BOOTSTRAPOWA WERYFIKACJA HIPOTEZ O WARTO CI OCZEKIWANEJ POPULACJI O ROZK ADZIE ASYMETRYCZNYM
|
|
- Ignacy Wierzbicki
- 7 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 A C T A U N I V E R S I T A T I S L O D Z I E N S I S FOLIA OECONOMICA 27, 22 OOTSTRAPOWA WERYFIKACJA HIPOTEZ O WARTOCI OCZEKIWANEJ POPULACJI O ROZKADZIE ASYMETRYCZNYM Streszczeie. W pracy przedstawioa jest propozycja wykorzystaia testu bootstrapowego do weryfikacji hipotez o wartoci oczekiwaej populacji charakteryzujcej si rozkadem asymetryczym. Test bootstrapowy jest testem ieparametryczym, który moe by stosoway w przypadku posiadaia prób o maej liczbie elemetów. Wasoci testu bootstrapowego wykorzystywaego do weryfikacji hipotez o wartoci oczekiwaej populacji o wybraych rozkadach asymetryczych przeprowadzoe zostay metodami symulacyjymi. Aalizowao rozmiar testu bootstrapowego i dla duych prób porówywao go z rozmiarem klasyczego testu istotoci. Sowa kluczowe: test bootstrapowy, rozmiar testu, warto oczekiwaa. I. WPROWADZENIE Przy wioskowaiu statystyczym o parametrach populacji asymetryczych, w tym przy weryfikacji hipotez statystyczych, moemy wykorzystywa klasycze metody parametrycze lub metody sekwecyje (por. D. Pekasiewicz, 2) albo, w przypadku braku iformacji o klasie rozkadu, metody ieparametrycze. Przy ieparametryczej weryfikacji hipotez statystyczych o wartoci oczekiwaej zwykle wykorzystuje si asymptotycze wasoci jej estymatora. Wymagae jest wic posiadaie tak zwaych duych prób. Dla populacji charakteryzujcych si ró asymetri, miimale wielkoci prób umoliwiajce korzystaie z twierdze graiczych s róe. Problemem moe by wic rozstrzygicie, czy próba jest wystarczajco licza, aby moa byo j wykorzysta do tego typu wioskowaia statystyczego. Metody bootstrapowe, alece do grupy metod ieparametryczych, ie wymagaj prób o duej liczbie elemetów. Mog wic by stosowae zarówo w przypadku posiadaia prób o maej liczbie elemetów, jak i dla duych prób, jako alteratywa ieparametryczych metod klasyczych. Dr, Katedra Metod Statystyczych, Uiwersytet ódzki [5]
2 52 Do weryfikacji hipotez o wartoci oczekiwaej populacji o asymetryczych rozkadach moa stosowa bootstrapowy test istotoci. Aaliz wasoci tego testu przeprowadzoo metodami symulacyjymi i porówao je z wasociami klasyczego testu istotoci wykorzystujcego fakt, e redia arytmetycza z próby ma asymptotyczie rozkad ormaly. adaia dotyczyy aalizy rozmiarów bootstrapowego i klasyczego testu istotoci dla wartoci oczekiwaej populacji charakteryzujcych si róymi wspóczyikami asymetrii, w oparciu o próby o róych liczebociach. Do aalizy porówawczej testów wykorzystao próby due, okrelae w literaturze jako próby zawierajce 3 lub wicej elemetów. II. TEST OOTSTRAPOWY DLA WARTOCI OCZEKIWANEJ Niech X,..., X bdzie prób prost wylosowa z populacji X o iezaej x,..., x ozacza cig realizacji tej próby. wartoci oczekiwaej. Niech Rozwamy hipotez zerow postaci: wobec hipotezy alteratywej: H :, () H :, (2) gdzie jest ustalo liczb rzeczywist. W celu zweryfikowaia powyszych hipotez testem bootstrapowym dla wartoci oczekiwaej, przy ustaloym poziomie istotoci, aley wygeerowa N ( N ) prób bootstrapowych wedug rozkadu bootstrapowego P X xk, dla k =,...,. Ozaczmy przez x, i, x2, i,..., x, i realizacj i-tej ( i,..., N ) próby bootstrapowej X, i, X 2, i,..., X, i. Na podstawie wartoci i - tej próby bootstrapowej obliczamy: x i, k x k, i, (3) s i, xk, i xi, k 2 (4)
3 ootstrapowa weryfikacja hipotez o wartoci oczekiwaej 53 oraz u i, xi, b. (5) s i, W wyiku oblicze otrzymujemy cig wartoci Niech u, u2,,..., u,,. gdzie x x k k x, (6) s u oraz s x k x k 2. Obliczamy warto: card u u,, u2,,..., un, : u u (7) N i porówujemy j z ustaloym poziomem istotoci (por. Cz. Domaski, K.Pruska, 2). Jeeli zachodzi, to ie ma podstaw do odrzuceia hipotezy H. W przeciwym przypadku odrzucamy hipotez zerow a korzy alteratywej H. ootstrapowy test dla wartoci oczekiwaej moe by stosoway dla hipotez jedostroych. Dla hipotezy alteratywej postaci: warto obliczamy z wzoru: atomiast dla hipotezy: H : (8) card u u, u,..., u : u u, (9), 2, H : () z wzoru:, 2, N, card u u, u,..., u : u u. () N,
4 54 III. ANALIZA MONTE CARLO WASNOCI TESTU OOTSTRAPOWEGO Aaliza wasoci testu bootstrapowego weryfikujcego hipotez () wobec (2) przeprowadzoa zostaa w sposób symulacyjy. Rozwaao astpujce trzy klasy populacji: populacje o rozkadzie gamma, populacje o rozkadzie Pareto, populacje o rozkadzie beta. Parametry rozkadów dobierae byy tak, aby geerowae populacje charakteryzoway si róymi wspóczyikami asymetrii. Populacje o rozkadzie gamma, o fukcji gstoci p x x exp dla x p fx p dla x i ustaloych parametrach i p charakteryzowaa asymetria dodatia. Rówie dodati asymetri miay populacje o rozkadzie Pareto o fukcji gstoci k k xm dla k fx x dla x x m x x m i wybraych wartociach parametrów x m i k. Parametry populacji o rozkadzie beta o fukcji gstoci p q x x dla x fx p, q dla x x dobierae byy tak, aby charakteryzoway si oe asymetri ujem. Wybór aalizowaych klas rozkadów uzasadia ich zastosowaie m.i. w fiasach, ubezpieczeiach, kotroli jakoci oraz zwizay jest z do atw moliwoci doboru parametrów dla uzyskaia róych wielkoci wspóczyików asymetrii.
