基于Logistic的信用卡套现侦测评分模型 被引量：8

1

作者 姜盛 《计算机应用》 CSCD 北大核心 2009年第11期3088-3091,3095,共5页

信用卡套现是信用卡产业面临的一种主要风险。单笔的套现交易与正常交易间无显著差异,难以进行基于特征的过滤筛选。为自动、高效地识别套现账户,根据统计学特征先遴选出各相关变量,并结合业务分析,利用Logistic回归模型的非线性曲线特... 信用卡套现是信用卡产业面临的一种主要风险。单笔的套现交易与正常交易间无显著差异,难以进行基于特征的过滤筛选。为自动、高效地识别套现账户,根据统计学特征先遴选出各相关变量,并结合业务分析,利用Logistic回归模型的非线性曲线特征缺陷,克服其自变量多维相关敏感性缺陷,计算出各变量的影响权重系数,构建了信用卡套现侦测评分模型。实践表明识别准确率达到82.72%。 展开更多

关键词 数据挖掘 LOGISTIC回归 Logit变换 χ2检验 积矩相关系数 最大似然估计 马氏距离 k-S统计量

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两个一维总体分布相等性的permutation检验 被引量：4

2

作者 黄群 林洁梅 赵佳因 《辽宁工程技术大学学报（自然科学版）》 CAS 北大核心 2012年第6期929-932,共4页

检验两个一维总体分布的相等性,采用理论证明和数值模拟的方法,在Prastgaard提出的Kolmogorov-Smirnov统计量T1及相应的permutation统计量T 1基础上,提出了基于K-S统计量的新统计量T2及相应的permutation统计量T 2,研究了在一维的情形... 检验两个一维总体分布的相等性,采用理论证明和数值模拟的方法,在Prastgaard提出的Kolmogorov-Smirnov统计量T1及相应的permutation统计量T 1基础上,提出了基于K-S统计量的新统计量T2及相应的permutation统计量T 2,研究了在一维的情形下T2与T 2的分布,并进行了数值模拟.结果表明:新统计量在原假设下有相同的极限分布,数值模拟结果优于原统计量.该方法对检验两总体分布的相等性有一定的参考价值. 展开更多

关键词 permutation方法 k-S统计量 permutation统计量 假设检验 统计推断 经验分布函数 极限分布 数值模拟

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基于过车速度分布的中观仿真模型参数校准 被引量：1

3

作者 杨昀霖 何兆成 王亦民 《中山大学学报（自然科学版）》 CAS CSCD 北大核心 2019年第2期37-44,共8页

通过微观仿真模型,可基于均值残差的拟合优度指标来校准模型参数,但因模型结构和数据粒度不匹配,且校准指标缺乏对个体信息的考虑,容易误导优化算法陷入到不合理的"最优局部"的问题,以结构更简洁的中观仿真模型作为研究对象,... 通过微观仿真模型,可基于均值残差的拟合优度指标来校准模型参数,但因模型结构和数据粒度不匹配,且校准指标缺乏对个体信息的考虑,容易误导优化算法陷入到不合理的"最优局部"的问题,以结构更简洁的中观仿真模型作为研究对象,提出了基于过车速度分布的拟合优度指标。然后,利用广州市内环路的实测数据,对模型的参数进行了优化求解,并与基于传统指标的校准方法进行了对比。结果表明:新指标在校准效果、参数合理性以及优化算法收敛效率方面明显占优,具有可行性和推广应用的潜力。 展开更多

关键词 中观交通仿真 参数校准 过车速度分布 k-S统计量

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基于K-S统计量的两个总体相等性的Bootstrap检验 被引量：1

4

作者 黄群 景平 杨元 《淮北煤炭师范学院学报（自然科学版）》 2006年第3期24-26,共3页

文章提出基于K-S统计量的新的统计量及相应的Bootstrap统计量,证明它们在原假设下有相同的极限分布,并进行了数值模拟.

