic plan for risk management includes an early identification of sources of danger and the application of measures to eliminate them. For the consequences, methods are applied to reduce the impact, so that the organizational losses are reduced as much as possible.

At the organizational level, there is also the risk generated by unexpected events that can contribute to high costs for the organization or even the closure of the activity. Effective risk management can anticipate certain risks and harmful situations so that the losses recorded by the organization are as low as possible (Dahl 2011 ; Lalonde and Boiral 2012).

Therefore, the risk manager is very important at the level of any organization, regardless of the field of activity. From this perspective, the present chapter aims to present a definition of risk, to identify the entities involved in the process of organizational risks, highlighting the opportunity risk, the importance of efficient risk management and a series of organizational models existing in present. At the end of the chapter is presented a framework approach for assessing technical and technological risks in the automotive industry. This approach includes several indicators. The methodology used to define the risk indicators used in the proposed framework is described by the following steps: (a) the systemic mapping study through the study of 10 technical reports in the automotive field; (b) definition of indicators; (c) the proposal of the chair for evaluation.

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Risk Definition

Defining the notion of risk is a complex task, given the diversity of meanings regarding risk, as well as the rich typology of risk at the enterprise level. Therefore, the following is the definition of this concept from the perspectives of several authors in the literature (Latham and Braun 2009).

The explanatory dictionary of the Romanian language highlights the risk as the probability of suffering a damage. In the Concise Oxford English Dictionary, risk is defined as “hazard, the possibility of a negative consequence, loss or exposure to chance” (McCracken 2003; Oxford English Dictionary 2017).

Before 1995, all official publications in the field of risk management used the negative connotation of risk, the term being associated with danger, trouble, loss, etc. In these definitions, risk was associated with uncertainty, with negative

effects/loss/degradation of the company’s objectives, so the risk was equivalent to danger (Adler and Dumas 1984; Fischhoff et al. 1984; Mayer et al. 1995; Šotić and Rajić 2015).

After 1995, the definitions of risk were neutral, with risk being defined as “uncertainty that may affect one or more of the company’s objectives” or “uncertainty that may positively or negatively affect one or more of the company’s objectives.” These definitions give a positive or negative note to the notion (Dionne 2013 ; Management and Guides 2014; Heckmann et al. 2015).

After 2000 , the literature presents risk as the combination of opportunity and threat notion (Dionne 2013; Management and Guides 2014; Izvercian and Ivascu 2014; Heckmann et al. 2015; Izvercian and Ivascu 2014).

Risk is a probability, a mathematical quantity that can be measured, calculated, and estimated. Risk is not a bad concept, risks are essential in the progress of a system, and failures are key elements of learning. Thus, the negative consequences must be balanced with the potential benefits associated with this opportunity (Izvercian and Ivascu 2014).

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Risk Opportunity

Events caused by risks can have negative, positive or both consequences. Risks are associated with events that have a negative impact, and organizational opportunities are identified with positive events generated by the occurrence of a risk. Opportunities represent the possibility that an event that will take place will positively affect the achievement of objectives, in support of value creation or conservation (Vassilev and Dimitrova 2015 ; Słowikowski et al. 2017). Organizational opportunities positively affect the achievement of objectives, the achievement of the mission, and the overcoming of the organizational vision (Luko 2013).

Revista ESPACIOS | Vol. 41 (05) 2020
统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Indicators and Organizational Models

决策与风险代写

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Larisa Ivascu and Alin Emanuel Artene

任何活动、流程或组织中都存在风险。从这个角度来看,必须特别注意风险。组织风险是对组织活动产生正面或负面影响的风险。风险是如果发生这种风险,一个人将受到伤害或对健康产生负面影响的机会或概率。风险可能导致各种组织或个人损失(风险管理研究所,2002 年;唐 2006 年;(IRM),2010 年;Rass 等人,2020 年)。风险的产生是因为存在危险源或危害。这些危险源助长了风险的发生。风险可能来自多种来源,包括财务、法律、立法数据的不确定性、战略规划中的错误或其他组织决策。

影响组织活动。为了减少组织风险的负面影响,增加机会风险,风险管理在组织环境中具有重要作用。风险管理是识别、评估、处理和控制风险以减少负面影响的过程(Van Der Walt 2003;Luko 2013;Eaton 2015)。

在组织层面,在当前经济条件下,信息技术的安全和安全、人力资源风险、与组织数据相关的所有风险、风险管理策略已成为数字化组织的优先事项(Latham and Braun 2009;Arena等人 2010;Teece 等人 2016)。风险管理战略计划包括及早识别危险源并采取措施消除危险。对于后果,采取措施减少影响,尽可能减少组织损失。

在组织层面,意外事件也会产生风险,这可能会导致组织的高成本甚至活动的结束。有效的风险管理可以预测某些风险和有害情况,从而使组织记录的损失尽可能低(Dahl 2011;Lalonde 和 Boiral 2012)。

因此,无论活动领域如何,风险经理在任何组织层面都非常重要。从这个角度出发,本章旨在提出风险的定义,识别组织风险过程中涉及的实体,突出机会风险、有效风险管理的重要性以及目前存在的一系列组织模型。本章最后介绍了一种评估汽车行业技术和技术风险的框架方法。这种方法包括几个指标。用于定义拟议框架中使用的风险指标的方法由以下步骤描述: (a) 通过研究汽车领域的 10 份技术报告进行系统映射研究;(b) 指标的定义;

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Risk Definition

鉴于风险含义的多样性以及企业层面的丰富风险类型,定义风险概念是一项复杂的任务。因此,以下是从文献中几位作者的角度对这一概念的定义(Latham and Braun 2009)。

罗马尼亚语解释词典强调风险是遭受损害的可能性。在《简明牛津英语词典》中,风险被定义为“危险、负面后果、损失或接触机会的可能性”(McCracken 2003;牛津英语词典 2017)。

在 1995 年之前,风险管理领域的所有官方出版物都使用风险的负面含义,该术语与危险、麻烦、损失等相关联。在这些定义中,风险与不确定性相关联,与负面

公司目标的影响/损失/退化,因此风险等同于危险(Adler 和 Dumas 1984;Fischhoff 等 1984;Mayer 等 1995;Šotić 和 Rajić 2015)。

1995 年之后,风险的定义是中性的,风险被定义为“可能影响公司一项或多项目标的不确定性”或“可能对公司一项或多项目标产生正面或负面影响的不确定性”。这些定义对该概念给出了正面或负面的说明(Dionne 2013;Management and Guides 2014;Heckmann et al. 2015)。

2000 年之后,文献将风险描述为机会和威胁概念的结合(Dionne 2013;Management and Guides 2014;Izvercian 和 Ivascu 2014;Heckmann 等人 2015;Izvercian 和 Ivascu 2014)。

风险是一种概率,一种可以测量、计算和估计的数学量。风险不是一个坏概念,风险在系统的进步中是必不可少的,而失败是学习的关键要素。因此,负面后果必须与与此机会相关的潜在利益相平衡(Izvercian 和 Ivascu 2014)。

统计代写|决策与风险作业代写decision and risk代考|Risk Opportunity

由风险引起的事件可能会产生负面的、正面的或两者兼而有之的后果。风险与具有负面影响的事件相关联,而组织机会则与风险发生所产生的积极事件相关联。机会代表即将发生的事件将对目标的实现产生积极影响的可能性,以支持价值创造或保护(Vassilev 和 Dimitrova 2015;Słowikowski 等人 2017)。组织机会对目标的实现、使命的实现和组织愿景的克服产生积极影响(Luko 2013)。

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广义线性模型(GLM)归属统计学领域,是一种应用灵活的线性回归模型。该模型允许因变量的偏差分布有除了正态分布之外的其它分布。

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随机过程,是依赖于参数的一组随机变量的全体,参数通常是时间。 随机变量是随机现象的数量表现,其时间序列是一组按照时间发生先后顺序进行排列的数据点序列。通常一组时间序列的时间间隔为一恒定值(如1秒,5分钟,12小时,7天,1年),因此时间序列可以作为离散时间数据进行分析处理。研究时间序列数据的意义在于现实中,往往需要研究某个事物其随时间发展变化的规律。这就需要通过研究该事物过去发展的历史记录,以得到其自身发展的规律。

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MATLAB 是一种用于技术计算的高性能语言。它将计算、可视化和编程集成在一个易于使用的环境中,其中问题和解决方案以熟悉的数学符号表示。典型用途包括:数学和计算算法开发建模、仿真和原型制作数据分析、探索和可视化科学和工程图形应用程序开发,包括图形用户界面构建MATLAB 是一个交互式系统,其基本数据元素是一个不需要维度的数组。这使您可以解决许多技术计算问题,尤其是那些具有矩阵和向量公式的问题,而只需用 C 或 Fortran 等标量非交互式语言编写程序所需的时间的一小部分。MATLAB 名称代表矩阵实验室。MATLAB 最初的编写目的是提供对由 LINPACK 和 EISPACK 项目开发的矩阵软件的轻松访问,这两个项目共同代表了矩阵计算软件的最新技术。MATLAB 经过多年的发展,得到了许多用户的投入。在大学环境中,它是数学、工程和科学入门和高级课程的标准教学工具。在工业领域,MATLAB 是高效研究、开发和分析的首选工具。MATLAB 具有一系列称为工具箱的特定于应用程序的解决方案。对于大多数 MATLAB 用户来说非常重要,工具箱允许您学习应用专业技术。工具箱是 MATLAB 函数(M 文件)的综合集合,可扩展 MATLAB 环境以解决特定类别的问题。可用工具箱的领域包括信号处理、控制系统、神经网络、模糊逻辑、小波、仿真等。

R语言代写问卷设计与分析代写
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统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Interpretations of uncertainty

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统计推断是利用数据分析来推断概率基础分布的属性的过程。 推断性统计分析推断人口的属性,例如通过测试假设和得出估计值。

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统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Interpretations of uncertainty

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|General remarks

We can now consider some issues involved in formulating and comparing the different approaches.

In some respects the Bayesian formulation is the simpler and in other respects the more difficult. Once a likelihood and a prior are specified to a reasonable approximation all problems are, in principle at least, straightforward. The resulting posterior distribution can be manipulated in accordance with the ordinary laws of probability. The difficulties centre on the concepts underlying the definition of the probabilities involved and then on the numerical specification of the prior to sufficient accuracy.

Sometimes, as in certain genetical problems, it is reasonable to think of $\theta$ as generated by a stochastic mechanism. There is no dispute that the Bayesian approach is at least part of a reasonable formulation and solution in such situations. In other cases to use the formulation in a literal way we have to regard probability as measuring uncertainty in a sense not necessarily directly linked to frequencies. We return to this issue later. Another possible justification of some Bayesian methods is that they provide an algorithm for extracting from the likelihood some procedures whose fundamental strength comes from frequentist considerations. This can be regarded, in particular, as supporting
$5.2$ Broad roles of probability
a broad class of procedures, known as shrinkage methods, including ridge regression.

The emphasis in this book is quite often on the close relation between answers possible from different approaches. This does not imply that the different views never conflict. Also the differences of interpretation between different numerically similar answers may be conceptually important.

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Broad roles of probability

A recurring theme in the discussion so far has concerned the broad distinction between the frequentist and the Bayesian formalization and meaning of probability. Kolmogorov’s axiomatic formulation of the theory of probability largely decoupled the issue of meaning from the mathematical aspects; his axioms were, however, firmly rooted in a frequentist view, although towards the end of his life he became concerned with a different interpretation based on complexity. But in the present context meaning is crucial.