5 ootstrapowa weryfikacja hipotez o wartoci oczekiwaej 55 Z wygeerowaych populacji losowao tzw. mae próby, czyli próby o liczebociach miejszych i 3 oraz próby due, o liczbie elemetów ie miejszej i 3. Dla ustaloych poziomów istotoci, weryfikowao hipotezy o wartoci oczekiwaej populacji, geerujc prób bootstrapowych i korzystajc z wzorów (5) (7). Procedur weryfikacji hipotez powtarzao razy. Szacowao rozmiar testu i porówao go z przyjt wartoci poziomu istoto- ci. Dla duych prób porówao wyiki testu bootstrapowego z wyikami uzyskaymi dla klasyczego testu istotoci. Wartoci rozmiarów testu bootstrapowego dla wartoci oczekiwaej populacji o wybraych rozkadach z ustaloymi parametrami rozkadu, dla liczeboci prób =, 2, 3, 5, 7 i dla poziomu istotoci,5 zawiera tablica. Rysuek staowi graficz prezetacj zaleoci rozmiaru testu od liczeboci prób, w oparciu o które weryfikujemy hipotezy, oraz od wspóczyika asymetrii rozkadu populacji. W celu porówaia testu bootstrapowego z testem klasyczym, dla prób o liczbie elemetów wikszej lub rówej 3, aalizowao rozmiary tych testów. W tablicy 2 przedstawioo otrzymae wyiki dla obydwu rozpatrywaych testów. Rysuki 2 i 3 przedstawiaj wartoci oszacowaych rozmiarów testu bootstrapowego i klasyczego istotoci dla populacji o wybraych wspóczyikach asymetrii i liczeboci prób odpowiedio 3 i 7 elemetów. Tablica. Oszacowaia rozmiaru testu bootstrapowego dla wartoci oczekiwaej populacji o wybraych asymetryczych rozkadach Typ rozkadu Wspócz. asymetrii Liczeboci prób ,2 4,47,53,826,744,76,63,4 3,6,86,84,647,57,542,6 2,58,88,699,665,535,462,8 2,24,797,688,66,474,52, 2,,765,68,67,53,562,4,69,643,56,57,5,473 4, 7,7,85,863,864,742,72 5, 4,65,999,79,78,687,643 6, 3,8,943,748,737,664,6 7, 3,38,92,74,77,644,59 8, 3,2,88,688,695,624,587 gamma o parametrze lambda= i wybraych wartociach p Pareto o parametrze xm= i wybraych wartociach k beta o parametrze p=3 i wybraych wartociach q 9, 2,94,86,676,676,64,582,2 2,85,863,69,59,529,569,4,84,684,573,537,59,538,6,37,56,473,55,49,522,8,7,542,49,447,499,444,,86,525,56,523,486,589,4,57,44,487,437,524,492 ródo: Obliczeia wase.
6 56 7,7 3,8 3,2 2,24 -,57 -,37 3 7,2,,8,6,4,2 Rys.. Zaleo rozmiaru testu od liczeboci próby i wspóczyika asymetrii populacji ródo: Opracowaie wase. Typ rozkadu gamma o parametrze lambda= i wybraych wartociach p Pareto o parametrze xm= i wybraych wartociach k beta o parametrze p=3 i wybraych wartociach q Tablica 2. Porówaie rozmiarów testu bootstrapowego i testu klasyczego dla wartoci oczekiwaej populacji o wybraych asymetryczych rozkadach Wspócz. Liczeboci prób asymetrii T. boot. T. klas. T. boot. T. klas. T. boot. T. klas ,2 4,47,744,46,76,225,63,978,4 3,6,647,36,57,757,542,69,6 2,58,665,,535,756,462,63,8 2,24,66,88,474,639,52,645, 2,,67,859,53,649,562,664,4,69,57,727,5,63,473,557 4, 7,7,864,255,742,99,72,893 5, 4,65,78,4,687,888,643,827 6, 3,8,737,78,664,842,6,789 7, 3,38,77,48,644,822,59,762 8, 3,2,695,9,624,83,587,746 9, 2,94,676,4,64,786,582,737,2 2,85,59,96,529,88,569,86,4,84,537,875,59,77,538,688,6,37,55,789,49,645,522,65,8,7,447,646,499,595,444,54,,86,523,67,486,57,589,634,4,57,437,563,524,584,492,523 ródo: Obliczeia wase.
7 ootstrapowa weryfikacja hipotez o wartoci oczekiwaej 57,6 ˆ,4,2,,8,6 t.boot t.klas.,4, Rys. 2. Zaleo oszacowaego, a podstawie 3-elemetowej próby, rozmiaru testu od wspóczyika korelacji populacji ródo: Obliczeia wase.,2 ˆ,,8,6 t.boot t.klas.,4, Rys. 3. Zaleo oszacowaego, a podstawie 7-elemetowej próby, rozmiaru testu od wspóczyika korelacji populacji ródo: Obliczeia wase.
8 58 IV. WNIOSKI Na postawie uzyskaych wyików moa stwierdzi, e dla populacji o miejszej asymetrii test bootstrapowy pozwoli zweryfikowa sformuowae hipotezy a poziomie istotoci w przyblieiu rówym ustaloemu poziomowi istotoci,5. Najwiksze rozbieoci midzy rozmiarem testu i przyjtym poziomem istotoci byy w przypadku silej asymetrii i maych prób, ale i tak okazay si oe miejsze i w przypadku klasyczego testu istotoci dla prób o duo wikszej liczbie elemetów (próby 3 i 5 elemetowe). Zastosowaie testu bootstrapowego dla, 2-elemetowych prób powodowao, e liczba decyzji o odrzuceiu prawdziwej hipotezy zerowej bya w iektórych przypadkach awet dwukrotie wiksza od wartoci ustaloej, ale w tych przypadkach test klasyczy dopiero dla 7-elemetowej próby da porówywale wyiki. Dla iych rozwaaych wartoci p., oraz, wyiki byy aalogicze. W przypadku duych prób oszacoway rozmiar testu bootstapowego by miejszy i rozmiar testu klasyczego. Oczywicie róice te malay wraz ze wzrostem liczeboci prób. Chocia w przypadku zastosowaia testu bootstrapowego liczba bdych decyzji polegajcych a odrzuceiu prawdziwej hipotezy zerowej bya miejsza i przy zastosowaiu testu klasyczego, to jedak ie we wszystkich przypadkach 7-elemetowa próba bya wystarczajca do weryfikacji hipotez o wartoci oczekiwaej a ustaloym poziomie istotoci. Dotyczyo to populacji o silej asymetrii p. populacji o rozkadzie Pareto z parametrami x i k =4, dla której wspóczyik asymetrii wyosi 7,7. Dla tej m populacji oszacoway rozmiar testu bootstrapowego wyiós,72. Koleje zwikszaie liczeboci próby (próba -elemetowa, 2-elemetowa itd.) sprawio, e decyzja zostaa podjta a poziomie istotoci rówym w przybli- eiu ustaloej wartoci, co wyika z asymptotyczych wasoci rediej arytmetyczej. Z przeprowadzaych badaiach statystyczych, wyika, e iformacja o asymetrii populacji lub wstpe oszacowaie wspóczyika asymetrii mog by pomoce przy ustaleiu liczeboci próby zarówo przy zastosowaiu testów bootstrapowych jak i klasyczych testów istotoci. Dla wszystkich rozwaaych populacji weryfikacja hipotez o wartoci oczekiwaej za pomoc testu bootstrapowego daa lepsze rezultaty i zastosowaie klasyczego testu istotoci, gdy prowadzia do miejszej liczby bdych decyzji polegajcych a odrzuceiu prawdziwej hipotezy zerowej (rys 2., rys 3.). Podjcie decyzji o odrzuceiu hipotezy zerowej lub braku podstaw do jej odrzuceia a ustaloym poziomie istotoci zwizae jest z waciwym doborem