关键词 BOOTSTRAP k-S统计量 经验分布函数

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两样本相等性的面积统计量检验

5

作者 卢梦霞 凡美金 《河南师范大学学报（自然科学版）》 CAS 北大核心 2014年第2期29-32,共4页

分布相同的非参数假设检验是统计学者一直关心的问题之一.关于面积统计量检验总体相等性,提出新的面积统计量TA1,TA2,TA3,TA4及相应的Bootstrap统计量TA1^,TA2^,TA3^,TA4^,并利用投影寻踪(PP)技术扩展到多维情况.证明了它们在原假设下... 分布相同的非参数假设检验是统计学者一直关心的问题之一.关于面积统计量检验总体相等性,提出新的面积统计量TA1,TA2,TA3,TA4及相应的Bootstrap统计量TA1^,TA2^,TA3^,TA4^,并利用投影寻踪(PP)技术扩展到多维情况.证明了它们在原假设下有相同的极限分布,并进行了大量的模拟试验,验证选择上述统计量的合理性. 展开更多

关键词 BOOTSTRAP方法 面积统计量 k-S统计量 投影寻踪

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PP Kolmogorov-Smirnov统计量其分布尾部的大样本上界 被引量：1

6

作者 张健 成平 《数学学报（中文版）》 SCIE CSCD 北大核心 1991年第3期388-402,共15页

本文在较广泛的一类条件下得到了由m个正交投影产生的PP Kolmo-gorov-Smirnov统计量其分布尾部的大样本上界为C_0(p)λ^(2+1/δ_1)(p-m+1/2)m+2(m-1)·exp(-2λ~2),其中δ_1>0,C_0(P)为常数.特别,当P为椭球等高分布或有界分布时,... 本文在较广泛的一类条件下得到了由m个正交投影产生的PP Kolmo-gorov-Smirnov统计量其分布尾部的大样本上界为C_0(p)λ^(2+1/δ_1)(p-m+1/2)m+2(m-1)·exp(-2λ~2),其中δ_1>0,C_0(P)为常数.特别,当P为椭球等高分布或有界分布时,δ_1=+∞。本文还对PP和古典Kuiper型统计量,得到其分布尾部的上界。 展开更多

关键词 PP k-S统计量 有界分布 大样本

原文传递

基于K-S统计量的两个一维及多维总体相等性的Bootstrap检验 被引量：1

7

作者 黄群 张艳芳 《统计与决策》 CSSCI 北大核心 2009年第13期16-18,共3页

Prastgaard(1995)讨论了用Kolmogorov-Smirnov统计量T1及相应的Bootstrap统计量T赞1来检验两总体的相等性。文章提出基于K-S统计量的新的统计量T2及相应的Bootstrap统计量T赞2,分别在一维及多维的情形下证明了它们在原假设下有相同的极... Prastgaard(1995)讨论了用Kolmogorov-Smirnov统计量T1及相应的Bootstrap统计量T赞1来检验两总体的相等性。文章提出基于K-S统计量的新的统计量T2及相应的Bootstrap统计量T赞2,分别在一维及多维的情形下证明了它们在原假设下有相同的极限分布进行了大量的数值模拟,验证了上述统计量的正确性及优劣,给出了模拟的结果,并对此做了对比与分析。 展开更多

关键词 BOOTSTRAP方法 k—S统计量 投影寻踪

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PP Kolmogorov-Smirnov统计量的分布尾部的大样本下界

8

作者 张健 《科学通报》 EI CAS CSCD 北大核心 1990年第19期1444-1447,共4页

设X_1,X_2,…为概率空间(Q,P)上的一列取值于R^p(p≥1)的独立同分布于P的随机向量。由投影寻踪(Projection Pursuit,简称PP)方法可构造PP Kolmogorov-Smirnov统计量如下:

关键词 k-S统计量 投影寻踪 超平面 半空间

原文传递

半空间下标集P-桥上确界的尾概率及其在经验过程中的应用

9

作者 朱力行 《科学通报》 EI CAS CSCD 北大核心 1991年第9期656-657,共2页

设X_1,…X_n为iid样本,X_1服从d维无原子概率测度P。我们打算对假设P=P_o进行检验,这里P_o为一个已知的概率测度。

关键词 k-S统计量 P-桥尾概率 假设检验

原文传递

PP Kolmogorov-Smirnov统计量的极限分布的尾部下界(Ⅰ)