There are two ways in which probability may be used in statistical discussions. The first is phenomenological, to describe in mathematical form the empirical regularities that characterize systems containing haphazard variation. This typically underlies the formulation of a probability model for the data, in particular leading to the unknown parameters which are regarded as a focus of interest. The probability of an event $\mathcal{E}$ is an idealized limiting proportion of times in which $\mathcal{E}$ occurs in a large number of repeat observations on the system under the same conditions. In some situations the notion of a large number of repetitions can be reasonably closely realized; in others, as for example with economic time series, the notion is a more abstract construction. In both cases the working assumption is that the parameters describe features of the underlying data-generating process divorced from special essentially accidental features of the data under analysis.

That first phenomenological notion is concerned with describing variability. The second role of probability is in connection with uncertainty and is thus epistemological. In the frequentist theory we adapt the frequency-based view of probability, using it only indirectly to calibrate the notions of confidence intervals and significance tests. In most applications of the Bayesian view we need an extended notion of probability as measuring the uncertainty of $\mathcal{E}$ given $\mathcal{F}$, where now $\mathcal{E}$, for example, is not necessarily the outcome of a random system, but may be a hypothesis or indeed any feature which is unknown to the investigator. In statistical applications $\mathcal{E}$ is typically some statement about the unknown parameter $\theta$ or more specifically about the parameter of interest $\psi$. The present

discussion is largely confined to such situations. The issue of whether a single number could usefully encapsulate uncertainty about the correctness of, say, the Fundamental Theory underlying particle physics is far outside the scope of the present discussion. It could, perhaps, be applied to a more specific question such as a prediction of the Fundamental Theory: will the Higgs boson have been discovered by 2010 ?

One extended notion of probability aims, in particular, to address the point that in interpretation of data there are often sources of uncertainty additional to those arising from narrow-sense statistical variability. In the frequentist approach these aspects, such as possible systematic errors of measurement, are addressed qualitatively, usually by formal or informal sensitivity analysis, rather than incorporated into a probability assessment.

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Frequentist interpretation of upper limits

First we consider the frequentist interpretation of upper limits obtained, for example, from a suitable pivot. We take the simplest example, Example 1.1, namely the normal mean when the variance is known, but the considerations are fairly general. The upper limit
$$
\bar{y}+k_{c}^{} \sigma_{0} / \sqrt{n}, $$ derived here from the probability statement $$ P\left(\mu<\bar{Y}+k_{c}^{} \sigma_{0} / \sqrt{n}\right)=1-c,
$$
is a particular instance of a hypothetical long run of statements a proportion $1-c$ of which will be true, always, of course, assuming our model is sound. We can, at least in principle, make such a statement for each $c$ and thereby generate a collection of statements, sometimes called a confidence distribution. There is no restriction to a single $c$, so long as some compatibility requirements hold.
Because this has the formal properties of a distribution for $\mu$ it was called by R. A. Fisher the fiducial distribution and sometimes the fiducial probability distribution. A crucial question is whether this distribution can be interpreted and manipulated like an ordinary probability distribution. The position is:

  • a single set of limits for $\mu$ from some data can in some respects be considered just like a probability statement for $\mu$;
  • such probability statements cannot in general be combined or manipulated by the laws of probability to evaluate, for example, the chance that $\mu$ exceeds some given constant, for example zero. This is clearly illegitimate in the present context.

That is, as a single statement a $1-c$ upper limit has the evidential force of a statement of a unique event within a probability system. But the rules for manipulating probabilities in general do not apply. The limits are, of course, directly based on probability calculations.

Nevertheless the treatment of the confidence interval statement about the parameter as if it is in some respects like a probability statement contains the important insights that, in inference for the normal mean, the unknown parameter is more likely to be near the centre of the interval than near the end-points and that, provided the model is reasonably appropriate, if the mean is outside the interval it is not likely to be far outside.

A more emphatic demonstration that the sets of upper limits defined in this way do not determine a probability distribution is to show that in general there is an inconsistency if such a formal distribution determined in one stage of analysis is used as input into a second stage of probability calculation. We shall not give details; see Note 5.2.

The following example illustrates in very simple form the care needed in passing from assumptions about the data, given the model, to inference about the model, given the data, and in particular the false conclusions that can follow from treating such statements as probability statements.

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Interpretations of uncertainty

属性数据分析

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|General remarks

我们现在可以考虑制定和比较不同方法所涉及的一些问题。

在某些方面,贝叶斯公式更简单,而在其他方面则更困难。一旦将可能性和先验指定为合理的近似值,所有问题至少在原则上都是直截了当的。由此产生的后验分布可以根据普通的概率定律进行操作。困难集中在所涉及的概率定义背后的概念上,然后是足够准确度的先验数值规范。

有时,就像在某些遗传问题中一样,有理由认为θ由随机机制产生。毫无疑问,贝叶斯方法至少是在这种情况下合理制定和解决方案的一部分。在其他情况下,要以字面的方式使用该公式,我们必须将概率视为在某种意义上测量不确定性,不一定与频率直接相关。我们稍后会回到这个问题。一些贝叶斯方法的另一个可能的理由是它们提供了一种算法,用于从可能性中提取一些基本优势来自频率论考虑的过程。这尤其可以被视为支持
5.2概率
的广泛作用 一类广泛的程序,称为收缩方法,包括岭回归。

本书的重点往往是不同方法可能得出的答案之间的密切关系。这并不意味着不同的观点永远不会冲突。此外,不同数值相似答案之间的解释差异在概念上可能很重要。

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Broad roles of probability

到目前为止,讨论中反复出现的主题涉及频率论和贝叶斯形式化之间的广泛区别以及概率的含义。Kolmogorov 对概率论的公理化表述在很大程度上将意义问题与数学方面脱钩了。然而,他的公理坚定地植根于频率论观点,尽管在他生命的最后阶段,他开始关注基于复杂性的不同解释。但在目前的语境中,意义是至关重要的。

有两种方法可以在统计讨论中使用概率。第一个是现象学的,以数学形式描述表征包含随意变化的系统的经验规律。这通常是数据概率模型制定的基础,特别是导致被视为关注焦点的未知参数。事件的概率和是一个理想化的极限比例,其中和发生在相同条件下对系统的大量重复观察中。在某些情况下,可以合理地接近地实现大量重复的概念;在其他情况下,例如经济时间序列,这个概念是一个更抽象的结构。在这两种情况下,工作假设是参数描述了底层数据生成过程的特征,与所分析数据的特殊本质上的偶然特征相分离。

第一个现象学概念与描述可变性有关。概率的第二个作用与不确定性有关,因此是认识论的。在频率论理论中,我们采用基于频率的概率观点,仅间接使用它来校准置信区间和显着性检验的概念。在贝叶斯观点的大多数应用中,我们需要一个扩展的概率概念来衡量不确定性和给定F, 现在在哪里和例如,不一定是随机系统的结果,而可能是一个假设,或者实际上是调查人员不知道的任何特征。在统计应用中和通常是关于未知参数的一些陈述θ或更具体地说,关于感兴趣的参数ψ. 现在

讨论主要限于这种情况。单个数字是否可以有效地封装关于粒子物理学基础理论正确性的不确定性的问题远远超出了本讨论的范围。也许,它可以应用于更具体的问题,例如对基本理论的预测:到 2010 年会发现希格斯玻色子吗?

一个扩展的概率概念旨在解决这一点,即在解释数据时,除了狭义统计可变性引起的不确定性之外,还经常存在不确定性来源。在频率论方法中,这些方面,例如可能的系统测量误差,通常通过正式或非正式的敏感性分析来定性地解决,而不是纳入概率评估中。

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Frequentist interpretation of upper limits

首先,我们考虑例如从合适的支点获得的上限的常客解释。我们采用最简单的例子,例 1.1,即方差已知时的正态均值,但考虑相当普遍。上限
是¯+到Cσ0/n,这里从概率陈述中得出磷(μ<是¯+到Cσ0/n)=1−C,
是假设的长期陈述的特定实例 比例1−C当然,假设我们的模型是合理的,这将是正确的。至少在原则上,我们可以为每个C从而生成一组语句,有时称为置信度分布。没有单一的限制C,只要一些兼容性要求成立。
因为这具有分布的形式属性μRA Fisher 将其称为基准分布,有时也称为基准概率分布。一个关键问题是这个分布是否可以像普通概率分布一样被解释和操纵。职位是:

  • 一组限制μ从某些数据中可以在某些方面被认为就像一个概率陈述μ;
  • 这种概率陈述通常不能被概率法则组合或操纵来评估,例如,μ超过某个给定的常数,例如零。在目前的情况下,这显然是非法的。

也就是说,作为一个单一的陈述1−C上限具有陈述概率系统中唯一事件的证据力。但一般来说,操纵概率的规则并不适用。当然,这些限制直接基于概率计算。

然而,将关于参数的置信区间陈述视为在某些方面类似于概率陈述的处理包含了重要的见解,即在推断正态均值时,未知参数更可能靠近区间中心而不是接近端点,并且只要模型合理合适,如果平均值在区间之外,它不太可能在区间之外很远。

以这种方式定义的上限集合并不能确定概率分布的更强有力的证明是表明,如果将在一个分析阶段确定的正式分布用作第二阶段的输入,则通常存在不一致。概率计算。我们不会提供细节;见注 5.2。

以下示例以非常简单的形式说明了从对数据的假设(给定模型)到对模型的推断(给定数据)所需的谨慎,特别是通过将此类陈述视为概率陈述可能得出的错误结论。

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随机过程代考

在概率论概念中,随机过程随机变量的集合。 若一随机系统的样本点是随机函数,则称此函数为样本函数,这一随机系统全部样本函数的集合是一个随机过程。 实际应用中,样本函数的一般定义在时间域或者空间域。 随机过程的实例如股票和汇率的波动、语音信号、视频信号、体温的变化,随机运动如布朗运动、随机徘徊等等。

贝叶斯方法代考

贝叶斯统计概念及数据分析表示使用概率陈述回答有关未知参数的研究问题以及统计范式。后验分布包括关于参数的先验分布,和基于观测数据提供关于参数的信息似然模型。根据选择的先验分布和似然模型,后验分布可以解析或近似,例如,马尔科夫链蒙特卡罗 (MCMC) 方法之一。贝叶斯统计概念及数据分析使用后验分布来形成模型参数的各种摘要,包括点估计,如后验平均值、中位数、百分位数和称为可信区间的区间估计。此外,所有关于模型参数的统计检验都可以表示为基于估计后验分布的概率报表。

广义线性模型代考

广义线性模型(GLM)归属统计学领域,是一种应用灵活的线性回归模型。该模型允许因变量的偏差分布有除了正态分布之外的其它分布。

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机器学习代写

随着AI的大潮到来,Machine Learning逐渐成为一个新的学习热点。同时与传统CS相比,Machine Learning在其他领域也有着广泛的应用,因此这门学科成为不仅折磨CS专业同学的“小恶魔”,也是折磨生物、化学、统计等其他学科留学生的“大魔王”。学习Machine learning的一大绊脚石在于使用语言众多,跨学科范围广,所以学习起来尤其困难。但是不管你在学习Machine Learning时遇到任何难题,StudyGate专业导师团队都能为你轻松解决。