9 ootstrapowa weryfikacja hipotez o wartoci oczekiwaej 59 liczeboci próby, która zaley od typu rozkadu populacji i wspóczyika asymetrii. Testy bootstrapowe zajduj zastosowaie rówie przy weryfikacji hipotez statystyczych o wartociach parametrów dwóch populacji. Hipotezy mog dotyczy zarówo parametrów populacji jedo jak i wielowymiarowych (por. Domaski Cz., Pruska K., (2), J. Shao, D. Tu, (996)). ILIOGRAFIA Domaski Cz., Pruska K., (2), Nieklasycze metody statystycze, Polskie Towarzystwo Ekoomicze, Warszawa. Pekasiewicz D., (2), Testy statystycze dla parametrów zmieej losowej o rozkadzie wykadiczym, w:) praca zbiorowa pod red. Z.E. Zieliskiego: Rola iformatyki w aukach ekoomiczych i spoeczych. Iowacje i implikacje iterdyscypliare, Wydawictwo Wyszej Szkoy Hadlowej, Kielce, s Shao J., Tu D., (996) The Jackkife ad ootstrap, Spriger Verlag, New York. THE OOTSTRAP VERIFICATION OF HYPOTHESES AOUT THE EXPECTED VALUE OF ASYMMETRIC DISTRIUTED POPULATION Abstract A proposal of usig the bootstrap test to verify hypotheses about the expected value of asymmetric populatio is preseted. The bootstrap test is the oparametric oe. It ca be used whe we have a small size of sample. I the paper, the results of simulatio studies of the properties of this test are preseted, i particular the size of a test. For large sample s sizes, the size of the bootstrap test is compared with the size of classical test of sigificace.
TEST SYMETRYCZNO CI LI
A C T A U N I V E R S I T A T I S L O D Z I E N S I S FOLIA OECONOMICA 7, 0 Aleksadra Baszczyska TEST SYMETRYCZNOCI LI Streszczeie. Test symetryczoci rozkadu zmieej losowej zapropooway przez Li w 997 roku
Bardziej szczegółowoStatystyka matematyczna dla leśników
Statystyka matematycza dla leśików Wydział Leśy Kieruek leśictwo Studia Stacjoare I Stopia Rok akademicki 0/0 Wykład 5 Testy statystycze Ogóle zasady testowaia hipotez statystyczych, rodzaje hipotez, rodzaje
Bardziej szczegółowoTestowanie hipotez. H 1 : µ 15 lub H 1 : µ < 15 lub H 1 : µ > 15
Testowaie hipotez ZałoŜeia będące przedmiotem weryfikacji azywamy hipotezami statystyczymi. KaŜde przypuszczeie ma swoją alteratywę. Jeśli postawimy hipotezę, Ŝe średica pia jedoroczych drzew owej odmiay
Bardziej szczegółowo1. Wnioskowanie statystyczne. Ponadto mianem statystyki określa się także funkcje zmiennych losowych o
1. Wioskowaie statystycze. W statystyce idetyfikujemy: Cecha-Zmiea losowa Rozkład cechy-rozkład populacji Poadto miaem statystyki określa się także fukcje zmieych losowych o tym samym rozkładzie. Rozkłady
Bardziej szczegółowo3. Tworzenie próby, błąd przypadkowy (próbkowania) 5. Błąd standardowy średniej arytmetycznej
PODSTAWY STATYSTYKI 1. Teoria prawdopodobieństwa i elemety kombiatoryki 2. Zmiee losowe i ich rozkłady 3. Populacje i próby daych, estymacja parametrów 4. Testowaie hipotez 5. Testy parametrycze 6. Testy
Bardziej szczegółowoStatystyka i Opracowanie Danych. W7. Estymacja i estymatory. Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok407
Statystyka i Opracowaie Daych W7. Estymacja i estymatory Dr Aa ADRIAN Paw B5, pok407 ada@agh.edu.pl Estymacja parametrycza Podstawowym arzędziem szacowaia iezaego parametru jest estymator obliczoy a podstawie
Bardziej szczegółowoPojcie estymacji. Metody probabilistyczne i statystyka Wykład 9: Estymacja punktowa. Własnoci estymatorów. Rozkłady statystyk z próby.
Pojcie estymacji Metody probabilistycze i statystyka Wykład 9: Estymacja puktowa. Własoci estymatorów. Rozkłady statystyk z próby. Szacowaie wartoci parametrów lub rozkładu zmieej losowej w populacji geeralej
Bardziej szczegółowoWykład 11 ( ). Przedziały ufności dla średniej
Wykład 11 (14.05.07). Przedziały ufości dla średiej Przykład Cea metra kwadratowego (w tys. zł) z dla 14 losowo wybraych mieszkań w mieście A: 3,75; 3,89; 5,09; 3,77; 3,53; 2,82; 3,16; 2,79; 4,34; 3,61;
Bardziej szczegółowoKURS STATYSTYKA. Lekcja 3 Parametryczne testy istotności ZADANIE DOMOWE. Strona 1
KURS STATYSTYKA Lekcja 3 Parametrycze testy istotości ZADANIE DOMOWE www.etrapez.pl Stroa Część : TEST Zazacz poprawą odpowiedź (tylko jeda jest prawdziwa). Pytaie Statystykę moża rozumieć jako: a) próbkę
Bardziej szczegółowoPrawdopodobieństwo i statystyka r.
Zadaie. Wykoujemy rzuty symetryczą kością do gry do chwili uzyskaia drugiej szóstki. Niech Y ozacza zmieą losową rówą liczbie rzutów w których uzyskaliśmy ie wyiki iż szóstka a zmieą losową rówą liczbie
Bardziej szczegółowoX i. X = 1 n. i=1. wartość tej statystyki nazywana jest wartością średnią empiryczną i oznaczamy ją symbolem x, przy czym x = 1. (X i X) 2.
