Chapitre 1 - Calculs de sommes
On considère pour tout entier naturel n supérieur ou égal à 1
Résumé du Cours de Mod`eles de Régression
10 janv. 2011 Démonstration Le minimum M(a b) en a
ECONOMETRIE
24 janv. 2016 Voir la démonstration à l'aide du modèle de régression multiple qui est ... où SCT = somme des carrés totale ou variabilité totale de yt ...
Nombres premiers sommes de deux carrés la démonstration de
Un théorème dû à Fermat s'énonce ainsi : « Tout nombre premier p de la forme. 1. 4 +. = n p est une somme de deux carrés ». La « démonstration de Don Zagier
Chapitre 5 - Méthode des moindres carrés
propriété remarquable : c'est celle qui rend minimale la somme des carrés des écarts des valeurs observées yi `a la droite ˆyi = axi + b.
les entiers naturels qui sont somme de deux carres
plication l'addition et la parité. Produit : Si deux nombres sont sommes de deux carrés
Parallélogramme carrés.fm
sur les côtés d'un parallélogramme est égale à la somme des aires des carrés construits sur ses diagonales. Ce qui suit ne constitue pas une démonstration
Logique et calcul : Les preuves sans mots
(c) et (d) : deux démonstrations du théorème de. Pythagore. d'illustrer une démonstration par un ... La somme des carrés des n premiers.
LA SOMME DES CHIFFRES DES CARRÉS 1. Introduction Lobjet
montrant que la somme des chiffres des carrés écrits en base q ? 2 est que nous établissons ici peuvent être interprétés comme une démonstration de.
MODELES LINEAIRES
n?k (Somme des carrés de n v.a. N(01) qui vérifient k relations linéaires). • ??2 est un estimateur sans biais de ?2 et de variance.
[PDF] Chapitre 1 - Calculs de sommes
On cherche une formule explicite (ou encore une formule close) pour la somme Sn en fonction de n Nous allons l'établir de plusieurs façons Première méthode :
démonstrations: somme des entiers carrés cubes - Gerard Villemin
SOMME des NOMBRES Démonstrations directes Méthode générale pour calculer la somme des entiers des carrés des cubes etc Elle repose sur l'utilisation
[PDF] 1 Introduction 2 Décomposition de la somme totale des carrés
Le but de cette note est de préciser la signification des différents types de sommes de carrés (ainsi que les “philosophies” sous-jacentes) que l'on trouve
[PDF] SOMMES DE CARRÉS DE FONCTIONS DÉRIVABLES par Jean
— La démonstration précédente montrerait tout aussi bien l'implication suivante : si en dimension n toute fonction positive C4 est somme (contrôlée) de
[PDF] Somme de deux carrés
n ? r ? vp(n) est pair pour p ? 3[4] où vp(n) est défini par la décomposition en facteur premier de n : n = np?P pvp(n) 1 Page 2 Démonstration Idée : On
[PDF] Nombres premiers sommes de deux carrés la démonstration de
Un théorème dû à Fermat s'énonce ainsi : « Tout nombre premier p de la forme 1 4 + = n p est une somme de deux carrés » La « démonstration de Don Zagier
[PDF] les entiers naturels qui sont somme de deux carres - MAThenJEANS
plication l'addition et la parité Produit : Si deux nombres sont sommes de deux carrés alors leur produit est somme de deux carrés Démonstration
[PDF] Sommes produits récurrence - Normale Sup
18 sept 2010 · La démonstration par récurrence est un schéma de démonstration que nous Exemple 2 : Calcul de la somme des carrés des entiers
[PDF] Théorème des deux carrés
Il s'ensuit qu'un entier premier impair somme de deux carrés d'entiers est congru à 1 modulo 4 2 p étant premier K = Z/pZ est un corps On a donc si x y
[PDF] Sommes et produits
2 Sommes et produits 3/8 2 1 4 Sommes classiques Théorème 3 Somme des entiers des carrés des cubes Soit n un entier naturel On a :
Comment trouver la somme des carrés ?
Cette fonction permet d'élever chaque valeur de la colonne au carré et de calculer la somme de ces carrés. En d'autres termes, si la colonne contient x1, x2, , xn, la somme des carrés est égale à (x1 + x2 + + x n 2).Comment additionner deux nombres au carré ?
7 x 7 x 7 Le résultat est 147. Des nombres au carré peuvent s'additionner avec d'autres nombres au carré ou avec des nombres au cube, et vice versa. Le résultat est 172.Comment calculer la somme des entier naturel ?
Sn = n (n + 1) 2 . Au passage, on a obtenu une formule pour la somme des n premiers entiers naturels pairs : 2+4+6+ ··· + (2n ? 2) + 2n = [(n + 1) × n ? 1 × 0] = n (n + 1).- k = n(n + 1) 2 . k =1= 1(1 + 1) 2 . + (n + 1) . + (n + 1) = n(n + 1) 2 + (n + 1) .