多元统计分析代考


基础数据: $N$ 个样本, $P$ 个变量数的单样本,组成的横列的数据表
变量定性: 分类和顺序;变量定量:数值
数学公式的角度分为: 因变量与自变量

时间序列分析代写

随机过程,是依赖于参数的一组随机变量的全体,参数通常是时间。 随机变量是随机现象的数量表现,其时间序列是一组按照时间发生先后顺序进行排列的数据点序列。通常一组时间序列的时间间隔为一恒定值(如1秒,5分钟,12小时,7天,1年),因此时间序列可以作为离散时间数据进行分析处理。研究时间序列数据的意义在于现实中,往往需要研究某个事物其随时间发展变化的规律。这就需要通过研究该事物过去发展的历史记录,以得到其自身发展的规律。

回归分析代写

多元回归分析渐进(Multiple Regression Analysis Asymptotics)属于计量经济学领域,主要是一种数学上的统计分析方法,可以分析复杂情况下各影响因素的数学关系,在自然科学、社会和经济学等多个领域内应用广泛。

MATLAB代写

MATLAB 是一种用于技术计算的高性能语言。它将计算、可视化和编程集成在一个易于使用的环境中,其中问题和解决方案以熟悉的数学符号表示。典型用途包括:数学和计算算法开发建模、仿真和原型制作数据分析、探索和可视化科学和工程图形应用程序开发,包括图形用户界面构建MATLAB 是一个交互式系统,其基本数据元素是一个不需要维度的数组。这使您可以解决许多技术计算问题,尤其是那些具有矩阵和向量公式的问题,而只需用 C 或 Fortran 等标量非交互式语言编写程序所需的时间的一小部分。MATLAB 名称代表矩阵实验室。MATLAB 最初的编写目的是提供对由 LINPACK 和 EISPACK 项目开发的矩阵软件的轻松访问,这两个项目共同代表了矩阵计算软件的最新技术。MATLAB 经过多年的发展,得到了许多用户的投入。在大学环境中,它是数学、工程和科学入门和高级课程的标准教学工具。在工业领域,MATLAB 是高效研究、开发和分析的首选工具。MATLAB 具有一系列称为工具箱的特定于应用程序的解决方案。对于大多数 MATLAB 用户来说非常重要,工具箱允许您学习应用专业技术。工具箱是 MATLAB 函数(M 文件)的综合集合,可扩展 MATLAB 环境以解决特定类别的问题。可用工具箱的领域包括信号处理、控制系统、神经网络、模糊逻辑、小波、仿真等。

R语言代写问卷设计与分析代写
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统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Some more general frequentist developments

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统计推断是利用数据分析来推断概率基础分布的属性的过程。 推断性统计分析推断人口的属性,例如通过测试假设和得出估计值。

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  • Statistical Machine Learning 统计机器学习
  • Longitudinal Data Analysis 纵向数据分析
  • Foundations of Data Science 数据科学基础
Bayesian inference - Wikipedia
统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Some more general frequentist developments

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Exponential family problems

Some limited but important classes of problems have a formally exact solution within the frequentist approach. We begin with two situations involving exponential family distributions. For simplicity we suppose that the parameter $\psi$ of interest is one-dimensional.

We start with a full exponential family model in which $\psi$ is a linear combination of components of the canonical parameter. After linear transformation of the parameter and canonical statistic we can write the density of the observations in the form
$$
m(y) \exp \left{s_{\psi} \psi+s_{\lambda}^{T} \lambda-k(\psi, \lambda)\right}
$$
where $\left(s_{\psi}, s_{\lambda}\right)$ is a partitioning of the sufficient statistic corresponding to the partitioning of the parameter. For inference about $\psi$ we prefer a pivotal distribution not depending on $\lambda$. It can be shown via the mathematical property of completeness, essentially that the parameter space is rich enough, that separation from $\lambda$ can be achieved only by working with the conditional distribution of the data given $S_{\lambda}=s_{\lambda}$. That is, we evaluate the conditional distribution of $S_{\psi}$ given $S_{\lambda}=s_{\lambda}$ and use the resulting distribution to find which values of $\psi$ are consistent with the data at various levels.

Many of the standard procedures dealing with simple problems about Poisson, binomial, gamma and normal distributions can be found by this route.We illustrate the arguments sketched above by a number of problems connected with binomial distributions, noting that the canonical parameter of a binomial distribution with probability $\pi$ is $\phi=\log {\pi /(1-\pi)}$. This has some advantages in interpretation and also disadvantages. When $\pi$ is small, the parameter is essentially equivalent to $\log \pi$ meaning that differences in canonical parameter are equivalent to ratios of probabilities.

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Transformation models

A different kind of reduction is possible for models such as the location model which preserve a special structure under a family of transformations.

Example 4.10. Location model. We return to Example 1.8, the location model. The likelihood is $\Pi g\left(y_{k}-\mu\right)$ which can be rearranged in terms of the order statistics $y_{(t)}$, i.e., the observed values arranged in increasing order of magnitude. These in general form the sufficient statistic for the model, minimal except for the normal distribution. Now the random variables corresponding to the differences between order statistics, specified, for example, as
$$
a=\left(y_{(2)}-y_{(1)}, \ldots, y_{(n)}-y_{(1)}\right)=\left(a_{2}, \ldots, a_{n}\right),
$$
have a distribution not depending on $\mu$ and hence are ancillary; inference about $\mu$ is thus based on the conditional distribution of, say, $y_{(1)}$ given $A=a$. The choice of $y_{(1)}$ is arbitrary because any estimate of location, for example the mean, is $y_{(1)}$ plus a function of $a$, and the latter is not random after conditioning. Now the marginal density of $A$ is
$$
\int g\left(y_{(1)}-\mu\right) g\left(y_{(1)}+a_{2}-\mu\right) \cdots g\left(y_{(1)}+a_{n}-\mu\right) d y_{(1)} .
$$The integral with respect to $y_{(1)}$ is equivalent to one integrated with respect to $\mu$ so that, on reexpressing the integrand in terms of the likelihood for the unordered variables, the density of $A$ is the function necessary to normalize the likelihood to integrate to one with respect to $\mu$. That is, the conditional density of $Y_{(1)}$, or of any other measure of location, is determined by normalizing the likelihood function and regarding it as a function of $y_{(1)}$ for given $a$. This implies that $p$-values and confidence limits for $\mu$ result from normalizing the likelihood and treating it like a distribution of $\mu$.

This is an exceptional situation in frequentist theory. In general, likelihood is a point function of its argument and integrating it over sets of parameter values is not statistically meaningful. In a Bayesian formulation it would correspond to combination with a uniform prior but no notion of a prior distribution is involved in the present argument.

The ancillary statistics allow testing conformity with the model. For example, to check on the functional form of $g(.)$ it would be best to work with the differences of the ordered values from the mean, $\left(y_{(l)}-\bar{y}\right)$ for $l=1, \ldots, n$. These are functions of $a$ as previously defined. A test statistic could be set up informally sensitive to departures in distributional form from those implied by $g(.)$. Or $\left(y_{(l)}-\bar{y}\right)$ could be plotted against $G^{-1}{(l-1 / 2) /(n+1)}$, where $G(.)$ is the cumulative distribution function corresponding to the density $g(.)$.

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Some further Bayesian examples

In principle the prior density in a Bayesian analysis is an insertion of additional information and the form of the prior should be dictated by the nature of that evidence. It is useful, at least for theoretical discussion, to look at priors which lead to mathematically tractable answers. One such form, useful usually only for nuisance parameters, is to take a distribution with finite support, in particular a two-point prior. This has in one dimension three adjustable parameters, the position of two points and a probability, and for some limited purposes this may be adequate. Because the posterior distribution remains concentrated on the same two points computational aspects are much simplified.

We shall not develop that idea further and turn instead to other examples of parametric conjugate priors which exploit the consequences of exponential family structure as exemplified in Section 2.4.

Example 4.12. Normal variance. Suppose that $Y_{1}, \ldots, Y_{n}$ are independently normally distributed with known mean, taken without loss of generality to be zero, and unknown variance $\sigma^{2}$. The likelihood is, except for a constant factor,
$$
\frac{1}{\sigma^{n}} \exp \left{-\Sigma y_{k}^{2} /\left(2 \sigma^{2}\right)\right} .
$$
The canonical parameter is $\phi=1 / \sigma^{2}$ and simplicity of structure suggests taking $\phi$ to have a prior gamma density which it is convenient to write in the form
$$
\pi\left(\phi ; g, n_{\pi}\right)=g(g \phi)^{n_{\pi} / 2-1} e^{-g \phi} / \Gamma\left(n_{\pi} / 2\right),
$$

defined by two quantities assumed known. One is $n_{\pi}$, which plays the role of an effective sample size attached to the prior density, by analogy with the form of the chi-squared density with $n$ degrees of freedom. The second defining quantity is $g$. Transformed into a distribution for $\sigma^{2}$ it is often called the inverse gamma distribution. Also $E_{\pi}(\Phi)=n_{\pi} /(2 g)$.

On multiplying the likelihood by the prior density, the posterior density of $\Phi$ is proportional to
$$
\phi^{\left(n+n_{\pi}\right) / 2-1} \exp \left[-\left{\left(\Sigma y_{k}^{2}+n_{\pi} / E_{\pi}(\Phi)\right)\right} \phi / 2\right]
$$
The posterior distribution is in effect found by treating
$$
\left{\Sigma y_{k}^{2}+n_{\pi} / E_{\pi}(\Phi)\right} \Phi
$$
as having a chi-squared distribution with $n+n_{\pi}$ degrees of freedom.
Formally, frequentist inference is based on the pivot $\Sigma Y_{k}^{2} / \sigma^{2}$, the pivotal distribution being the chi-squared distribution with $n$ degrees of freedom. There is formal, although of course not conceptual, equivalence between the two methods when $n_{a}=0$. This arises from the improper prior $d \phi / \phi$, equivalent to $d \sigma / \sigma$ or to a uniform improper prior for $\log \sigma$. That is, while there is never in this setting exact agreement between Bayesian and frequentist solutions, the latter can be approached as a limit as $n_{\pi} \rightarrow 0$.