Zagadieia estymacji Puktem wyjścia badaia statystyczego jest wylosowaie z całej populacji pewej skończoej liczby elemetów i zbadaie ich ze względu a zmieą losową cechę X Uzyskae w te sposób wartości x,
Bardziej szczegółowo1 Testy statystyczne. 2 Rodzaje testów
1 Testy statystycze Podczas sprawdzaia hipotez statystyczych moga¾ wystapić ¾ dwa rodzaje b ¾edów. Prawdopodobieństwo b ¾edu polegajacego ¾ a odrzuceiu hipotezy zerowej (H 0 ), gdy jest oa prawdziwa, czyli
Bardziej szczegółowoĆwiczenie nr 14. Porównanie doświadczalnego rozkładu liczby zliczeń w zadanym przedziale czasu z rozkładem Poissona
Ćwiczeie r 4 Porówaie doświadczalego rozkładu liczby zliczeń w zadaym przedziale czasu z rozkładem Poissoa Studeta obowiązuje zajomość: Podstawowych zagadień z rachuku prawdopodobieństwa, Zajomość rozkładów
Bardziej szczegółowoANALIZA DANYCH DYSKRETNYCH
ZJAZD ESTYMACJA Jest to metoda wioskowaia statystyczego. Umożliwia oa oszacowaie wartości iteresującego as parametru a podstawie badaia próbki. Estymacja puktowa polega a określeiu fukcji zwaej estymatorem,
Bardziej szczegółowoZadanie 2 Niech,,, będą niezależnymi zmiennymi losowymi o identycznym rozkładzie,.
Z adaie Niech,,, będą iezależymi zmieymi losowymi o idetyczym rozkładzie ormalym z wartością oczekiwaą 0 i wariacją. Wyzaczyć wariację zmieej losowej. Wskazówka: pokazać, że ma rozkład Γ, ODP: Zadaie Niech,,,
Bardziej szczegółowolim a n Cigi liczbowe i ich granice
Cigi liczbowe i ich graice Cigiem ieskoczoym azywamy dowol fukcj rzeczywist okrelo a zbiorze liczb aturalych. Dla wygody zapisu, zamiast a() bdziemy pisa a. Elemet a azywamy -tym wyrazem cigu. Cig (a )
Bardziej szczegółowoTESTY LOSOWOŚCI. Badanie losowości próby - test serii.
TESTY LOSOWOŚCI Badaie losowości próby - test serii. W wielu zagadieiach wioskowaia statystyczego istotym założeiem jest losowość próby. Prostym testem do weryfikacji tej własości jest test serii. 1 Dla
Bardziej szczegółowoµ = Test jest następujący: jeŝeli X > 0.01 to odrzucamy H. 0
7. Testowaie hipotez statystyczych 7. Populacja ma rozkład ciągły opisay fukcją gęstości f ( x) ( + ) x dla x [,]. Testowaa jest hipoteza, Ŝe wobec hipotezy alteratywej, Ŝe. Wioskujemy a podstawie jedoelemetowej
Bardziej szczegółowoEstymacja przedziałowa
Metody probabilistycze i statystyka Estymacja przedziałowa Dr Joaa Baaś Zakład Badań Systemowych Istytut Sztuczej Iteligecji i Metod Matematyczych Wydział Iformatyki Politechiki Szczecińskiej Metody probabilistycze
Bardziej szczegółowoZAGADNIENIE ESTYMACJI. ESTYMACJA PUNKTOWA I PRZEDZIAŁOWA
ZAGADNIENIE ESTYMACJI. ESTYMACJA PUNKTOWA I PRZEDZIAŁOWA Mamy populację geeralą i iteresujemy się pewą cechą X jedostek statystyczych, a dokładiej pewą charakterystyką liczbową θ tej cechy (p. średią wartością
Bardziej szczegółowoAnaliza algorytmów to dział informatyki zajmujcy si szukaniem najefektywniejszych, poprawnych algorytmów dla danych problemów komputerowych
Temat: Poprawo całkowita i czciowa algorytmu. Złooo obliczeiowa algorytmu. Złooo czasowa redia i pesymistycza. Rzd fukcji. I. Literatura 1. L. Baachowski, K. Diks, W. Rytter Algorytmy i struktury daych.
Bardziej szczegółowoL.Kowalski zadania ze statystyki matematycznej-zestaw 3 ZADANIA - ZESTAW 3
L.Kowalski zadaia ze statystyki matematyczej-zestaw 3 ZADANIA - ZESTAW 3 Zadaie 3. Cecha X populacji ma rozkład N m,. Z populacji tej pobrao próbę 7 elemetową i otrzymao wyiki x7 = 9, 3, s7 =, 5 a Na poziomie
Bardziej szczegółowoPorównanie dwu populacji
Porówaie dwu populacji Porówaie dwóch rozkładów ormalych Założeia:. X ~ N( m, σ ), X ~ N( m, σ ), σ σ. parametry rozkładów ie ą zae. X, X ą iezależe. Ocea różicy między średimi m m m m x x (,...) H 0 :
Bardziej szczegółowoMetoda łączona. Wykład 7 Dwie niezależne próby. Standardowy błąd dla różnicy dwóch średnich. Metoda zwykła (niełączona) n2 2
Wykład 7 Dwie iezależe próby Często porówujemy wartości pewej zmieej w dwóch populacjach. Przykłady: Grupa zabiegowa i kotrola Lekarstwo a placebo Pacjeci biorący dwa podobe lekarstwa Mężczyźi a kobiety
Bardziej szczegółowoKLUCZ ODPOWIEDZI I ZASADY PUNKTOWANIA PRÓBNEGO EGZAMINU MATURALNEGO Z MATEMATYKI POZIOM PODSTAWOWY
KLUCZ ODPOWIEDZI I ZASADY PUNKTOWANIA PRÓBNEGO EGZAMINU MATURALNEGO Z MATEMATYKI POZIOM PODSTAWOWY Nr zadaia Odpowiedzi Pukty Badae umiejtoci Obszar stadardu 1. B 0 1 plauje i wykouje obliczeia a liczbach
Bardziej szczegółowoCharakterystyki liczbowe zmiennych losowych: wartość oczekiwana i wariancja
Charakterystyki liczbowe zmieych losowych: wartość oczekiwaa i wariacja dr Mariusz Grządziel Wykłady 3 i 4;,8 marca 24 Wartość oczekiwaa zmieej losowej dyskretej Defiicja. Dla zmieej losowej dyskretej
Bardziej szczegółowoĆwiczenia rachunkowe TEST ZGODNOŚCI χ 2 PEARSONA ROZKŁAD GAUSSA
Aaliza iepewości pomiarowych w esperymetach fizyczych Ćwiczeia rachuowe TEST ZGODNOŚCI χ PEARSONA ROZKŁAD GAUSSA UWAGA: Na stroie, z tórej pobrałaś/pobrałeś istrucję zajduje się gotowy do załadowaia arusz
Bardziej szczegółowoPodstawowe oznaczenia i wzory stosowane na wykładzie i laboratorium Część I: estymacja
Podstawowe ozaczeia i wzory stosowae a wykładzie i laboratorium Część I: estymacja 1 Ozaczeia Zmiee losowe (cechy) ozaczamy a wykładzie dużymi literami z końca alfabetu. Próby proste odpowiadającymi im
Bardziej szczegółowoPrawdopodobieństwo i statystyka r.
