Komputerowa Analiza Danych Doświadczalnych

Transkrypt

1 Komputerowa Analiza Danych Doświadczalnych Prowadząca: dr inż. Hanna Zbroszczyk tel: konsultacje: poniedziałek, 10-11, środa: www: Politechnika Warszawska Wydział Fizyki Pok. 117b (wejście przez 115)

2 WIELOWYMIAROWY ROZKŁAD NORMALNY 2

3 Wielowymiarowy rozkład normalny Wektor zmiennych losowych: x= x 1, x 2,..., x n Gęstość prawdopodobieństwa rozkładu normalnego: x =k exp { 1 2 x a T B x a }=k exp{ 1 2 g x } a to n-wymiarowy wektor wartości oczekiwanych. Można dowieść, że czyli: C=B 1 E { x a x a T }B=I C jest macierzą kowariancji. Zmienne 2- wymiarowych: =[ 2 C=B 1 1 cov x 1, x 2 ] 2 cov x 1, x [ 2 B= 2 cov x 1, x 2 ] cov x 1, x cov x 1, x 2 1 3

4 Wielowymiarowy rozkład normalny Dla znikających kowariancji: =[ 1 B ] x 1, x 2 =k exp{ 1 2 x 1 a }exp{ 1 2 x 2 a } 1 k = Zmienne losowe zredukowane: Współczynnik korelacji: u i = x i a i i =cov x 1, x =cov u 1, u 2 u 1, u 2 =k exp { 1 2 ut B u}=k exp { 1 2 g u } B= [ 1 ] 1 4

5 Wielowymiarowy rozkład normalny Równanie elipsy o środku w a i a : 1 2 x 1 a x 1 a 1 1 x 2 a 2 2 x 2 a =1 2 Osie główne elipsy tworzą kąt α z osiami x oraz x. 1 2 tg 2 = Półosie elipsy: 2 p = 2 2 cos sin cos 2 1 sin 2 2 p = 2 2 sin sin cos 2 1 cos 2 Elipsa o takich parametrach to elipsa kowariancji (dla 2D rozkładu normalnego). 5

6 cov(x,y) = = 0.0 m 1 = m 2 = = 2 = 1.0 cov(x,y) = =0.75 m 1 = m 2 = = 2 = 1.0 cov(x,y) = =0.5 m 1 = m 2 = = 2 = 1.0 cov(x,y) = = -0.5 m 1 = m 2 = = 2 = 1.0 6

7 cov(x,y)=0.0 m 1 = m 2 = = 2 = 1.0 cov(x,y)=0.75 m 1 = m 2 = = 2 = 1.0 cov(x,y)=0.5 m 1 = m 2 = = 2 = 1.0 cov(x,y)=-0.5 m 1 = m 2 = = 2 = 1.0 7

8 Wielowymiarowy rozkład normalny Linie stałego prawdopodobieństwa to elipsy (wzajemnie koncentryczne, leżą wewnątrz lub na zewnątrz elipsy kowariancji). W rozkładzie błędów dla zmiennej 1D,, (przy obszarze całkowania), (niezależnie od wielkości σ) była stała wartość. a σ x a+σ Dla zmiennej 2D,, należy uwzględnić wartości:, (nie prostokąt) 1, 2, x 2 2 Zmienne 3D elipsoida kowariancji. 1 Zmiennych nd hiperelipsoida w przestrzeni n-wymiarowej. x 1 8

9 Wielowymiarowy rozkład normalny Elipsoida kowariancji - hiperpowierzchnia w przestrzeni n-wymiarowej o równaniu g(x) ) = 1. Dla innych wartości g(x) = const - inne elipsoidy (wewnątrz - g<1 lub na zewnątrz - g>1 elipsoidy kowariancji. Można wykazać, że jeśli x ma rozkład normalny, to g(x) ) ma rozkład χ 2 o n stopniach swobody. Prawdopodobieństwo wystąpienia wartości wektora x wewnątrz elipsoidy g = const: g W = 0 f X 2 ;n d X 2 =P n 2, g 2 P to niepełna funkcja Gamma. Dla elipsoidy kowariancji: W n =P n 2, 1 2 Dla małych n: W = ; W = ; W = ; W = ; W = ; W = ;