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Some more general frequentist developments

属性数据分析

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Exponential family problems

一些有限但重要的问题类别在频率论方法中具有形式上精确的解决方案。我们从涉及指数族分布的两种情况开始。为简单起见,我们假设感兴趣的参数是一维的。

我们从一个完整的指数族模型开始,其中是规范参数分量的线性组合。在参数和典型统计量的线性变换之后,我们可以将观测值的密度写成以下形式
m(y) \exp \left{s_{\psi} \psi+s_{\lambda}^{T} \lambda-k(\psi, \lambda)\right}

其中 是对应于参数划分的充分统计量的划分。对于推断,我们更喜欢不依赖于 的关键分布。可以通过完备性的数学性质表明,本质上参数空间足够丰富,只有通过给定数据的条件分布才能实现分离。也就是说,我们评估给定的条件分布,并使用结果分布来找出哪些值与各个级别的数据一致。

许多处理有关泊松、二项式、伽马和正态分布的简单问题的标准程序都可以通过这条路线找到。我们通过与二项式分布相关的一些问题来说明上面概述的论点,注意到二项式分布的规范参数概率是 。这在解释上有一些优点,也有一些缺点。当 较小时,参数本质上等同于规范参数的差异等同于概率比的意思。

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Transformation models

对于诸如位置模型这样的模型可以进行不同类型的归约,该模型在一系列变换下保留了特殊结构。

示例 4.10。定位模型。我们回到示例 1.8,位置模型。可能性是 $\Pi g\left(y_{k}-\mu\right)$,它可以根据顺序统计 $y_{(t)}$ 重新排列,即观察值按递增顺序排列震级。这些通常构成模型的足够统计量,除了正态分布之外是最小的。现在将随机变量对应的订单统计量的差异,指定为例如
$$
a=\left(y_{(2)}-y_{(1)}, \ldots, y_{ (n)}-y_{(1)}\right)=\left(a_{2}, \ldots, a_{n}\right),
$$
有一个不依赖于 $\ 的分布mu$,因此是辅助的;因此,关于 $\mu$ 的推断是基于给定 $A=a$ 的 $y_{(1)}$ 的条件分布。 $y_{(1)}$ 的选择是任意的,因为任何位置估计,例如均值,都是 $y_{(1)}$ 加上 $a$ 的函数,而后者在调节后不是随机的。现在$A$的边际密度是
$$
\int g\left(y_{(1)}-\mu\right) g\left(y_{(1)}+a_{2} -\mu\right) \cdots g\left(y_{(1)}+a_{n}-\mu\right) d y_{(1)} .
$$关于$y_{的积分(1)}$ 等价于关于 $\mu$ 的积分,因此,在根据无序变量的似然性重新表示被积函数时,$A$ 的密度是归一化似然性所必需的函数对于 $\mu$ 为一。也就是说,$Y_{(1)}$ 或任何其他位置度量的条件密度是通过对似然函数进行归一化并将其视为给定 $a 的 $y_{(1)}$ 的函数来确定的美元。这意味着 $\mu$ 的 $p$ 值和置信限来自于对可能性进行归一化并将其视为 $\mu$ 的分布。

对于诸如位置模型这样的模型可以进行不同类型的归约,该模型在一系列变换下保留了特殊结构。

示例 4.10。定位模型。我们回到示例 1.8,位置模型。可能性是 $\Pi g\left(y_{k}-\mu\right)$,它可以根据顺序统计 $y_{(t)}$ 重新排列,即观察值按递增顺序排列震级。这些通常构成模型的足够统计量,除了正态分布之外是最小的。现在将随机变量对应的订单统计量的差异,指定为例如

$$
a=\left(y_{(2)}-y_{(1)}, \ldots, y_{ (n)}-y_{(1)}\right)=\left(a_{2}, \ldots, a_{n}\right),
$$
有一个不依赖于 $\ 的分布mu$,因此是辅助的;因此,关于 $\mu$ 的推断是基于给定 $A=a$ 的 $y_{(1)}$ 的条件分布。 $y_{(1)}$ 的选择是任意的,因为任何位置估计,例如均值,都是 $y_{(1)}$ 加上 $a$ 的函数,而后者在调节后不是随机的。现在$A$的边际密度是
$$
\int g\left(y_{(1)}-\mu\right) g\left(y_{(1)}+a_{2} -\mu\right) \cdots g\left(y_{(1)}+a_{n}-\mu\right) d y_{(1)} .
$$关于$y_{的积分(1)}$ 等价于关于 $\mu$ 的积分,因此,在根据无序变量的似然性重新表示被积函数时,$A$ 的密度是归一化似然性所必需的函数对于 $\mu$ 为一。也就是说,$Y_{(1)}$ 或任何其他位置度量的条件密度是通过对似然函数进行归一化并将其视为给定 $a 的 $y_{(1)}$ 的函数来确定的美元。这意味着 $\mu$ 的 $p$ 值和置信限来自于对可能性进行归一化并将其视为 $\mu$ 的分布。

辅助统计数据允许测试与模型的一致性。例如,要检查 $g(.)$ 的函数形式,最好使用有序值与平均值的差异 $\left(y_{(l)}-\bar{y}\对)$ 为 $l=1, \ldots, n$。这些是前面定义的 $a$ 的函数。可以非正式地建立一个检验统计量,以对分布形式与 $g(.)$ 隐含的偏差敏感。或者 $\left(y_{(l)}-\bar{y}\right)$ 可以针对 $G^{-1}{(l-1 / 2) /(n+1)}$ 绘制,其中$G(.)$是密度$g(.)$对应的累积分布函数。

这是频率论中的一个例外情况。一般而言,似然度是其参数的点函数,将其集成到参数值集上没有统计意义。在贝叶斯公式中,它对应于与统一先验的组合,但本论点不涉及先验分布的概念。

辅助统计数据允许测试与模型的一致性。例如,要检查 $g(.)$ 的函数形式,最好使用有序值与平均值的差异 $\left(y_{(l)}-\bar{y}\对)$ 为 $l=1, \ldots, n$。这些是前面定义的 $a$ 的函数。可以非正式地建立一个检验统计量,以对分布形式与 $g(.)$ 隐含的偏差敏感。或者 $\left(y_{(l)}-\bar{y}\right)$ 可以针对 $G^{-1}{(l-1 / 2) /(n+1)}$ 绘制,其中$G(.)$是密度$g(.)$对应的累积分布函数。

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Some further Bayesian examples

我们不会进一步发展这个想法,而是转向参数共轭先验的其他示例,这些示例利用指数族结构的后果,如第 2.4 节所示。

示例 4.12。正常方差。假设 $Y_{1}、\ldots、Y_{n}$ 独立正态分布,均值已知,不失一般性取为零,方差未知 $\sigma^{2}$。可能性是,除了一个常数因子,
$$
\frac{1}{\sigma^{n}} \exp \left{-\Sigma y_{k}^{2} /\left (2 \sigma^{2}\right)\right} .
$$
规范参数是 $\phi=1 / \sigma^{2}$,结构简单建议取 $\phi$有一个先验的伽马密度,可以方便地写成
$$
\pi\left(\phi ; g, n_{\pi}\right)=g(g \phi)^{ n_{\pi} / 2-1} e^{-g \phi} / \Gamma\left(n_{\pi} / 2\right),
$$

原则上,贝叶斯分析中的先验密度是附加信息的插入,先验的形式应由该证据的性质决定。至少对于理论讨论而言,查看导致数学上易于处理的答案的先验是有用的。一种这样的形式,通常只对讨厌的参数有用,是采用有限支持的分布,特别是两点先验。这在一维中具有三个可调整的参数、两个点的位置和一个概率,对于某些有限的目的,这可能就足够了。因为后验分布仍然集中在相同的两点上,所以计算方面大大简化了。

我们不会进一步发展这个想法,而是转向参数共轭先验的其他示例,这些示例利用指数族结构的后果,如第 2.4 节所示。

示例 4.12。正常方差。假设 $Y_{1}、\ldots、Y_{n}$ 独立正态分布,均值已知,不失一般性取为零,方差未知 $\sigma^{2}$。可能性是,除了一个常数因子,

$$
\frac{1}{\sigma^{n}} \exp \left{-\Sigma y_{k}^{2} /\left (2 \sigma^{2}\right)\right} .
$$
规范参数是 $\phi=1 / \sigma^{2}$,结构简单建议取 $\phi$有一个先验的伽马密度,可以方便地写成
$$
\pi\left(\phi ; g, n_{\pi}\right)=g(g \phi)^{ n_{\pi} / 2-1} e^{-g \phi} / \Gamma\left(n_{\pi} / 2\right),
$$原则上,贝叶斯分析中的先验密度是附加信息的插入,先验的形式应由该证据的性质决定。至少对于理论讨论而言,查看导致数学上易于处理的答案的先验是有用的。一种这样的形式,通常只对讨厌的参数有用,是采用有限支持的分布,特别是两点先验。这在一维中具有三个可调整的参数、两个点的位置和一个概率,对于某些有限的目的,这可能就足够了。因为后验分布仍然集中在相同的两点上,所以计算方面大大简化了。

我们不会进一步发展这个想法,而是转向参数共轭先验的其他示例,这些示例利用指数族结构的后果,如第 2.4 节所示。示例 4.12。正常方差。假设 $Y_{1}、\ldots、Y_{n}$ 独立正态分布,均值已知,不失一般性取为零,方差未知 $\sigma^{2}$。可能性是,除了一个常数因子,

$$
\frac{1}{\sigma^{n}} \exp \left{-\Sigma y_{k}^{2} /\left (2 \sigma^{2}\right)\right} .
$$
规范参数是 $\phi=1 / \sigma^{2}$,结构简单建议取 $\phi$有一个先验的伽马密度,可以方便地写成
$$
\pi\left(\phi ; g, n_{\pi}\right)=g(g \phi)^{ n_{\pi} / 2-1} e^{-g \phi} / \Gamma\left(n_{\pi} / 2\right),
$$

由假定已知的两个量定义。一个是$n_{\pi}$,它起到了附加到先验密度的有效样本大小的作用,类似于具有$n$自由度的卡方密度的形式。第二个定义量是$g$。转换为 $\sigma^{2}$ 的分布,它通常被称为逆伽马分布。还有$E_{\pi}(\Phi)=n_{\pi} /(2 g)$。

在将似然乘以先验密度时,$\Phi$ 的后验密度与
$$
\phi^{\left(n+n_{\pi}\right) / 2 成正比-1} \exp \left[-\left{\left(\Sigma y_{k}^{2}+n_{\pi} / E_{\pi}(\Phi)\right)\right} \phi / 2\right]
$$
后验分布实际上是通过处理
$$
\left{\Sigma y_{k}^{2}+n_{\pi} / E_ {\pi}(\Phi)\right} \Phi
$$
具有 $n+n_{\pi}$ 自由度的卡方分布。
形式上,频率论推理是基于枢轴 $\Sigma Y_{k}^{2} / \sigma^{2}$,枢轴分布是具有 $n$ 自由度的卡方分布。当 $n_{a}=0$ 时,两种方法之间存在形式上的等价,当然不是概念上的等价。这是由不正确的先验$d \phi / \phi$ 引起的,相当于$d \sigma / \sigma$ 或$\log \sigma$ 的统一不正确的先验。也就是说,虽然在这种情况下,贝叶斯和常客解决方案之间从来没有完全一致,但后者可以作为 $n_{\pi} \rightarrow 0$ 的限制来接近。

由假定已知的两个量定义。一个是$n_{\pi}$,它起到了附加到先验密度的有效样本大小的作用,类似于具有$n$自由度的卡方密度的形式。第二个定义量是$g$。转换为 $\sigma^{2}$ 的分布,它通常被称为逆伽马分布。还有$E_{\pi}(\Phi)=n_{\pi} /(2 g)$。

在将似然乘以先验密度时,$\Phi$ 的后验密度与

$$
\phi^{\left(n+n_{\pi}\right) / 2 成正比-1} \exp \left[-\left{\left(\Sigma y_{k}^{2}+n_{\pi} / E_{\pi}(\Phi)\right)\right} \phi / 2\right]
$$
后验分布实际上是通过处理
$$
\left{\Sigma y_{k}^{2}+n_{\pi} / E_ {\pi}(\Phi)\right} \Phi
$$
具有 $n+n_{\pi}$ 自由度的卡方分布。
形式上,频率论推理是基于枢轴 $\Sigma Y_{k}^{2} / \sigma^{2}$,枢轴分布是具有 $n$ 自由度的卡方分布。当 $n_{a}=0$ 时,两种方法之间存在形式上的等价,当然不是概念上的等价。这是由不正确的先验$d \phi / \phi$ 引起的,相当于$d \sigma / \sigma$ 或$\log \sigma$ 的统一不正确的先验。也就是说,虽然在这种情况下,贝叶斯和常客解决方案之间从来没有完全一致,但后者可以作为 $n_{\pi} \rightarrow 0$ 的限制来接近。