Yves Tille
10 janvier 2011
1Chapitre 1
R´egression bivari´ee
1.1 S´erie statistique bivari´ee
On s'int´eresse `a deux variablesxety. Ces deux variables sont mesur´ees sur lesnunit´es d'observation.
Pour chaque unit´e, on obtient donc deux mesures. La s´erie statistique est alors une suite dencouples des
valeurs prises par les deux variables sur chaque individu : (x1,y1),...,(xi,yi),...,(xn,yn). Chacune des deux variables peut ˆetre soit quantitative, soit qualitative.1.1.1 Repr´esentation graphique de deux variables
Dans ce cas, chaque couple est compos´e de deux valeurs num´eriques. Un couple de nombres (entiers ou
r´eels) peut toujours ˆetre repr´esent´e comme un point dans un plan (x1,y1),...,(xi,yi),...,(xn,yn). Exemple 1.1On mesure le poidsYet la tailleXde 20 individus.Table1.1 - Taille et poids de 20 individus
y ixi y ixi60 155
75 180
61 162
76 175
64 157
78 173
67 170
80 175
68 164
85 179
69 162
90 175
70 169
96 180
70 170
96 185
72 178
98 189
73 173
101 187
1.1.2 Analyse des variables
Les variablesxetypeuvent ˆetre analys´ees s´epar´ement. On peut calculer tous les param`etres dont les
moyennes et les variances :¯x=1
n n i=1x i, s2x=1 n n i=1(xi-¯x)2, 2155 160 165 170 175 180 185 190
60 70 80 90 100
taille poidsFigure1.1 - Le nuage de points
¯y=1
n n i=1y i, s2y=1 n n i=1(yi-¯y)2.Ces param`etres sont appel´esparam`etres marginaux:variances marginales,moyennes marginales,´ecarts-types
marginaux, etc.1.1.3 Covariance
Lacovarianceest d´efinie
s xy=1 n n i=1(xi-¯x)(yi-¯y).Remarque 1.1
- La covariance peut prendre des valeurs positives, n´egatives ou nulles. - Quandxi=yi,pour touti= 1,...n,la covariance est ´egale `a la variance. - La covariance peut ´egalement s'´ecrire s xy=1 n n i=1x iyi-¯x¯y.1.1.4 Corr´elation
Lecoefficient de corr´elationest la covariance divis´ee par les deux ´ecart-types marginaux r xy=sxy s xsy.Le coefficient de corr´elation peut ˆetre interpr´et´e g´eom´etriquement. Consid´erons les deux vecteurs centr´es de
R n: x= (x1-¯x,···,xi-¯x,···,xn-¯x)′ y= (y1-¯y,···,yi-¯y,···,yn-¯y)′.Par d´efinition, le cosinus de l'angle entre,
˜xet˜yvaut
cos(˜x,˜y) =<˜x,˜y>
˜x|| × ||˜y||,
3 o`u<˜x,˜y>est le produit scalaire entre les vecteurs˜xet˜y˜x,˜y>=n∑
i=1(xi-¯x)(yi-¯y), et||˜x||(rep.||˜y||) est la norme de˜x(resp.˜y) :˜x||=v
uut n i=1(xi-¯x)2et||˜y||=v uut n i=1(yi-¯y)2. Le coefficient de corr´elation est donc ´egal au cosinus de l'angle entre les vecteurs˜xet˜y. Comme un cosinus
est toujours compris dans [-1,1], on obtient que :Remarque 1.2Le coefficient de corr´elation mesure la d´ependance lin´eaire entre deux variables.
- Si le coefficient de corr´elation est positif, les points sont align´es le long d'une droite croissante.
- Si le coefficient de corr´elation est n´egatif, les points sont align´es le long d'une droite d´ecroissante.
- Si le coefficient de corr´elation est nul ou proche de z´ero, il n'y a pas de d´ependance lin´eaire. On peut
cependant avoir une d´ependance non-lin´eaire avec un coefficient de corr´elation nul.r=1r=-1r=0
r>0r<0r=0 Figure1.2 - Exemples de nuages de points et coefficients de corr´elationRemarque 1.3La pr´esence d'une corr´elation n'implique pas forc´ement une relation de causalit´e entre les
deux variables.Lecoefficient de d´etermination(appel´e aussi R-deux ou R-carr´e) est le carr´e du coefficient de corr´elation.
r2xy=s2xy
s2xs2y.
De l'in´egalit´e (1.1), on obtient directement que 41.1.5 Droite de r´egression
Ladroite de r´egressionest la droite qui ajuste au mieux un nuage de points au sens des moindres carr´es.