10 Wielowymiarowy rozkład normalny Aby wyznaczyć obszary, dla różnych n o tym samym prawdopodobieństwie: - ustalamy wartość W - obliczyć odpowiadającą mu wartość g. - g staje się kwantylem z prawdopodobieństwem w rozkładzie X 2 o n stopniach swobody. g=χ W 2 (n) Elipsoida odpowiadająca wartości g, że zawiera wektor x z prawdopodobieństwem W - elipsoida ufności. W= 0.9 wektor x leży wewnątrz elipsoidy ufności z prawdopodobieństwem 90%. Wariancje, odchylenia standardowe w przypadku N-wymiarowym. Prawdopodobieństwo uzyskania wartości zmiennej losowej x z przedziału a σ < x < a + σ i i i i i i nie zależy od liczby zmiennych n, (jak w przypadku zmiennej 1D) 68.3%. Słuszne tylko wtedy, gdy nie występują dodatkowe ograniczenia na przybierane wartości. 10

11 SPLOTY ROZKŁADÓW 11

12 Sploty rozkładów Przykład: rozkład kątów emisji cząstek wtórnych w rozpadach cząstek elementarnych. (do wyznaczenia własności cząstek, np. spinu). Kąt rozpadu = kąt emisji + błąd pomiaru (2 zmienne losowe, kąt emisji przypadkowy) Kąt rozpadu (rozkład) to splot (dwóch) innych rozkładów. Pierwotne wielkości: zmienne x, y,, suma: u = x + y Niezależność zmiennych: f(x, y) = f x (x)) f y (y). Dystrybuanta zmiennej u: : F(u) ) = P(u < u) = P(x x + y <u) Możliwe jest jej wyznaczenie poprzez całkowanie całkowanie funkcji f(x, y). y A u=a+y x 12

13 Sploty rozkładów F u = f x x f y y dx dy= u x f x x dx f y y dy= u y f y y dy f x x dx Gęstość prawdopodobieństwa: f u = df u du = f x x f y u x dx= f y y f x u y dy Wzór słuszny nawet wtedy, gdy zmienne x, y określone tylko w pewnym obszarze, (zmieniają się granice całkowania - zawężają się). 13

14 Sploty rozkładów jednostajnych f x x =1 x [0,1] f y y =1 y [0,1] 1 f u = 0 f y u x dx v=u x dv= dx f u = 0 u 1: 1 u 2: u f 1 u = 0 1 f 2 u = u 1 u f y v dv= 0 1 f y v dv= u 1 dv=u dv=2 u u 1 u u f y v dv= u 1 f y v dv 14

15 Sploty rozkładów Splot dwóch rozkładów normalnych dodawanie błędów w kwadratach. Splot 2 rozkładów normalnych o wartościach oczekiwanych 0 oraz odchyleniach standardowych x, y jest rozkładem normalnym: f u = 1 2 exp u = Wartości oczekiwane oraz wariancje dodają się (odchylenia standardowe dodają się w kwadratach). 15

16 POBIERANIE PRÓBY 16

17 Pobieranie próby Nieznany rozkład prawdopodobieństwa? Jego aproksymacja rozkład częstości (otrzymany doświadczalnie). Próba - skończony zespół doświadczeń wykonywanych w celu określenia kształtu rozkładu. Otrzymywana ze zbioru elementów składającego się np. ze zbioru wszystkich możliwych do wyobrażenia doświadczeń i przypadków określonego typu. Zbiór ten jest nieskończony, populacja generalną. Próba ma n elementów próba n-wymiarowa. Rozkład zmiennej losowej x określony przez gęstość prawdopodobieństwa f(x). Szukamy wartości zmiennej x (uzyskane poprzez l poszczególnych elementów próby). 17

18 Pobieranie próby 1. próba:.. j. próba.. l. próba: x 1 1, x 2 1,..., x n 1 x 1 j, x 2 j,..., x n j x 1 l, x 2 l,..., x n l Wyniki grupowane w n-wymiarowe wektory przestrzeni prób: x j = x 1 j, x 2 j,..., x n j Rozkład gęstości prawdopodobieństwa: g x =g x 1, x 2,..., x n 18

19 Pobieranie próby Pobieranie próby losowe: (a) poszczególne zmienne losowe muszą być niezależne g x =g 1 x 1 g 2 x 2... g n x n (b) poszczególne rozkłady muszą być jednakowe i identyczne z rozkładem gęstości dla populacji. g 1 x 1 =g 2 x 2 =...=g n x n W rzeczywistym procesie pobierania próby niezwykle trudno jest zachować pełną losowość. Wszystkie n elementów próby porządkujemy w kolejności niemalejącej, W n x =n x /n dystrybuanta empiryczna. - funkcja schodkowa, zwiększą się o 1/n; - przybliżenie dystrybuanty, - dąży do tej dystrybuanty <=> n bardzo duże, (n -> inf). 19