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在概率论概念中,随机过程随机变量的集合。 若一随机系统的样本点是随机函数,则称此函数为样本函数,这一随机系统全部样本函数的集合是一个随机过程。 实际应用中,样本函数的一般定义在时间域或者空间域。 随机过程的实例如股票和汇率的波动、语音信号、视频信号、体温的变化,随机运动如布朗运动、随机徘徊等等。

贝叶斯方法代考

贝叶斯统计概念及数据分析表示使用概率陈述回答有关未知参数的研究问题以及统计范式。后验分布包括关于参数的先验分布,和基于观测数据提供关于参数的信息似然模型。根据选择的先验分布和似然模型,后验分布可以解析或近似,例如,马尔科夫链蒙特卡罗 (MCMC) 方法之一。贝叶斯统计概念及数据分析使用后验分布来形成模型参数的各种摘要,包括点估计,如后验平均值、中位数、百分位数和称为可信区间的区间估计。此外,所有关于模型参数的统计检验都可以表示为基于估计后验分布的概率报表。

广义线性模型代考

广义线性模型(GLM)归属统计学领域,是一种应用灵活的线性回归模型。该模型允许因变量的偏差分布有除了正态分布之外的其它分布。

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机器学习代写

随着AI的大潮到来,Machine Learning逐渐成为一个新的学习热点。同时与传统CS相比,Machine Learning在其他领域也有着广泛的应用,因此这门学科成为不仅折磨CS专业同学的“小恶魔”,也是折磨生物、化学、统计等其他学科留学生的“大魔王”。学习Machine learning的一大绊脚石在于使用语言众多,跨学科范围广,所以学习起来尤其困难。但是不管你在学习Machine Learning时遇到任何难题,StudyGate专业导师团队都能为你轻松解决。

多元统计分析代考


基础数据: $N$ 个样本, $P$ 个变量数的单样本,组成的横列的数据表
变量定性: 分类和顺序;变量定量:数值
数学公式的角度分为: 因变量与自变量

时间序列分析代写

随机过程,是依赖于参数的一组随机变量的全体,参数通常是时间。 随机变量是随机现象的数量表现,其时间序列是一组按照时间发生先后顺序进行排列的数据点序列。通常一组时间序列的时间间隔为一恒定值(如1秒,5分钟,12小时,7天,1年),因此时间序列可以作为离散时间数据进行分析处理。研究时间序列数据的意义在于现实中,往往需要研究某个事物其随时间发展变化的规律。这就需要通过研究该事物过去发展的历史记录,以得到其自身发展的规律。

回归分析代写

多元回归分析渐进(Multiple Regression Analysis Asymptotics)属于计量经济学领域,主要是一种数学上的统计分析方法,可以分析复杂情况下各影响因素的数学关系,在自然科学、社会和经济学等多个领域内应用广泛。

MATLAB代写

MATLAB 是一种用于技术计算的高性能语言。它将计算、可视化和编程集成在一个易于使用的环境中,其中问题和解决方案以熟悉的数学符号表示。典型用途包括:数学和计算算法开发建模、仿真和原型制作数据分析、探索和可视化科学和工程图形应用程序开发,包括图形用户界面构建MATLAB 是一个交互式系统,其基本数据元素是一个不需要维度的数组。这使您可以解决许多技术计算问题,尤其是那些具有矩阵和向量公式的问题,而只需用 C 或 Fortran 等标量非交互式语言编写程序所需的时间的一小部分。MATLAB 名称代表矩阵实验室。MATLAB 最初的编写目的是提供对由 LINPACK 和 EISPACK 项目开发的矩阵软件的轻松访问,这两个项目共同代表了矩阵计算软件的最新技术。MATLAB 经过多年的发展,得到了许多用户的投入。在大学环境中,它是数学、工程和科学入门和高级课程的标准教学工具。在工业领域,MATLAB 是高效研究、开发和分析的首选工具。MATLAB 具有一系列称为工具箱的特定于应用程序的解决方案。对于大多数 MATLAB 用户来说非常重要,工具箱允许您学习应用专业技术。工具箱是 MATLAB 函数(M 文件)的综合集合,可扩展 MATLAB 环境以解决特定类别的问题。可用工具箱的领域包括信号处理、控制系统、神经网络、模糊逻辑、小波、仿真等。

R语言代写问卷设计与分析代写
PYTHON代写回归分析与线性模型代写
MATLAB代写方差分析与试验设计代写
STATA代写机器学习/统计学习代写
SPSS代写计量经济学代写
EVIEWS代写时间序列分析代写
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统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|More complicated situations

如果你也在 怎样代写统计推断statistics interference这个学科遇到相关的难题,请随时右上角联系我们的24/7代写客服。

统计推断是利用数据分析来推断概率基础分布的属性的过程。 推断性统计分析推断人口的属性,例如通过测试假设和得出估计值。

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我们提供的属性统计推断statistics interference及其相关学科的代写,服务范围广, 其中包括但不限于:

  • Statistical Inference 统计推断
  • Statistical Computing 统计计算
  • Advanced Probability Theory 高等楖率论
  • Advanced Mathematical Statistics 高等数理统计学
  • (Generalized) Linear Models 广义线性模型
  • Statistical Machine Learning 统计机器学习
  • Longitudinal Data Analysis 纵向数据分析
  • Foundations of Data Science 数据科学基础
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统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|General remarks

The previous frequentist discussion in especially Chapter 3 yields a theoretical approach which is limited in two senses. It is restricted to problems with no nuisance parameters or ones in which elimination of nuisance parameters is straightforward. An important step in generalizing the discussion is to extend the notion of a Fisherian reduction. Then we turn to a more systematic discussion of the role of nuisance parameters.

By comparison, as noted previously in Section 1.5, a great formal advantage of the Bayesian formulation is that, once the formulation is accepted, all subsequent problems are computational and the simplifications consequent on sufficiency serve only to ease calculations.

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|General Bayesian formulation

The argument outlined in Section $1.5$ for inference about the mean of a normal distribution can be generalized as follows. Consider the model $f_{Y \mid \Theta}(y \mid \theta)$, where, because we are going to treat the unknown parameter as a random variable, we now regard the model for the data-generating process as a conditional density. Suppose that $\Theta$ has the prior density $f_{\Theta}(\theta)$, specifying the marginal

distribution of the parameter, i.e., in effect the distribution $\Theta$ has when the observations $y$ are not available.

Given the data and the above formulation it is reasonable to assume that all information about $\theta$ is contained in the conditional distribution of $\Theta$ given $Y=y$. We call this the posterior distribution of $\Theta$ and calculate it by the standard laws of probability theory, as given in (1.12), by
$$
f_{\Theta \mid Y}(\theta \mid y)=\frac{f_{Y \mid \Theta}(y \mid \theta) f_{\Theta}(\theta)}{\int_{\Omega_{\theta}} f_{Y \mid \Theta}(y \mid \phi) f_{\Theta}(\phi) d \phi} .
$$
The main problem in computing this lies in evaluating the normalizing constant in the denominator, especially if the dimension of the parameter space is high. Finally, to isolate the information about the parameter of interest $\psi$, we marginalize the posterior distribution over the nuisance parameter $\lambda$. That is, writing $\theta=(\psi, \lambda)$, we consider
$$
f_{\Psi \mid Y}(\psi \mid y)=\int f_{\Theta \mid Y}(\psi, \lambda \mid y) d \lambda
$$
The models and parameters for which this leads to simple explicit solutions are broadly those for which frequentist inference yields simple solutions.

Because in the formula for the posterior density the prior density enters both in the numerator and the denominator, formal multiplication of the prior density by a constant would leave the answer unchanged. That is, there is no need for the prior measure to be normalized to 1 so that, formally at least, improper, i.e. divergent, prior densities may be used, always provided proper posterior densities result. A simple example in the context of the normal mean, Section $1.5$, is to take as prior density element $f_{M}(\mu) d \mu$ just $d \mu$. This could be regarded as the limit of the proper normal prior with variance $v$ taken as $v \rightarrow \infty$. Such limits raise few problems in simple cases, but in complicated multiparameter problems considerable care would be needed were such limiting notions contemplated. There results here a posterior distribution for the mean that is normal with mean $\bar{y}$ and variance $\sigma_{0}^{2} / n$, leading to posterior limits numerically identical to confidence limits.

In fact, with a scalar parameter it is possible in some generality to find a prior giving very close agreement with corresponding confidence intervals. With multidimensional parameters this is not in general possible and naive use of flat priors can lead to procedures that are very poor from all perspectives; see Example 5.5.

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Frequentist analysis

One approach to simple problems is essentially that of Section $2.5$ and can be summarized, as before, in the Fisherian reduction:

  • find the likelihood function;
  • reduce to a sufficient statistic $S$ of the same dimension as $\theta$;
  • find a function of $S$ that has a distribution depending only on $\psi$;
  • place it in pivotal form or alternatively use it to derive $p$-values for null hypotheses;
  • invert to obtain limits for $\psi$ at an arbitrary set of probability levels.
    There is sometimes an extension of the method that works when the model is of the $(k, d)$ curved exponential family form. Then the sufficient statistic is of dimension $k$ greater than $d$, the dimension of the parameter space. We then proceed as follows:
  • if possible, rewrite the $k$-dimensional sufficient statistic, when $k>d$, in the form $(S, A)$ such that $S$ is of dimension $d$ and $A$ has a distribution not depending on $\theta$;
  • consider the distribution of $S$ given $A=a$ and proceed as before. The statistic $A$ is called ancillary.
    There are limitations to these methods. In particular a suitable A may not exist, and then one is driven to asymptotic, i.e., approximate, arguments for problems of reasonable complexity and sometimes even for simple problems.
    We give some examples, the first of which is not of exponential family form.
    Example 4.1. Uniform distribution of known range. Suppose that $\left(Y_{1}, \ldots, Y_{n}\right)$ are independently and identically distributed in the uniform distribution over $(\theta-1, \theta+1)$. The likelihood takes the constant value $2^{-n}$ provided the smallest

and largest values $\left(y_{(1)}, y_{(n)}\right)$ lie within the range $(\theta-1, \theta+1)$ and is zero otherwise. The minimal sufficient statistic is of dimension 2 , even though the parameter is only of dimension 1 . The model is a special case of a location family and it follows from the invariance properties of such models that $A=Y_{(n)}-Y_{(1)}$ has a distribution independent of $\theta$.

This example shows the imperative of explicit or implicit conditioning on the observed value $a$ of $A$ in quite compelling form. If $a$ is approximately 2 , only values of $\theta$ very close to $y^{}=\left(y_{(1)}+y_{(n)}\right) / 2$ are consistent with the data. If, on the other hand, $a$ is very small, all values in the range of the common observed value $y^{}$ plus and minus 1 are consistent with the data. In general, the conditional distribution of $Y^{}$ given $A=a$ is found as follows. The joint density of $\left(Y_{(1)}, Y_{(n)}\right)$ is $$ n(n-1)\left(y_{(n)}-y_{(1)}\right)^{n-2} / 2^{n} $$ and the transformation to new variables $\left(Y^{}, A=Y_{(n)}-Y_{(1)}\right)$ has unit Jacobian. Therefore the new variables $\left(Y^{}, A\right)$ have density $n(n-1) a^{(n-2)} / 2^{n}$ defined over the triangular region $\left(0 \leq a \leq 2 ; \theta-1+a / 2 \leq y^{} \leq \theta+1-a / 2\right)$ and density zero elsewhere. This implies that the conditional density of $Y^{}$ given $A=a$ is uniform over the allowable interval $\theta-1+a / 2 \leq y^{} \leq \theta+1-a / 2$.