Zadaie 1 Rzucamy 4 kości do gry (uczciwe). Prawdopodobieństwo zdarzeia iż ajmiejsza uzyskaa a pojedyczej kości liczba oczek wyiesie trzy (trzy oczka mogą wystąpić a więcej iż jedej kości) rówe jest: (A)
Bardziej szczegółowoSTATYSTKA I ANALIZA DANYCH LAB II
STATYSTKA I ANALIZA DANYCH LAB II 1. Pla laboratorium II rozkłady prawdopodobieństwa Rozkłady prawdopodobieństwa dwupuktowy, dwumiaowy, jedostajy, ormaly. Związki pomiędzy rozkładami prawdopodobieństw.
Bardziej szczegółowoKorelacja i regresja. Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Inteligencji i Metod Matematycznych. Wykład 12
Wykład Korelacja i regresja Dr Joaa Baaś Zakład Badań Systemowych Istytut Sztuczej Iteligecji i Metod Matematyczych Wydział Iformatyki Politechiki Szczecińskiej Wykład 8. Badaie statystycze ze względu
Bardziej szczegółowoPrzedziaªy ufno±ci a testowanie hipotez statystycznych Konspekt do zaj : Statystyczne metody analizy danych
Przedziaªy ufo±ci a testowaie hipotez statystyczych Kospekt do zaj : Statystycze metody aalizy daych Agieszka Nowak-Brzezi«ska 26 listopada 2009 1 Wprowadzeie Celem zaj ma by omówieie podstawowych zagadie«i
Bardziej szczegółowoEstymacja. Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Inteligencji i Metod Matematycznych. Wykład 7
Metody probabilistycze i statystyka Estymacja Dr Joaa Baaś Zakład Badań Systemowych Istytut Sztuczej Iteligecji i Metod Matematyczych Wydział Iformatyki Politechiki Szczecińskiej Metody probabilistycze
Bardziej szczegółowoNieklasyczne modele kolorowania grafów
65 Nieklasycze modele kolorowaia grafów 66 Kolorowaie sprawiedliwe Def. Jeli wierzchołki grafu G moa podzieli a k takich zbiorów iezaleych C,...,C k, e C i C j dla wszystkich i,j,...,k, to mówimy, e G
Bardziej szczegółowoEstymacja przedziałowa - przedziały ufności
Estymacja przedziałowa - przedziały ufości Próbę -elemetową charakteryzujemy jej parametrami (p. x, s, s ). Służą oe do ocey wartości iezaych parametrów populacji (m, σ, σ). Nazywamy je estymatorami puktowymi
Bardziej szczegółowoModa (Mo, D) wartość cechy występującej najczęściej (najliczniej).
Cetrale miary położeia Średia; Moda (domiata) Mediaa Kwatyle (kwartyle, decyle, cetyle) Moda (Mo, D) wartość cechy występującej ajczęściej (ajlicziej). Mediaa (Me, M) dzieli uporządkoway szereg liczbowy
Bardziej szczegółowobędą niezależnymi zmiennymi losowymi z rozkładu jednostajnego na przedziale ( 0,
Zadaie iech X, X,, X 6 będą iezależymi zmieymi losowymi z rozkładu jedostajego a przedziale ( 0, ), a Y, Y,, Y6 iezależymi zmieymi losowymi z rozkładu jedostajego a przedziale ( 0, ), gdzie, są iezaymi
Bardziej szczegółowoz przedziału 0,1. Rozważmy trzy zmienne losowe:..., gdzie X
Matematyka ubezpieczeń majątkowych.0.0 r. Zadaie. Mamy day ciąg liczb q, q,..., q z przedziału 0,. Rozważmy trzy zmiee losowe: o X X X... X, gdzie X i ma rozkład dwumiaowy o parametrach,q i, i wszystkie
Bardziej szczegółowo2.1. Studium przypadku 1
Uogóliaie wyików Filip Chybalski.. Studium przypadku Opis problemu Przedsiębiorstwo ŚRUBEX zajmuje się produkcją wyrobów metalowych i w jego szerokim asortymecie domiują różego rodzaju śrubki i wkręty.
Bardziej szczegółowoPodstawy opracowania wyników pomiarów z elementami analizy niepewności pomiarowych (w zakresie materiału przedstawionego na wykładzie organizacyjnym)
Podstawy opracowaia wyików pomiarów z elemetami aalizepewości pomiarowych (w zakresie materiału przedstawioego a wykładzie orgaizacyjym) Pomiary Wyróżiamy dwa rodzaje pomiarów: pomiar bezpośredi, czyli
Bardziej szczegółowoSTATYSTYKA I ANALIZA DANYCH
TATYTYKA I ANALIZA DANYCH Zad. Z pewej partii włókie weły wylosowao dwie próbki włókie, a w każdej z ich zmierzoo średicę włókie różymi metodami. Otrzymao astępujące wyiki: I próbka: 50; średia średica
Bardziej szczegółowoWykład 5 Przedziały ufności. Przedział ufności, gdy znane jest σ. Opis słowny / 2
Wykład 5 Przedziały ufości Zwykle ie zamy parametrów populacji, p. Chcemy określić a ile dokładie y estymuje Kostruujemy przedział o środku y, i taki, że mamy 95% pewości, że zawiera o Nazywamy go 95%
Bardziej szczegółowoTrzeba pokazać, że dla każdego c 0 c Mc 0. ) = oraz det( ) det( ) det( ) jest macierzą idempotentną? Proszę odpowiedzieć w
Zad Dae są astępujące macierze: A =, B, C, D, E 0. 0 = = = = 0 Wykoaj astępujące działaia: a) AB, BA, C+E, DE b) tr(a), tr(ed), tr(b) c) det(a), det(c), det(e) d) A -, C Jeśli działaia są iewykoale, to
Bardziej szczegółowoStatystyka. Katarzyna Chudy Laskowska
Statystyka Katarzya Chudy Laskowska http://kc.sd.prz.edu.pl/ WNIOSKOWANIE STATYSTYCZNE Celem aalizy statystyczej ie jest zwykle tylko opisaie (prezetacja) posiadaych daych, czyli tzw. próby statystyczej.
Bardziej szczegółowoZmienna losowa N ma rozkład ujemny dwumianowy z parametrami (, q) = 7,
Matematyka ubezpieczeń majątkowych.0.008 r. Zadaie. r, Zmiea losowa N ma rozkład ujemy dwumiaowy z parametrami (, q), tz.: Pr( N k) (.5 + k) (.5) k! Γ Γ * Niech k ozacza taką liczbę aturalą, że: * k if{
Bardziej szczegółowoEstymacja parametrów populacji
Estymacja parametrów populacji Estymacja parametrów populacji Estymacja polega a szacowaiu wartości parametrów rozkładu lub postaci samego rozkładu zmieej losowej, a podstawie próby statystyczej. Estymacje
Bardziej szczegółowoOszacowanie warto ci charakterystycznej wytrzyma o ci betonu na ciskanie wed ug aktualnych zalece normowych
Budowictwo i Architektura 1(3) (013) 193-00 Oszacowaie wartoci charakterystyczej wytrzymaoci betou a ciskaie wedug aktualych zalece ormowych Izabela Skrzypczak 1 1 Katedra Geodezji i Geotechiki, Wydzia
Bardziej szczegółowoSTATYSTYKA OPISOWA I PROJEKTOWANIE EKSPERYMENTU dr inż Krzysztof Bryś
1 STATYSTYKA OPISOWA I PROJEKTOWANIE EKSPERYMENTU dr iż Krzysztof Bryś Pojȩcia wstȩpe populacja - ca ly zbiór badaych przedmiotów lub wartości. próba - skończoy podzbiór populacji podlegaj acy badaiu.