20 Pobieranie próby Statystyka - funkcja elementów. Wartość średnia a z próby (średnia arytmetyczna z próby): x= 1 n (x 1+x x n ) Przy znanej postaci matematycznej gęstości prawdopodobieństwa dla populacji, gdy trzeba wyznaczyć z populacji wartość parametru (-ów): Rozpad promieniotwórczy (liczba rozpadających się jąder w przedziale czasowym (0, t)): N t =N 0 1 exp t wyznaczony na podstawie skończonej próby (mierząc skończoną liczbę r. promieniotwórczych). Wynik nie może być dokładny (ograniczoną liczebność próby). Parametry są więc estymowane. Estymowana wartość otrzymywana za pomocą pobierania próby (jest więc statystyką, estymatorem. S=S x 1, x 2,..., x n 20

21 Pobieranie próby Estymator nieobciążony: : (niezależnie od liczebności próby) jego wartość oczekiwana jest równa wartości estymowanego parametru (n dowolne). E {S x 1, x 2,..., x n }= Estymator zgodny: wariancja znika dla dowolnie dużej próby. lim n S =0 (Czasami podaje się dolną granicę wariancji dla estymatorów. Jeśli znajdziemy S 0, którego wariancja jest równa tej granicy to stosowanie go pozwala uzyskać maksymalną efektywność w estymacji parametrów. To estymator efektywny parametru. 21

22 Pobieranie próby z populacji typu ciągłego Wartość średnia ze wszystkich elementów próby (średnia arytmetyczna) to zmienną losową. Jej wartość oczekiwana: Jest ona równa wartości oczekiwanej zmiennej x. Ponieważ powyższa równość jest spełniona dla każdego n, to jest to wartość średnia (średnia arytmetyczna) to estymator nieobciążony dla wartości oczekiwanej zmiennej x w populacji. E { x}= 1 n {E x 1 E x 2... E x n }= x Funkcja charakterystyczna wartości średniej: x t ={ x n t } n ={ x t n } n 22

23 Pobieranie próby z populacji typu ciągłego Wariancja wartości średniej (średniej arytmetycznej): σ 2 ( x)=e { x E( x)} 2 =E {( x 1+ x x n n 2 x) } 2 x = 1 n 2 E {[ x 1 x x 2 x... x n x ] 2 } Wszystkie elementy próby niezależne, wszystkie kowariancje E { x i x x j x }=0 2 x = 1 n 2 x i j Wartość średnia z próby to estymator zgodny wartości oczekiwanej. 23

24 Pobieranie próby z populacji typu ciągłego Wariancja to nie zmienna losowa (nie można wyznaczyć doświadczalnie). Wyznaczenie estymatora wariancji: : (w pierwszym przybliżeniu: średnia arytmetyczna odchyleń kwadratowych od wartości średniej z próby): S ' 2 = 1 n { x 1 x 2 x 2 x 2... x n x 2 } Można dowieść, że: E S ' 2 = n 1 n 2 x S' 2 to estymator obciążony dla wariancji. Estymator nieobciążony wariancji: S 2 = 1 n 1 { x 1 x 2 x 2 x 2... x n x 2 } 24

25 Pobieranie próby z populacji typu ciągłego Estymator wariancji wartości średniej: S 2 x = 1 n s2 x = 1 n n n 1 i=1 Błąd wartości średniej z próby: x= S 2 x =S x = 1 n s x Wariancja wyrażenia: x i x 2 var S 2 = 2 2 n 1 2 n 1 Błąd wariancji z próby: s 2 =s 2 2 n 1 Estymator odchylenia standardowego próby i jego błąd: s= s 2 = 1 n 1 x i x 2 s= s 2 n 1 25

26 WIZUALIZACJA 26

27 Przedstawianie próby w postaci graficznej Zmierzona została 1000 razy grubość pręta ołowianego. W jaki sposób przedstawić wyniki pomiarów oraz wyznaczyć grubość wraz z błędem? 1) Określamy przedział zmienności grubości x 2) Określamy na ile przedziałów o jednakowej grubości go podzielimy 27

28 Przedstawianie próby w postaci graficznej 28

29 Przedstawianie próby w postaci graficznej 29

30 KONIEC WYKŁADU 6 30