Conditional confidence interval statements can now be constructed although they add little to the statement just made, in effect that every value of $\theta$ in the relevant interval is in some sense equally consistent with the data. The key point is that an interval statement assessed by its unconditional distribution could be formed that would give the correct marginal frequency of coverage but that would hide the fact that for some samples very precise statements are possible whereas for others only low precision is achievable.

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属性数据分析

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|General remarks

之前的常客讨论,尤其是第 3 章中的讨论,产生了一种在两个意义上受到限制的理论方法。它仅限于没有干扰参数的问题或消除干扰参数很简单的问题。概括讨论的一个重要步骤是扩展 Fisherian 约简的概念。然后我们转向对有害参数的作用进行更系统的讨论。

相比之下,如前面 1.5 节所述,贝叶斯公式的一个很大的形式优势是,一旦公式被接受,所有后续问题都是计算的,并且因充分性而产生的简化仅用于简化计算。

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节中概述的论点1.5关于正态分布均值的推断可以概括如下。考虑模型F是∣θ(是∣θ), 其中,因为我们要将未知参数视为随机变量,所以我们现在将数据生成过程的模型视为条件密度。假设θ具有先验密度Fθ(θ),指定边际

参数的分布,即实际上分布θ有什么时候观察是不可用。

鉴于数据和上述公式,可以合理地假设所有关于θ包含在条件分布中θ给定是=是. 我们称之为后验分布θ并根据(1.12)中给出的概率论的标准定律计算它,由
Fθ∣是(θ∣是)=F是∣θ(是∣θ)Fθ(θ)∫ΩθF是∣θ(是∣φ)Fθ(φ)dφ.
计算这个的主要问题在于评估分母中的归一化常数,特别是如果参数空间的维数很高。最后,隔离有关感兴趣参数的信息ψ,我们边缘化了讨厌参数的后验分布λ. 也就是说,写θ=(ψ,λ), 我们认为
FΨ∣是(ψ∣是)=∫Fθ∣是(ψ,λ∣是)dλ
这导致简单显式解决方案的模型和参数广泛地是频率论推理产生简单解决方案的模型和参数。

因为在后验密度公式中,先验密度在分子和分母中都输入,所以先验密度乘以一个常数的形式乘法将使答案保持不变。也就是说,没有必要将先验测量归一化为1,以便至少在形式上可以使用不正确的,即发散的先验密度,总是提供适当的后验密度结果。正态均值上下文中的一个简单示例,Section1.5, 是作为先验密度元素F米(μ)dμ只是dμ. 这可以被视为具有方差的适当正态先验的极限v当作v→∞. 这样的限制在简单的情况下很少引起问题,但在复杂的多参数问题中,如果考虑到这样的限制概念,则需要相当小心。这里的结果是均值的后验分布,均值是正态的是¯和方差σ02/n,导致后验极限在数值上与置信极限相同。

事实上,使用标量参数,在某些一般情况下,可以找到与相应置信区间非常接近的先验。对于多维参数,这通常是不可能的,并且天真地使用平面先验会导致从各个角度来看都非常糟糕的程序;见例 5.5。

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解决简单问题的一种方法本质上是 Section2.5并且可以像以前一样总结为费雪简化:

  • 找到似然函数;
  • 减少到足够的统计量小号尺寸相同θ;
  • 找到一个函数小号它的分布仅取决于ψ;
  • 把它放在关键的形式,或者用它来推导p- 零假设的值;
  • 反转以获得限制ψ在任意一组概率水平上。
    当模型属于(到,d)弯曲指数族形式。那么充分的统计量是有维度的到比…更棒d,参数空间的维数。然后我们进行如下操作:
  • 如果可能,重写到维充分统计量,当到>d,形式为(小号,一种)这样小号有维度d和一种分布不依赖于θ;
  • 考虑分布小号给定一种=一种并像以前一样进行。统计数据一种称为辅助。
    这些方法有局限性。特别是一个合适的 A 可能不存在,然后一个人被驱使对合理复杂的问题,有时甚至是简单问题进行渐近的,即近似的论证。
    我们给出一些例子,其中第一个不是指数族形式。
    例 4.1。已知范围的均匀分布。假设(是1,…,是n)在均匀分布中独立同分布(θ−1,θ+1). 可能性取常数值2−n提供最小的

和最大值(是(1),是(n))位于范围内(θ−1,θ+1)否则为零。最小足够统计量的维度是 2 ,即使参数只有维度 1 。该模型是位置族的一个特例,它遵循此类模型的不变性,即一种=是(n)−是(1)具有独立于的分布θ.

此示例显示了对观察值进行显式或隐式条件的必要性一种的一种以非常引人注目的形式。如果一种约为 2 ,只有θ很接近是=(是(1)+是(n))/2与数据一致。另一方面,如果,一种非常小,所有值都在共同观察值范围内是正负1与数据一致。一般来说,条件分布是给定一种=一种发现如下。联合密度(是(1),是(n))是n(n−1)(是(n)−是(1))n−2/2n以及对新变量的转换(是,一种=是(n)−是(1))有单位雅可比行列式。因此新变量(是,一种)有密度n(n−1)一种(n−2)/2n在三角形区域上定义(0≤一种≤2;θ−1+一种/2≤是≤θ+1−一种/2)其他地方的密度为零。这意味着条件密度是给定一种=一种在允许的区间内是均匀的θ−1+一种/2≤是≤θ+1−一种/2.

现在可以构造条件置信区间语句,尽管它们对刚刚所做的语句几乎没有添加,实际上每个值θ在相关区间在某种意义上与数据同样一致。关键是可以形成一个由其无条件分布评估的区间陈述,该陈述将给出正确的边际覆盖频率,但这将隐藏这样一个事实,即对于某些样本,非常精确的陈述是可能的,而对于其他样本,则只能实现低精度。

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多元统计分析代考


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统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Relation with acceptance and rejection

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There is a conceptual difference, but essentially no mathematical difference, between the discussion here and the treatment of testing as a two-decision problem, with control over the formal error probabilities. In this we fix in principle the probability of rejecting $H_{0}$ when it is true, usually denoted by $\alpha$, aiming to maximize the probability of rejecting $H_{0}$ when false. This approach demands the explicit formulation of alternative possibilities. Essentially it amounts to setting in advance a threshold for $p_{o b s}$. It is, of course, potentially appropriate when clear decisions are to be made, as for example in some classification problems. The previous discussion seems to match more closely scientific practice in these matters, at least for those situations where analysis and interpretation rather than decision-making are the focus.

That is, there is a distinction between the Neyman-Pearson formulation of testing regarded as clarifying the meaning of statistical significance via hypothetical repetitions and that same theory regarded as in effect an instruction on how to implement the ideas by choosing a suitable $\alpha$ in advance and reaching different decisions accordingly. The interpretation to be attached to accepting or rejecting a hypothesis is strongly context-dependent; the point at stake here, however, is more a question of the distinction between assessing evidence, as contrasted with deciding by a formal rule which of two directions to take.

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Formulation of alternatives and test statistics

As set out above, the simplest version of a significance test involves formulation of a null hypothesis $H_{0}$ and a test statistic $T$, large, or possibly extreme, values of which point against $H_{0}$. Choice of $T$ is crucial in specifying the kinds of departure from $H_{0}$ of concern. In this first formulation no alternative probability models are explicitly formulated; an implicit family of possibilities is

specified via $T$. In fact many quite widely used statistical tests were developed in this way.

A second possibility is that the null hypothesis corresponds to a particular parameter value, say $\psi=\psi_{0}$, in a family of models and the departures of main interest correspond either, in the one-dimensional case, to one-sided alternatives $\psi>\psi_{0}$ or, more generally, to alternatives $\psi \neq \psi_{0}$. This formulation will suggest the most sensitive test statistic, essentially equivalent to the best estimate of $\psi$, and in the Neyman-Pearson formulation such an explicit formulation of alternatives is essential.

The approaches are, however, not quite as disparate as they may seem. Let $f_{0}(y)$ denote the density of the observations under $H_{0}$. Then we may associate with a proposed test statistic $T$ the exponential family
$$
f_{0}(y) \exp {t \theta-k(\theta)}
$$
where $k(\theta)$ is a normalizing constant. Then the test of $\theta=0$ most sensitive to these departures is based on $T$. Not all useful tests appear natural when viewed in this way, however; see, for instance, Example 3.5.

Many of the test procedures for examining model adequacy that are provided in standard software are best regarded as defined directly by the test statistic used rather than by a family of alternatives. In principle, as emphasized above, the null hypothesis is the conditional distribution of the data given the sufficient statistic for the parameters in the model. Then, within that null distribution, interesting directions of departure are identified.

The important distinction is between situations in which a whole family of distributions arises naturally as a base for analysis versus those where analysis is at a stage where only the null hypothesis is of explicit interest.

Tests where the null hypotheses itself is formulated in terms of arbitrary distributions, so-called nonparametric or distribution-free tests, illustrate the use of test statistics that are formulated largely or wholly informally, without specific probabilistically formulated alternatives in mind. To illustrate the arguments involved, consider initially a single homogenous set of observations.

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Relation with interval estimation

While conceptually it may seem simplest to regard estimation with uncertainty as a simpler and more direct mode of analysis than significance testing there are some important advantages, especially in dealing with relatively complicated problems, in arguing in the other direction. Essentially confidence intervals, or more generally confidence sets, can be produced by testing consistency with every possible value in $\Omega_{\psi}$ and taking all those values not ‘rejected’ at level $c$, say, to produce a $1-c$ level interval or region. This procedure has the property that in repeated applications any true value of $\psi$ will be included in the region except in a proportion $1-c$ of cases. This can be done at various levels $c$, using the same form of test throughout.

Example 3.6. Ratio of normal means. Given two independent sets of random variables from normal distributions of unknown means $\mu_{0}, \mu_{1}$ and with known variance $\sigma_{0}^{2}$, we first reduce by sufficiency to the sample means $\bar{y}{0}, \bar{y}{1}$. Suppose that the parameter of interest is $\psi=\mu_{1} / \mu_{0}$. Consider the null hypothesis $\psi=\psi_{0}$. Then we look for a statistic with a distribution under the null hypothesis that does not depend on the nuisance parameter. Such a statistic is
$$
\frac{\bar{Y}{1}-\psi{0} \bar{Y}{0}}{\sigma{0} \sqrt{\left(1 / n_{1}+\psi_{0}^{2} / n_{0}\right)}}
$$
this has a standard normal distribution under the null hypothesis. This with $\psi_{0}$ replaced by $\psi$ could be treated as a pivot provided that we can treat $\bar{Y}_{0}$ as positive.