Bardziej szczegółowoKomputerowa analiza danych doświadczalnych
Komputerowa aaliza daych doświadczalych Wykład 7 8.04.06 dr iż. Łukasz Graczykowski lgraczyk@if.pw.edu.pl Semestr leti 05/06 Cetrale twierdzeie graicze - przypomieie Sploty Pobieraie próby, estymatory
Bardziej szczegółowo1 Przedziały ufności. ). Obliczamy. gdzie S pochodzi z rozkładu B(n, 1 2. P(2 S n 2) = 1 P(S 2) P(S n 2) = 1 2( 2 n +n2 n +2 n ) = 1 (n 2 +n+2)2 n.
Przedziały ufości W tym rozdziale będziemy zajmować się przede wszystkim zadaiami związaymi z przedziałami ufości Będą as rówież iteresować statystki pozycyje oraz estymatory ajwiększej wiarygodości (Eg
Bardziej szczegółowoRozkłady statystyk z próby. Metody probabilistyczne i statystyka Wykład 2: Rozkłady statystyk z próby. Przedziały ufnoci
Rozkłady tatytyk z próby Metody probabilitycze i tatytyka Wykład : Rozkłady tatytyk z próby. rzedziały ufoci Małgorzata Krtowka Wydział Iformatyki olitechika Białotocka e-mail: mmac@ii.pb.bialytok.pl troa
Bardziej szczegółowoĆwiczenie 2 ESTYMACJA STATYSTYCZNA
Ćwiczeie ETYMACJA TATYTYCZNA Jest to metoda wioskowaia statystyczego. Umożliwia oszacowaie wartości iteresującego as parametru a podstawie badaia próbki. Estymacja puktowa polega a określeiu fukcji zwaej
Bardziej szczegółowoWokół testu Studenta 1. Wprowadzenie Rozkłady prawdopodobieństwa występujące w testowaniu hipotez dotyczących rozkładów normalnych
Wokół testu Studeta Wprowadzeie Rozkłady prawdopodobieństwa występujące w testowaiu hipotez dotyczących rozkładów ormalych Rozkład ormaly N(µ, σ, µ R, σ > 0 gęstość: f(x σ (x µ π e σ Niech a R \ {0}, b
Bardziej szczegółowoMonte Carlo, bootstrap, jacknife
Monte Carlo, bootstrap, jacknife Literatura Bruce Hansen (2012 +) Econometrics, ze strony internetowej: http://www.ssc.wisc.edu/~bhansen/econometrics/ Monte Carlo: rozdział 8.8, 8.9 Bootstrap: rozdział
Bardziej szczegółowo0.1 ROZKŁADY WYBRANYCH STATYSTYK
0.1. ROZKŁADY WYBRANYCH STATYSTYK 1 0.1 ROZKŁADY WYBRANYCH STATYSTYK Zadaia 0.1.1. Niech X 1,..., X będą iezależymi zmieymi losowymi o tym samym rozkładzie. Obliczyć ES 2 oraz D 2 ( 1 i=1 X 2 i ). 0.1.2.
Bardziej szczegółowoWybór systemu klasy ERP metod AHP
BIULETYN INSTYTUTU SYSTEMÓW INFORMATYCZNYCH 5 3-22 (200) Wybór systemu klasy ERP metod AHP A. CHOJNACI, O. SZWEDO e-mail: adrzej.chojacki@wat.edu.pl Wydzia Cyberetyki WAT ul. S. aliskiego 2, 00-908 Warszawa
Bardziej szczegółowoWykªad 05 (granice c.d., przykªady) Rozpoczniemy od podania kilku przykªadów obliczania granic ci gów. n an = + dla a > 1. (5.1) lim.
Wykªad 05 graice cd, przykªady Rozpocziemy od podaia kilku przykªadów obliczaia graic ci gów Niech a > Ozaczmy a = c > 0 Mamy Poiewa» c = +, wi c tak»e a = + c + c c a = + dla a > 5 Poadto, zauwa»amy,»e
Bardziej szczegółowoSTATYSTYKA. Rafał Kucharski. Uniwersytet Ekonomiczny w Katowicach 2015/16 ROND, Finanse i Rachunkowość, rok 2
STATYSTYKA Rafał Kucharski Uiwersytet Ekoomiczy w Katowicach 2015/16 ROND, Fiase i Rachukowość, rok 2 Rachuek prawdopodobieństwa Rzucamy 10 razy moetą, dla której prawdopodobieństwo wyrzuceia orła w pojedyczym
Bardziej szczegółowoRachunek prawdopodobieństwa i statystyka Wnioskowanie statystyczne. Estymacja i estymatory. Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok407
Rachek rawdoodobieństwa i statystyka Wioskowaie statystycze. Estymacja i estymatory Dr Aa ADRIAN Paw B5, ok407 ada@agh.ed.l Estymacja arametrycza Podstawowym arzędziem szacowaia iezaego arametr jest estymator
Bardziej szczegółowoPODSTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH
PODSTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH POMIAR FIZYCZNY Pomiar bezpośredi to doświadczeie, w którym przy pomocy odpowiedich przyrządów mierzymy (tj. porówujemy
Bardziej szczegółowoLista 5. Odp. 1. xf(x)dx = xdx = 1 2 E [X] = 1. Pr(X > 3/4) E [X] 3/4 = 2 3. Zadanie 3. Zmienne losowe X i (i = 1, 2, 3, 4) są niezależne o tym samym
Lista 5 Zadaia a zastosowaie ierówosci Markowa i Czebyszewa. Zadaie 1. Niech zmiea losowa X ma rozkład jedostajy a odciku [0, 1]. Korzystając z ierówości Markowa oszacować od góry prawdopodobieństwo, że
Bardziej szczegółowoMetodyka szacowania niepewnoci rozszerzonej. Opracował: mgr Mikołaj Kirpluk
Metodyka szacowaia ieewoci rozszerzoej Oracował: mgr Mikołaj Kirluk Jest to szacowaie ieewoci o asymetryczych graicach rzedziału ufoci wzgldem wartoci rediej, co wyika z faktu okrelaia wartoci rediej jako
Bardziej szczegółowoStatystyka matematyczna. Wykład II. Estymacja punktowa