10

作者 张健 《数学学报（中文版）》 SCIE CSCD 北大核心 1993年第5期703-710,共8页

本文在相当一般情形(包括具正定散布阵的椭球等高分布以及正则且支撑有界的分布)下,给出 m 个正交投影方向产生的 PP Kolmogorov-Smirnov 统计量尾部概率的最好下界 c_1λ^(2((p-(m+1)/2)m+m-1)).exp(-2λ~2),其中 c_1为正常数,并把下... 本文在相当一般情形(包括具正定散布阵的椭球等高分布以及正则且支撑有界的分布)下,给出 m 个正交投影方向产生的 PP Kolmogorov-Smirnov 统计量尾部概率的最好下界 c_1λ^(2((p-(m+1)/2)m+m-1)).exp(-2λ~2),其中 c_1为正常数,并把下列两种统计量的尾部概率的最好下界推广到一般情形,它们分别是超矩形上的 Kolmogo-rov-Smirnov 统计量(Adler 和 Brown,1986),以及超矩形上的 Kuiper 型统计量. 展开更多

关键词 投影寻踪 k-S统计量 极限分布 下界

原文传递

多独立样本Kruskal-Wallis检验的原理及其实证分析 被引量：26

11

作者 张林泉 《苏州科技学院学报（自然科学版）》 CAS 2014年第1期14-16,38,共4页

阐述了多独立样本Kruskal-Wallis检验的基本思想和如何构造K-W统计量,运用多独立样本KruskalWallis检验方法进行了实例分析,并进行H检验的事后比较,给出应用Mathematica和SPSS做出的相关图形。

关键词 kruskal-Wallis检验 k-W统计量 MATHEMATICA

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k-U统计量的渐进正态性 被引量：2

12

作者 张日权 《应用概率统计》 CSCD 北大核心 2004年第2期189-196,共8页

称 为k-U统计量,其中g(x1,…,xm)是一对称函数,k为小于等于n的自然数,k可能依赖于n.这一表达形式是一类统计量,在k=n时, Unm,n就是U-统计量.本文证明了Unm,k的渐进正态性.

关键词 k-U统计量 U-统计量 渐进正态性 正态分布

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Kendall协同系数检验的原理及其应用分析 被引量：1

13

作者 张林泉 《现代商贸工业》 2017年第10期175-176,共2页

阐述了Kendall协同系数检验的基本思想和如何构造W统计量,运用Kendall协同系数检验方法进行了实例分析,结果发现:Friedman检验统计量的观测值为19.094,相应的P值为0.002,多个配对样本来自的多个总体的分布有显著差异;W协同系数为0.955,... 阐述了Kendall协同系数检验的基本思想和如何构造W统计量,运用Kendall协同系数检验方法进行了实例分析,结果发现:Friedman检验统计量的观测值为19.094,相应的P值为0.002,多个配对样本来自的多个总体的分布有显著差异;W协同系数为0.955,接近于1,说明评委的评分标准是一致的,并给出应用R进行了分析的程序。 展开更多

关键词 kendall检验 k-W统计量 R软件

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k-U统计量的指数收敛速度

14

作者 夏天 王顺芳 《纯粹数学与应用数学》 CSCD 北大核心 2007年第3期323-328,共6页

研究了k-U统计量的收敛速度,在一组适当的正则条件下,获得了k-U统计量的指数收敛速度,推广了U-统计量的指数收敛速度的相应结果.

关键词 k-U统计量 指数收敛速度

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约束Welsch-Kuh统计量与约束Cook距离 被引量：11

15

作者 于义良 吴诗泳 《应用概率统计》 CSCD 北大核心 1991年第2期136-142,共7页

本文讨论线性回归模型中约束条件下最小二乘估计的影响问题,利用约束下的Welsch-Kuh统计量研讨了剔除第i组数据(x＇_4,y_4)后,对x_i和x_y处拟合值的影响,另又用Cook统计量讨论了第i组数据对约束最小二乘估计的影响。

关键词 线性回归模型 W-k统计量 LS估计

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探测数据对边界条件下回归模型影响的度量 被引量：7

16

作者 田保光 马知效 《工程数学学报》 CSCD 1993年第1期17-24,共8页

本文建立了边界条件下度量数据影响的Cook距离。W-K统计量和A-P统计量。计论了它们的统计性质,并用它们研究了数据对边界约束最小二乘估计及拟合值的影响,得到了一些有意义的结果。