Note that provided the two distributions have the same variance a similar result with the Student $t$ distribution replacing the standard normal would apply if the variance were unknown and had to be estimated. To treat the probably more realistic situation where the two distributions have different and unknown variances requires the approximate techniques of Chapter $6 .$

We now form a $1-c$ level confidence region by taking all those values of $\psi_{0}$ that would not be ‘rejected’ at level $c$ in this test. That is, we take the set
$$
\left{\psi: \frac{\left(\bar{Y}{1}-\psi \bar{Y}{0}\right)^{2}}{\sigma_{0}^{2}\left(1 / n_{1}+\psi^{2} / n_{0}\right)} \leq k_{1 ; c}^{}\right}, $$ where $k_{1 ; c}^{}$ is the upper $c$ point of the chi-squared distribution with one degree of freedom.

Thus we find the limits for $\psi$ as the roots of a quadratic equation. If there are no real roots, all values of $\psi$ are consistent with the data at the level in question. If the numerator and especially the denominator are poorly determined, a confidence interval consisting of the whole line may be the only rational conclusion to be drawn and is entirely reasonable from a testing point of view, even though regarded from a confidence interval perspective it may, wrongly, seem like a vacuous statement.

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Relation with acceptance and rejection

属性数据分析

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Relation with acceptance and rejection

此处的讨论与将测试视为两个决策问题并控制形式错误概率之间存在概念差异,但本质上没有数学差异。在此,我们原则上修复了在 $H_{0}$ 为真时拒绝的概率,通常用 $\alpha$ 表示,旨在最大化在错误时拒绝 $H_{0}$ 的概率。这种方法需要明确表述替代的可能性。本质上,它相当于为 $p_{obs}$ 预先设置了一个阈值。当然,当要做出明确的决定时,它可能是合适的,例如在一些分类问题中。之前的讨论似乎更符合这些问题的科学实践,

也就是说,Neyman-Pearson 的检验公式被认为是通过假设重复来阐明统计显着性的含义,而同一理论实际上被认为是关于如何通过选择合适的 $\alpha$ 来实施这些想法的指导。提前并相应地做出不同的决定。接受或拒绝假设的解释强烈依赖于上下文;然而,这里的关键点更多地是评估证据之间的区别问题,与通过正式规则决定采取两个方向中的哪一个形成对比。

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Formulation of alternatives and test statistics

如上所述,显着性检验的最简单版本涉及制定原假设 $H_{0}$ 和检验统计量 $T$,其值相对于 $H_{0}$ 较大或可能极端。$T$ 的选择对于指定偏离关注的 $H_{0}$ 的种类至关重要。在第一个公式中,没有明确公式化替代概率模型;一个隐含的可能性族是

通过 $T$ 指定。事实上,许多相当广泛使用的统计测试都是以这种方式开发的。

第二种可能性是,原假设对应于模型族中的特定参数值,例如 $\psi=\psi_{0}$,并且主要兴趣的偏离在一维情况下对应于一个边替代$\psi>\psi_{0}$,或者更一般地说,替代$\psi \neq \psi_{0}$。这个公式将建议最敏感的测试统计量,基本上等同于 $\psi$ 的最佳估计,并且在 Neyman-Pearson 公式中,这样一个明确的替代公式是必不可少的。

然而,这些方法并不像看起来那样完全不同。令 $f_{0}(y)$ 表示 $H_{0}$ 下的观测密度。然后我们可以将一个建议的检验统计量 $T$ 与指数族
$$
f_{0}(y) \exp {t \theta-k(\theta)}
$$相关联
,其中 $k(\theta)$ 是归一化的持续的。那么对这些偏离最敏感的$\theta=0$ 的检验是基于$T$。然而,当以这种方式查看时,并非所有有用的测试都显得自然。例如,参见示例 3.5。

标准软件中提供的用于检查模型充分性的许多测试程序最好被视为由所使用的测试统计量直接定义,而不是由一系列替代方案定义。原则上,如上所述,零假设是给定模型中参数的充分统计数据的条件分布。然后,在该零分布中,识别出有趣的出发方向。

重要的区别在于整个分布家族作为分析基础自然出现的情况与分析处于只有零假设明确感兴趣的阶段的情况之间的区别。

零假设本身是根据任意分布制定的检验,即所谓的非参数或无分布检验,说明了在很大程度上或完全非正式地制定的检验统计量的使用,而没有考虑到特定的概率制定的替代方案。为了说明所涉及的论点,首先考虑一组同质的观察。

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Relation with interval estimation

虽然从概念上讲,将不确定性估计视为比显着性检验更简单和更直接的分析模式似乎最简单,但在另一个方向争论时,有一些重要的优势,特别是在处理相对复杂的问题时。本质上,置信区间,或更一般的置信集,可以通过测试 $\Omega_{\psi}$ 中每个可能值的一致性并取所有在 $c$ 级别未被“拒绝”的值来生成,例如,生成 $1 -c$ 级别区间或区域。这个过程的特性是在重复应用中,任何 $\psi$ 的真值都将包含在该区域中,但比例为 $1-c$ 的情况除外。这可以在各个级别 $c$ 上完成,始终使用相同的测试形式。

例 3.6。正常均值的比率。给定来自未知均值 $\mu_{0}、\mu_{1}$ 和已知方差 $\sigma_{0}^{2}$ 的正态分布的两组独立随机变量,我们首先通过充分性减少样本表示 $\bar{y} {0},\bar{y} {1}$。假设感兴趣的参数是 $\psi=\mu_{1} / \mu_{0}$。考虑原假设 $\psi=\psi_{0}$。然后我们在不依赖于讨厌参数的原假设下寻找具有分布的统计量。这样的统计量是
$$
\frac{\bar{Y}{1}-\psi{0} \bar{Y}{0}}{\sigma{0} \sqrt{\left(1 / n_{1} +\psi_{0}^{2} / n_{0}\right)}}
$$
这在原假设下具有标准正态分布。如果我们可以将 $\bar{Y}_{0}$ 视为正数,则将 $\psi_{0}$ 替换为 $\psi$ 可以被视为枢轴。

请注意,如果这两个分布具有相同的方差,则如果方差未知且必须估计,则使用 Student $t$ 分布替换标准正态的类似结果将适用。要处理可能更现实的情况,即两个分布具有不同且未知的方差,需要使用第 6 章的近似技术。

我们现在通过获取在此测试中不会在 $c$ 级别“拒绝”的所有 $\psi_{0}$ 值来形成 $1-c$ 级别的置信区域。也就是说,我们取集合
$$
\left{\psi: \frac{\left(\bar{Y}{1}-\psi \bar{Y}{0}\right)^{2}}{\ sigma_{0}^{2}\left(1 / n_{1}+\psi^{2} / n_{0}\right)} \leq k_{1 ; c}^{}\right}, $$ 其中 $k_{1 ; c}^{}$ 是具有一个自由度的卡方分布的上 $c$ 点。

因此,我们发现 $\psi$ 的极限是二次方程的根。如果没有实根,$\psi$ 的所有值都与相关级别的数据一致。如果分子,尤其是分母确定得不好,则由整条线组成的置信区间可能是唯一要得出的合理结论,并且从测试的角度来看是完全合理的,即使从置信区间的角度来看它可能,错误地,似乎是一个空洞的陈述。

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随机过程代考

在概率论概念中,随机过程随机变量的集合。 若一随机系统的样本点是随机函数,则称此函数为样本函数,这一随机系统全部样本函数的集合是一个随机过程。 实际应用中,样本函数的一般定义在时间域或者空间域。 随机过程的实例如股票和汇率的波动、语音信号、视频信号、体温的变化,随机运动如布朗运动、随机徘徊等等。

贝叶斯方法代考

贝叶斯统计概念及数据分析表示使用概率陈述回答有关未知参数的研究问题以及统计范式。后验分布包括关于参数的先验分布,和基于观测数据提供关于参数的信息似然模型。根据选择的先验分布和似然模型,后验分布可以解析或近似,例如,马尔科夫链蒙特卡罗 (MCMC) 方法之一。贝叶斯统计概念及数据分析使用后验分布来形成模型参数的各种摘要,包括点估计,如后验平均值、中位数、百分位数和称为可信区间的区间估计。此外,所有关于模型参数的统计检验都可以表示为基于估计后验分布的概率报表。

广义线性模型代考

广义线性模型(GLM)归属统计学领域,是一种应用灵活的线性回归模型。该模型允许因变量的偏差分布有除了正态分布之外的其它分布。

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机器学习代写

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多元统计分析代考


基础数据: $N$ 个样本, $P$ 个变量数的单样本,组成的横列的数据表
变量定性: 分类和顺序;变量定量:数值
数学公式的角度分为: 因变量与自变量

时间序列分析代写

随机过程,是依赖于参数的一组随机变量的全体,参数通常是时间。 随机变量是随机现象的数量表现,其时间序列是一组按照时间发生先后顺序进行排列的数据点序列。通常一组时间序列的时间间隔为一恒定值(如1秒,5分钟,12小时,7天,1年),因此时间序列可以作为离散时间数据进行分析处理。研究时间序列数据的意义在于现实中,往往需要研究某个事物其随时间发展变化的规律。这就需要通过研究该事物过去发展的历史记录,以得到其自身发展的规律。

回归分析代写

多元回归分析渐进(Multiple Regression Analysis Asymptotics)属于计量经济学领域,主要是一种数学上的统计分析方法,可以分析复杂情况下各影响因素的数学关系,在自然科学、社会和经济学等多个领域内应用广泛。

MATLAB代写

MATLAB 是一种用于技术计算的高性能语言。它将计算、可视化和编程集成在一个易于使用的环境中,其中问题和解决方案以熟悉的数学符号表示。典型用途包括:数学和计算算法开发建模、仿真和原型制作数据分析、探索和可视化科学和工程图形应用程序开发,包括图形用户界面构建MATLAB 是一个交互式系统,其基本数据元素是一个不需要维度的数组。这使您可以解决许多技术计算问题,尤其是那些具有矩阵和向量公式的问题,而只需用 C 或 Fortran 等标量非交互式语言编写程序所需的时间的一小部分。MATLAB 名称代表矩阵实验室。MATLAB 最初的编写目的是提供对由 LINPACK 和 EISPACK 项目开发的矩阵软件的轻松访问,这两个项目共同代表了矩阵计算软件的最新技术。MATLAB 经过多年的发展,得到了许多用户的投入。在大学环境中,它是数学、工程和科学入门和高级课程的标准教学工具。在工业领域,MATLAB 是高效研究、开发和分析的首选工具。MATLAB 具有一系列称为工具箱的特定于应用程序的解决方案。对于大多数 MATLAB 用户来说非常重要,工具箱允许您学习应用专业技术。工具箱是 MATLAB 函数(M 文件)的综合集合,可扩展 MATLAB 环境以解决特定类别的问题。可用工具箱的领域包括信号处理、控制系统、神经网络、模糊逻辑、小波、仿真等。

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PYTHON代写回归分析与线性模型代写
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统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Significance tests

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统计推断是利用数据分析来推断概率基础分布的属性的过程。 推断性统计分析推断人口的属性,例如通过测试假设和得出估计值。

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  • Longitudinal Data Analysis 纵向数据分析
  • Foundations of Data Science 数据科学基础
统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Significance tests

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|General remarks

So far, in our frequentist discussion we have summarized information about the unknown parameter $\psi$ by finding procedures that would give in hypothetical repeated applications upper (or lower) bounds for $\psi$ a specified proportion of times in a long run of repeated applications. This is close to but not the same as specifying a probability distribution for $\psi$; it avoids having to treat $\psi$ as a random variable, and moreover as one with a known distribution in the absence of the data.