Statystyka matematycza. Wykład II. e-mail:e.kozlovski@pollub.pl Spis treści 1 dyskretych Rozkłady zmieeych losowych ciągłych 2 3 4 Rozkład zmieej losowej dyskretej dyskretych Rozkłady zmieeych losowych
Bardziej szczegółowoEstymacja przedziałowa - przedziały ufności
Estymacja rzedziałowa - rzedziały ufości Próbę -elemetową charakteryzujemy jej arametrami ( x, s, s ). SłuŜą oe do ocey wartości iezaych arametrów oulacji (m, σ, σ). Nazywamy je estymatorami uktowymi iezaych
Bardziej szczegółowoZeszyty naukowe nr 9
Zeszyty aukowe r 9 Wyższej Szkoły Ekoomiczej w Bochi 2011 Piotr Fijałkowski Model zależości otowań giełdowych a przykładzie otowań ołowiu i spółki Orzeł Biały S.A. Streszczeie Niiejsza praca opisuje próbę
Bardziej szczegółowoma rozkład złożony Poissona z oczekiwaną liczbą szkód równą λ i rozkładem wartości pojedynczej szkody takim, że Pr( Y
Zadaie. Łącza wartość szkód z pewego ubezpieczeia W = Y + Y +... + YN ma rozkład złożoy Poissoa z oczekiwaą liczbą szkód rówą λ i rozkładem wartości pojedyczej szkody takim, że ( Y { 0,,,3,... }) =. Niech:
Bardziej szczegółowoPodstawy opracowania wyników pomiarów z elementami analizy niepewności pomiarowych
Podstawy opracowaia wyików pomiarów z elemetami aalizepewości pomiarowych w zakresie materiału przedstawioego a wykładzie orgaizacyjym Pomiary Wyróżiamy dwa rodzaje pomiarów: pomiar bezpośredi, czyli doświadczeie,
Bardziej szczegółowoStatystyka opisowa. (n m n m 1 ) h (n m n m 1 ) + (n m n m+1 ) 2 +1), gdy n jest parzyste
Statystyka opisowa Miary statystycze: 1. miary położeia a) średia z próby x = 1 x = 1 x = 1 x i - szereg wyliczający x i i - szereg rozdzielczy puktowy x i i - szereg rozdzielczy przedziałowy, gdzie x
Bardziej szczegółowoEstymacja przedziałowa:
Estymacja przedziałowa: Zamiast szukad ajlepszego estymatora, tak jak w estymacji puktowej będziemy poszukiwad przedziału, do którego będzie ależał szukay parametr z odpowiedio dużym prawdopodobieostwem.
Bardziej szczegółowosą niezależnymi zmiennymi losowymi o jednakowym rozkładzie Poissona z wartością oczekiwaną λ równą 10. Obliczyć v = var( X
Prawdoodobieństwo i statystyka 5..008 r. Zadaie. Załóżmy że 3 są iezależymi zmieymi losowymi o jedakowym rozkładzie Poissoa z wartością oczekiwaą λ rówą 0. Obliczyć v = var( 3 + + + 3 = 9). (A) v = 0 (B)
Bardziej szczegółowoPunktowe procesy niejednorodne
Modelowaie i Aaliza Daych Przestrzeych Wykład 5 Adrzej Leśiak Katedra Geoiformatyki i Iformatyki Stosowaej Akademia Góriczo-Huticza w Krakowie Puktowe procesy iejedorode Jak wcześiej wspomiao, dla procesów
Bardziej szczegółowow stosunku do rozwi zania symetrycznego dla ca ego uk adu. d (x) dx 2 * kin -
Fizyka Kawatowa i Statystycza Wykad 5 Potecjay periodycze Powstawaie struktury pasmowej eergii Rozpatrzmy cig wzrastajcej liczby studi potecjau w staie podstawowym i poooych blisko siebie: Dla dwóch takich
Bardziej szczegółowoWykªad 2. Szeregi liczbowe.
Wykªad jest prowadzoy w oparciu o podr czik Aaliza matematycza 2. Deicje, twierdzeia, wzory M. Gewerta i Z. Skoczylasa. Wykªad 2. Szeregi liczbowe. Deicje i podstawowe twierdzeia Deicja Szeregiem liczbowym
Bardziej szczegółowoEstymacja: Punktowa (ocena, błędy szacunku) Przedziałowa (przedział ufności)
IV. Estymacja parametrów Estymacja: Puktowa (ocea, błędy szacuku Przedziałowa (przedział ufości Załóżmy, że rozkład zmieej losowej X w populacji geeralej jest opisay dystrybuatą F(x;α, gdzie α jest iezaym
Bardziej szczegółowoMETODY ANALIZY DANYCH PRZESTRZENNYCH W BADANIACH ODCHY EK GEOMETRYCZNYCH WYZNACZANYCH W POMIARACH WSPÓ RZ DNO CIOWYCH POWIERZCHNI SWOBODNYCH
K O M I S J A B U D O W Y M A S Z Y N P A N O D D Z I A W P O Z N A N I U Vol. 9 r Archiwum Techologii Maszy i Automatyzacji 009 MAGORZATA PONIATOWSKA * METODY ANALIZY DANYCH PRZESTRZENNYCH W BADANIACH
Bardziej szczegółowoIdea. θ = θ 0, Hipoteza statystyczna Obszary krytyczne Błąd pierwszego i drugiego rodzaju p-wartość
Idea Niech θ oznacza parametr modelu statystycznego. Dotychczasowe rozważania dotyczyły metod estymacji tego parametru. Teraz zamiast szacować nieznaną wartość parametru będziemy weryfikowali hipotezę
Bardziej szczegółowoSTATYSTYKA MATEMATYCZNA
TATYTYKA MATEMATYCZNA ROZKŁADY PODTAWOWYCH TATYTYK zmiea losowa odpowiedik badaej cechy, (,,..., ) próba losowa (zmiea losowa wymiarowa, i iezależe zmiee losowe o takim samym rozkładzie jak (taką próbę
Bardziej szczegółowoRównoliczno zbiorów. Definicja 3.1 Powiemy, e niepuste zbiory A i B s równoliczne jeeli istnieje. Piszemy wówczas A~B. Przyjmujemy dodatkowo, e ~.