On consid`ere que la variableXest explicative et que la variableYest d´ependante. L'´equation d'une droite
est y=a+bx.Le probl`eme consiste `a identifier une droite qui ajuste bien le nuage de points. Si les coefficientsaetb´etaient
connus, on pourrait calculer les r´esidus de la r´egression d´efinis par : e i=yi-a-bxi.Le r´esidueiest l'erreur que l'on commet (voir Figure 1.3) en utilisant la droite de r´egression pour pr´edire
yi`a partir dexi.Les r´esidus peuvent ˆetre positifs ou n´egatifs.155 160 165 170 175 180 185 190
60 70 80 90 100
taille poids ei y*iy iFigure1.3 - Le nuage de points, le r´esidu
Pour d´eterminer la valeur des coefficientsaetbon utilise le principe desmoindres carr´esqui consiste `a
chercher la droite qui minimise la somme des carr´es des r´esidus :M(a,b) =n∑
i=1e2i=n∑
i=1(yi-a-bxi)2.Th´eor`eme 1.1Les coefficientsaetbqui minimisent le crit`ere des moindres carr´es sont donn´es par :
b=sxy s2xeta= ¯y-b¯x.
D´emonstrationLe minimumM(a,b) ena,bs'obtient en annulant les d´eriv´ees partielles par rapport `aa
etb. ∂M(a,b) ∂a =-n∑ i=12(yi-a-bxi) = 0 ∂M(a,b) ∂b =-n∑ i=12(yi-a-bxi)xi= 0On obtient un syst`eme de deux ´equations `a deux inconnues. En divisant les deux ´equations par-2n,on
obtient : 1 n n i=1(yi-a-bxi) = 0 1 n n i=1(yi-a-bxi)xi= 0, 5 ou encore 1 n n i=1y i-1 n n i=1a-b1 n n i=1x i= 0 1 n n i=1y ixi-1 n n i=1ax i-1 n n i=1bx2i= 0,
ce qui s'´ecrit aussi ¯y=a+b¯x 1 n n i=1y ixi-a¯x-1 n n i=1bx2i= 0.
La premi`ere ´equation montre que la droite passe par le point (¯x,¯y).On obtient a= ¯y-b¯x. En rempla¸cantapar ¯y-b¯xdans la seconde ´equation, on a 1 n n i=1x iyi-(¯y-b¯x)¯x-b1 n n i=1x 2i 1 n n i=1x iyi-¯x¯y-b( 1 n n i=1x2i-¯x2)
=sxy-bs2x = 0, ce qui donne s xy-bs2x= 0. Donc b =sxy s 2x.On a donc identifi´e les deux param`etres
b=sxy s2x(la pente)
a= ¯y-b¯x= ¯y-sxy s2x¯x(la constante).
Pour v´erifier qu'il s'agit bien d'un minimum, on doit montrer que la matrice hessienne des d´eriv´ees secondes
est d´efinie positive. Cette matrice vaut :H=
2M(a,b)
∂a2∂
2M(a,b)
∂a∂b2M(a,b)
∂a∂b2M(a,b)
∂b On a2M(a,b)
∂a2= 2n,∂2M(a,b)
∂b2= 2n∑
i=1x2i,et∂2M(a,b)
∂a∂b = 2n∑ i=1x i= 2n¯x.La matrice hessienne vaut donc
H= 2(n∑xi∑xi∑x2i)
et peut s'´ecrireH= 2X′X,o`uX=
1x1......1xi......
6Pour tout vecteuru∈R2, les formes quadratiquesu′Hupeuvent s'´ecrire 2v′ven posantv=Xu.Comme
v ′vest toujours positif, la matriceHest d´efinie positive.2 La droite de r´egression /indexdroite!de r´egression est donc y=a+bx= ¯y-sxy s2x¯x+sxy
s 2xx, ce qui peut s'´ecrire aussi y-¯y=sxy s2x(x-¯x).
Figure1.4 - La droite de r´egression155 160 165 170 175 180 185 19060 70 80 90 100
taille poidsRemarque 1.4La droite de r´egression deyenxn'est pas la mˆeme que la droite de r´egression dexeny.
1.1.6 R´esidus et valeurs ajust´ees
Lesvaleurs ajust´eessont obtenues au moyen de la droite de r´egression : y ∗i=a+bxi.Les valeurs ajust´ees sont les 'pr´edictions' desyir´ealis´ees au moyen de la variablexet de la droite de r´egression
deyenx.Remarque 1.5La moyenne des valeurs ajust´ees est ´egale `a la moyenne des valeurs observ´ees ¯y. En effet,
1 n n i=1y ∗i=1 n n i=1(a+bxi) =a+b1 n n i=1x i=a+b¯x. Or, ¯y=a+b¯x,car le point (¯x,¯y) appartient `a la droite de r´egression.Les r´esidus sont les diff´erences entre les valeurs observ´ees et les valeurs ajust´ees de la variable d´ependante.
e i=yi-y∗i. Les r´esidus repr´esentent la partie inexpliqu´ee desyipar la droite de r´egression. 7 Propri´et´e 1.1La moyenne des r´esidus est nulle.D´emonstration
1 n n i=1e i=1 nquotesdbs_dbs16.pdfusesText_22[PDF] pourquoi respecter les règles ? l'école
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