Suppose now there is specified a particular value $\psi_{0}$ of the parameter of interest and we wish to assess the relation of the data to that value. Often the hypothesis that $\psi=\psi_{0}$ is called the null hypothesis and conventionally denoted by $H_{0}$. It may, for example, assert that some effect is zero or takes on a value given by a theory or by previous studies, although $\psi_{0}$ does not have to be restricted in that way.

There are at least six different situations in which this may arise, namely the following.

  • There may be some special reason for thinking that the null hypothesis may be exactly or approximately true or strong subject-matter interest may focus on establishing that it is likely to be false.
  • There may be no special reason for thinking that the null hypothesis is true but it is important because it divides the parameter space into two (or more) regions with very different interpretations. We are then interested in whether the data establish reasonably clearly which region is correct, for example it may establish the value of $\operatorname{sgn}\left(\psi-\psi_{0}\right)$.
  • Testing may be a technical device used in the process of generating confidence intervals.
  • Consistency with $\psi=\psi_{0}$ may provide a reasoned justification for simplifying an otherwise rather complicated model into one that is more transparent and which, initially at least, may be a reasonable basis for interpretation.
  • Only the model when $\psi=\psi_{0}$ is under consideration as a possible model for interpreting the data and it has been embedded in a richer family just to provide a qualitative basis for assessing departure from the model.
  • Only a single model is defined, but there is a qualitative idea of the kinds of departure that are of potential subject-matter interest.

The last two formulations are appropriate in particular for examining model adequacy.

From time to time in the discussion it is useful to use the short-hand description of $H_{0}$ as being possibly true. Now in statistical terms $H_{0}$ refers to a probability model and the very word ‘model’ implies idealization. With a very few possible exceptions it would be absurd to think that a mathematical model is an exact representation of a real system and in that sense all $H_{0}$ are defined within a system which is untrue. We use the term to mean that in the current state of knowledge it is reasonable to proceed as if the hypothesis is true. Note that an underlying subject-matter hypothesis such as that a certain environmental exposure has absolutely no effect on a particular disease outcome might indeed be true.

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Simple significance test

In the formulation of a simple significance test, we suppose available data $y$ and a null hypothesis $H_{0}$ that specifies the distribution of the corresponding random variable $Y$. In the first place, no other probabilistic specification is involved, although some notion of the type of departure from $H_{0}$ that is of subject-matter concern is essential.

The first step in testing $H_{0}$ is to find a distribution for observed random variables that has a form which, under $H_{0}$, is free of nuisance parameters, i.e., is

completely known. This is trivial when there is a single unknown parameter whose value is precisely specified by the null hypothesis. Next find or determine a test statistic $T$, large (or extreme) values of which indicate a departure from the null hypothesis of subject-matter interest. Then if $t_{\text {obs }}$ is the observed value of $T$ we define
$$
p_{\mathrm{obs}}=P\left(T \geq t_{\mathrm{obs}}\right) \text {, }
$$
the probability being evaluated under $H_{0}$, to be the (observed) $p$-value of the test.

It is conventional in many fields to report only very approximate values of $p_{\text {obs }}$, for example that the departure from $H_{0}$ is significant just past the 1 per cent level, etc.

The hypothetical frequency interpretation of such reported significance levels is as follows. If we were to accept the available data as just decisive evidence against $H_{0}$, then we would reject the hypothesis when true a long-run proportion pobs of times.

Put more qualitatively, we examine consistency with $H_{0}$ by finding the consequences of $H_{0}$, in this case a random variable with a known distribution, and seeing whether the prediction about its observed value is reasonably well fulfilled.

We deal first with a very special case involving testing a null hypothesis that might be true to a close approximation.

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|One- and two-sided tests

In many situations observed values of the test statistic in either tail of its distribution represent interpretable, although typically different, departures from $H_{0}$ The simplest procedure is then often to contemplate two tests, one for each tail, in effect taking the more significant, i.e., the smaller tail, as the basis for possible interpretation. Operational interpretation of the result as a hypothetical error rate is achieved by doubling the corresponding $p$, with a slightly more complicated argument in the discrete case.

More explicitly we argue as follows. With test statistic $T$, consider two $p$-values, namely
$$
p_{\mathrm{obs}}^{+}=P\left(T \geq t ; H_{0}\right), \quad p_{\mathrm{obs}}^{-}=P\left(T \leq t ; H_{0}\right) .
$$
In general the sum of these values is $1+P(T=t)$. In the two-sided case it is then reasonable to define a new test statistic
$$
Q=\min \left(P_{\mathrm{obs}}^{+}, P_{\text {obs }}^{-}\right)
$$
The level of significance is
$$
P\left(Q \leq q_{\text {obs }} ; H_{0}\right)
$$
In the continuous case this is $2 q_{\text {obs }}$ because two disjoint events are involved. In a discrete problem it is $q_{\text {obs plus the achievable } p \text {-value from the other tail }}$ of the distribution nearest to but not exceeding $q_{\mathrm{obs}}$. As has been stressed the precise calculation of levels of significance is rarely if ever critical, so that the careful definition is more one of principle than of pressing applied importance. A more important point is that the definition is unaffected by a monotone transformation of $T$.

In one sense very many applications of tests are essentially two-sided in that, even though initial interest may be in departures in one direction, it will rarely be wise to disregard totally departures in the other direction, even if initially they are unexpected. The interpretation of differences in the two directions may well be very different. Thus in the broad class of procedures associated with the linear model of Example $1.4$ tests are sometimes based on the ratio of an estimated variance, expected to be large if real systematic effects are present, to an estimate essentially of error. A large ratio indicates the presence of systematic effects whereas a suspiciously small ratio suggests an inadequately specified model structure.

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Significance tests

属性数据分析

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|General remarks

到目前为止,在我们的常客讨论中,我们总结了有关未知参数的信息ψ通过找到可以在假设的重复应用中给出上限(或下限)的程序ψ在长期重复应用中的指定比例的次数。这与指定概率分布接近但不同ψ; 它避免了必须治疗ψ作为一个随机变量,而且作为一个在没有数据的情况下具有已知分布的变量。

假设现在指定了一个特定的值ψ0感兴趣的参数,我们希望评估数据与该值的关系。通常的假设是ψ=ψ0称为原假设,通常表示为H0. 例如,它可以断言某些影响为零或采用理论或先前研究给出的值,尽管ψ0不必以这种方式受到限制。

至少有六种不同的情况可能会出现这种情况,即以下情况。

  • 可能有一些特殊的理由认为零假设可能完全或近似正确,或者强烈的主题兴趣可能集中在确定它可能是错误的。
  • 认为零假设为真可能没有特别的理由,但它很重要,因为它将参数空间划分为两个(或更多)具有非常不同解释的区域。然后,我们对数据是否合理清楚地确定哪个区域是正确的感兴趣,例如它可以确定sgn⁡(ψ−ψ0).
  • 测试可能是在生成置信区间的过程中使用的技术设备。
  • 一致性ψ=ψ0可以为将原本相当复杂的模型简化为更透明的模型提供合理的理由,并且至少在最初可能是解释的合理基础。
  • 仅当模型ψ=ψ0正在考虑作为解释数据的可能模型,它已被嵌入到一个更丰富的家庭中,只是为了提供一个定性基础来评估偏离模型的情况。
  • 仅定义了一个模型,但对具有潜在主题兴趣的偏离类型有一个定性的想法。

最后两个公式特别适用于检查模型的充分性。

有时在讨论中使用简写描述是有用的H0可能是真的。现在在统计方面H0指的是概率模型,“模型”这个词意味着理想化。除了极少数可能的例外,认为数学模型是真实系统的精确表示是荒谬的,从这个意义上说,所有H0在不真实的系统中定义。我们使用这个术语来表示在当前的知识状态下,假设假设是真的继续进行是合理的。请注意,潜在的主题假设(例如,某种环境暴露对特定疾病结果绝对没有影响)可能确实是正确的。

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|Simple significance test

在制定简单的显着性检验时,我们假设可用数据是和零假设H0指定相应随机变量的分布是. 首先,不涉及其他概率规范,尽管有一些关于偏离类型的概念H0与主题有关的内容是必不可少的。

测试的第一步H0是为观察到的随机变量找到一个分布,其形式为H0, 没有干扰参数,即

完全知道。当有一个未知参数的值由零假设精确指定时,这是微不足道的。接下来查找或确定检验统计量吨,其大(或极端)值表明偏离主题兴趣的原假设。那么如果吨观测值 是观察值吨我们定义
p这bs=磷(吨≥吨这bs), 
被评估的概率H0,成为(观察到的)p- 测试值。

在许多领域,通常只报告非常近似的值p观测值 ,例如,从H0显着超过 1% 的水平,等等。

这种报告的显着性水平的假设频率解释如下。如果我们接受现有数据作为反对的决定性证据H0,那么当长期比例 pobs 为真时,我们将拒绝该假设。

更定性地说,我们检查与H0通过找出后果H0,在这种情况下,一个具有已知分布的随机变量,并查看关于其观察值的预测是否得到合理的满足。

我们首先处理一个非常特殊的情况,涉及测试可能接近近似值的零假设。

统计代写|统计推断作业代写statistics interference代考|One- and two-sided tests

在许多情况下,在分布的任一尾部观察到的检验统计值代表可解释的(尽管通常不同)偏离H0最简单的程序通常是考虑两个测试,一个用于每个尾部,实际上将更重要的,即较小的尾部作为可能解释的基础。通过将相应的加倍来实现将结果的操作解释为假设的错误率p,在离散情况下有一个稍微复杂的论点。

更明确地说,我们争论如下。有检验统计吨,考虑两个p-值,即
p这bs+=磷(吨≥吨;H0),p这bs−=磷(吨≤吨;H0).
一般来说,这些值的总和是1+磷(吨=吨). 在双边情况下,定义一个新的检验统计量是合理的
问=分钟(磷这bs+,磷观测值 −)
显着性水平为
磷(问≤q观测值 ;H0)
在连续情况下,这是2q观测值 因为涉及两个不相交的事件。在离散问题中是qobs加上可实现的 p-来自另一条尾巴的值 分布最接近但不超过q这bs. 正如已经强调的那样,对显着性水平的精确计算很少是至关重要的,因此仔细定义更多的是一种原则,而不是紧迫的应用重要性。更重要的一点是定义不受单调变换的影响吨.

从某种意义上说,很多测试的应用本质上是双向的,即使最初的兴趣可能是在一个方向上的偏离,但完全忽视另一个方向的偏离也很少是明智的,即使它们最初是出乎意料的。对两个方向差异的解释很可能大相径庭。因此,在与示例的线性模型相关的大类程序中1.4检验有时基于估计的方差(如果存在真正的系统效应,估计会很大)与基本误差估计的比率。一个大的比率表明存在系统效应,而一个可疑的小比率表明一个不充分指定的模型结构。

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时间序列分析代写

随机过程,是依赖于参数的一组随机变量的全体,参数通常是时间。 随机变量是随机现象的数量表现,其时间序列是一组按照时间发生先后顺序进行排列的数据点序列。通常一组时间序列的时间间隔为一恒定值(如1秒,5分钟,12小时,7天,1年),因此时间序列可以作为离散时间数据进行分析处理。研究时间序列数据的意义在于现实中,往往需要研究某个事物其随时间发展变化的规律。这就需要通过研究该事物过去发展的历史记录,以得到其自身发展的规律。

回归分析代写

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