关键词 线性回归 COOk距离 W-k统计量

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基于违约鉴别能力最大的信用等级划分方法 被引量：6

17

作者 迟国泰 于善丽 《管理科学学报》 CSSCI CSCD 北大核心 2019年第11期106-126,共21页

信用等级划分旨在区分不同客户的风险水平,然现有大多数信用等级划分研究要么无法严格保证划分的信用等级满足“信用等级越高,损失率越低”标准,要么无法保证尽可能地区分违约可能性不相似的客户,而无论不符合哪种标准,划分的信用等级... 信用等级划分旨在区分不同客户的风险水平,然现有大多数信用等级划分研究要么无法严格保证划分的信用等级满足“信用等级越高,损失率越低”标准,要么无法保证尽可能地区分违约可能性不相似的客户,而无论不符合哪种标准,划分的信用等级都不能作为贷款决策的有效依据.基于此,以上述两个标准为目标划分信用等级.创新与特色一是以客户的非违约累计频率与违约累计频率之差的最大绝对值的代数和最大为目标,以后一个信用等级损失率大于前面信用等级损失率为主要约束,确保划分的信用等级满足上述两个标准.二是提出通过设置随机分割点的区间来划分信用等级的新算法,避免随机赋予信用等级分割点时,靠前的信用等级分割点落到靠后的客户中,导致后面的信用等级无论怎样划分均划分不出来的弊端.最后,以中国某商业银行3045笔小企业贷款样本进行实证,结果表明本模型划分的信用等级满足“信用等级越高,损失率越低”标准,且其区分不同违约可能性客户的能力较强. 展开更多

关键词 信用等级划分 损失率 违约鉴别能力 k-S检验统计量 信用评级

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基于主成分回归的杭州市PM2.5含量的综合分析 被引量：6

18

作者 宋红凤 徐登可 陆丹妮 《经济数学》 2020年第4期141-147,共7页

为探究杭州市PM2.5含量与其他指标之间的关系,搜集杭州市2019年的AQI指数和AQI 6项指标进行分析.首先通过相关分析揭示PM2.5与其余5项指标的相关性,发现各指标与PM2.5均呈线性关系,又因为其余5项指标之间存在显著的线性相关性,故自变量... 为探究杭州市PM2.5含量与其他指标之间的关系,搜集杭州市2019年的AQI指数和AQI 6项指标进行分析.首先通过相关分析揭示PM2.5与其余5项指标的相关性,发现各指标与PM2.5均呈线性关系,又因为其余5项指标之间存在显著的线性相关性,故自变量之间存在多重共线性.为了消除多重共线性的影响,对这5项指标提取主成分,再基于主成分分析做回归分析.最后对模型进行统计诊断,按照一定标准筛选出原始数据中的强影响点,删除强影响点后得到最终模型. 展开更多

关键词 PM2.5 相关分析 主成分分析 统计诊断 COOk距离 W-k统计量

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关于“Welsch—Kuh统计量与相关系数”的注记 被引量：3

19

作者 田保光 《河南师范大学学报（自然科学版）》 CAS CSCD 1991年第3期91-94,共4页

文章[1]的主要结果只给出了一次剔除多组数据对拟合值影响的上界,即[1]中的定理,本文给出了数据对拟合值影响的下界,从而使数据对拟合值影响的大小更明确。

关键词 线性模型 W-k统计量 影响 拟合值

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路面性能实验室间比对结果分析

20

作者 姜英男 《福建建设科技》 2021年第5期76-79,共4页

为评估不同检测车进行沥青路面性能检测时检测水平的差异,组织5个实验室开展平整度、构造深度、车辙和横向力系数4个指标的比对试验。按照GB/T 6379.2-2004标准规范的要求,采用曼德尔k统计量和h统计量对数据的一致性进行检查,初步判断... 为评估不同检测车进行沥青路面性能检测时检测水平的差异,组织5个实验室开展平整度、构造深度、车辙和横向力系数4个指标的比对试验。按照GB/T 6379.2-2004标准规范的要求,采用曼德尔k统计量和h统计量对数据的一致性进行检查,初步判断各实验室随机误差和系统误差的大小,并进一步计算各实验室检测结果的Z比分数,比较不同实验室间检测结果的离散程度。结果表明实验室1总体能力水平较好,实验室4车辙深度和构造深度检测结果随机误差较大,实验室2横向力检测结果系统误差大。 展开更多

关键词 沥青路面 实验室间比对 k统计量 h统计量 Z比分数

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