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1)  coefficients rearrangement
系数重排
2)  feature components reorder
特征系数重排序
3)  deadweight displacement coefficient
载重排水量系数
4)  g(m,n)
重排数
1.
We first give its mathematics generalization and analysis with (0,1)-matrix: g(m,n) and its existence.
首先给出由一扑克牌游戏规则产生的问题,进而利用( 0, 1 ) -矩阵方法对此问题作了数学推广与理论分析:即重排数g(m,n)及其存在性,最后给出g(m,n)求解算法与求解公式。
5)  rearranged functions
重排函数
1.
In utilising the techniques of rearranged functions, we proved that for a martingale f we have ‖M αf‖ Φ≤C pΦ ‖f # α‖ Φ and the same result for (Mf,S (p) (f)+D ∞), (Mf∧Sf,Mf∧Sf+D ∞).
本文利用重排函数不等式 ,证明了几个鞅不等式 ,这些不等式包含R 。
6)  data rearrangement
数据重排
补充资料:多重相关系数


多重相关系数
multiple-correlation coefficient

  多重相关系数【md‘户·。川如俪仪喇击‘喊;MH。二ecT-BeHH诚助,中中“明IleHT .ppe二,朋。“』,亦称复相关系数 一个随机变量与某一组随机变量间线性相依性的度量.确切地说,如果(xl,…,X*)是在R七中取值的随机向量,则X户与凡,…,戈的多重相关系数定义为戈与其关于戈,,二,戈的最优线性逼近的普通相关系数(c ond如on cocfficient),即X:与其对戈,…,戈的回归(比即翔ion)〔(X,}戈,…,Xk)的相关系数.多重相关系数具有如下性质:如果当EX,=一Ex*=o时 X户=刀2戈+…+口*x*是X:对戈,…,Xk的回归,则在变量戈,…,戈的一切线性组合中,不‘与不有最大相关.在此意义下,多重相关系数是典型相关系数(c~血ai com如石oncocffie正nt)的特殊情形.当k=2时,多重相关系数等于X,和戈的普通相关系数p,:.X,与戈,…,戈的多重相关系数记作p:.(2...*〕,且可以通过相关矩阵R二}Pij1l(i,j=l,…,k)表示为 ~1一」卫」一 p了.汁,、=l一司二一, R,l其中1R}是R的行列式、R:,是元素p,1=1的代数余子式(eofactor).这时0短p、.(2*)(1.假如p,.、2.*,二1,则变量戈以概率1等于XZ,…,戈的某个线性组合,即变量X,,,·,Xk的联合分布(joint曲州bution)集中在空间R“的某子平面上.另一方面,p,.(2t哟=0,当且仅当P12=·一Pl*=0,即Xt和戈,…,戈中每一个都不相关.为计算多重相关系数,亦可利用公式 6;,‘、 P不.‘。k、二1一一-一二了一一一, 叮丁其中时是X:的方差,而 6孑.〔2~*,一E[X:一E(X,}戈,…,戈)]’是X:关于回归的方差. 多重相关系数p:.(2.*)的样本类似是 :、_,、一/1-止止且, V Sf其中对.、2..*)和、}是时.(2...*)和时的基于容量为。的样本的估计量.为检验关于不相关的假设,要利用:;.(2*)的抽样分布.假如样本来自多元正态总体,且p:.(2.~*,=o,则变量r子.〔2.*,服从参数为((k一1)/2,(。一k)/2)的口分布:如果,,.(2*)笋o,则变量r产.(2*》的分布已知,但是有些复杂.【补注】关于p二(2嗦)砖o时r矛.〔2*〕的分布,见[AZ 1.
  
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参考词条