16 Rówoliczo zbiorów Defiicja 3.1 Powiemy, e iepuste zbiory A i B s rówolicze jeeli istieje f : A B. Piszemy wówczas A~B. Przyjmujemy dodatkowo, e ~. Twierdzeie 3.1 (podstawowa właso rówoliczoci zbiorów)
Bardziej szczegółowoZASTOSOWANIE METODY SULLIVANA DO OCENY PRZECI TNEJ D UGO CI YCIA W DOBRYM ZDROWIU W 2004 ROKU
A C T A U N I V E R I T A T I L O D Z I E N I FOLIA OECONOMICA 71, 01 Paulia Ucieklak-Je ZATOOWANIE METODY ULLIVANA DO OCENY PRZECITNEJ DUGOCI YCIA W DOBRYM ZDROWIU W 004 ROKU treszczeie. Jed z metod szacowaia
Bardziej szczegółowoWykorzystanie testu t dla pojedynczej próby we wnioskowaniu statystycznym
Wiesława MALSKA Politechnika Rzeszowska, Polska Anna KOZIOROWSKA Uniwersytet Rzeszowski, Polska Wykorzystanie testu t dla pojedynczej próby we wnioskowaniu statystycznym Wstęp Wnioskowanie statystyczne
Bardziej szczegółowoLista 6. Estymacja punktowa
Estymacja puktowa Lista 6 Model metoda mometów, rozkład ciągły. Zadaie. Metodą mometów zaleźć estymator iezaego parametru a w populacji jedostajej a odciku [a, a +. Czy jest to estymator ieobciążoy i zgody?
Bardziej szczegółowoWYKŁAD 1. Zdarzenia losowe i prawdopodobieństwo Zmienna losowa i jej rozkłady
WYKŁAD Zdarzeia losowe i prawdopodobieństwo Zmiea losowa i jej rozkłady Metody statystycze metody opisu metody wioskowaia statystyczego sytetyczy liczbowy opis właściwości zbioru daych ocea charakterystyk
Bardziej szczegółowoEKONOMETRIA. Temat wykładu: Co to jest model ekonometryczny? Dobór zmiennych objaśniających w modelu ekonometrycznym CZYM ZAJMUJE SIĘ EKONOMETRIA?
EKONOMETRIA Temat wykładu: Co to jest model ekoometryczy? Dobór zmieych objaśiających w modelu ekoometryczym Prowadzący: dr iż. Zbigiew TARAPATA e-mail: Zbigiew.Tarapata Tarapata@isi.wat..wat.edu.pl http://
Bardziej szczegółowoWykład 10 Wnioskowanie o proporcjach
Wykład 0 Wioskowaie o roorcjach. Wioskowaie o ojedyczej roorcji rzedziały ufości laowaie rozmiaru róby dla daego margiesu błędu test istotości dla ojedyczej roorcji Uwaga: Będziemy aalizować roorcje odobie
Bardziej szczegółowoA.1. Asymptotyka bez notacji asymptotycznej. Przykªad A.1. Zbada zachowanie asymptotyczne liczb Fibonacciego. Pokaza,»e. F n = round ( 1 5 Φ n )
A Notacjaasymptotycza Badaj c du»e obiekty kombiatorycze cz sto ie jest koiecze pozaie dokªadej warto±ci okre±loej wielko±ci (szczególie gdy wzór dokªady jest skomplikoway), a jedyie jej warto± przybli»o,
Bardziej szczegółowoRachunek prawdopodobieństwa i statystyka W12: Statystyczna analiza danych jakościowych. Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok 407 adan@agh.edu.
Rachuek prawdopodobieństwa i statystyka W12: Statystycza aaliza daych jakościowych Dr Aa ADRIAN Paw B5, pok 407 ada@agh.edu.pl Wprowadzeie Rozróżia się dwa typy daych jakościowych: Nomiale jeśli opisują
Bardziej szczegółowoStatystyka powtórzenie (I semestr) Rafał M. Frąk
Statystyka powtórzeie (I semestr) Rafał M. Frąk TEORIA Statystyka Statystyka zajmuje się badaiem procesu zbieraia oraz iterpretacji daych liczbowych lub jakościowych. Przedmiotem statystyki są metody badaia
Bardziej szczegółowoOptymalizacja sieci powiązań układu nadrzędnego grupy kopalń ze względu na koszty transportu
dr hab. iż. KRYSTIAN KALINOWSKI WSIiZ w Bielsku Białej, Politechika Śląska dr iż. ROMAN KAULA Politechika Śląska Optymalizacja sieci powiązań układu adrzędego grupy kopalń ze względu a koszty trasportu
Bardziej szczegółowoAnaliza algorytmów to dział informatyki zajmujcy si szukaniem najefektywniejszych, poprawnych algorytmów dla danych problemów komputerowych.
Temat: Poprawo całkowita i czciowa algorytmu. Złooo obliczeiowa algorytmu. Złooo czasowa redia i pesymistycza. Rzd fukcji. I. Literatura 1. A. V. Aho, J.E. Hopcroft, J. D. Ullma - Projektowaie i aaliza
Bardziej szczegółowoEGZAMIN MATURALNY Z MATEMATYKI
Miejsce a aklejk z kodem szkoy dysleksja EGZAMIN MATURALNY Z MATEMATYKI MMA-RAP-06 POZIOM ROZSZERZONY Czas pracy 0 miut Istrukcja dla zdajcego Sprawd, czy arkusz egzamiacyjy zawiera 4 stro (zadaia ) Ewetualy
Bardziej szczegółowoRozkład normalny (Gaussa)
Rozład ormaly (Gaussa) Wyprowadzeie rozładu Gaussa w modelu Laplace a błędów pomiarowych. Rozważmy pomiar wielości m, tóry jest zaburzay przez losowych efetów o wielości e ażdy, zarówo zaiżających ja i
Bardziej szczegółowoJarosław Wróblewski Analiza Matematyczna 2B, lato 2015/16
Egzami,.6.6, godz. 9:-: Zadaie. puktów) Wyzaczyć wszystkie rozwiązaia rówaia z i w liczbach zespoloych. Zapisać wszystkie rozwiązaia w postaci kartezjańskiej bez używaia fukcji trygoometryczych) oraz zazaczyć
Bardziej szczegółowo40:5. 40:5 = 500000υ5 5p 40, 40:5 = 500000 5p 40.
Portfele polis Poieważ składka jest ustalaa jako wartość oczekiwaa rzeczywistego, losowego kosztu ubezpieczeia, więc jest tym bliższa średiej wydatków im większa jest liczba ubezpieczoych Polisy grupuje
Bardziej szczegółowoWykład 1 Próba i populacja. Estymacja parametrów z wykorzystaniem metody bootstrap
Wykład 1 Próba i populacja. Estymacja parametrów z wykorzystaniem metody bootstrap Magdalena Frąszczak Wrocław, 21.02.2018r Tematyka Wykładów: Próba i populacja. Estymacja parametrów z wykorzystaniem metody
Bardziej szczegółowoPlan wykładu. Analiza danych Wykład 1: Statystyka opisowa. Literatura. Podstawowe pojęcia
Pla wykładu Aaliza daych Wykład : Statystyka opisowa. Małgorzata Krętowska Wydział Iformatyki Politechika Białostocka. Statystyka opisowa.. Estymacja puktowa. Własości estymatorów.. Rozkłady statystyk
Bardziej szczegółowoMiary położenia (tendencji centralnej) to tzw. miary przeciętne charakteryzujące średni lub typowy poziom wartości cechy.
MIARY POŁOŻENIA I ROZPROSZENIA WYNIKÓW SERII POMIAROWYCH Miary położeia (tedecji cetralej) to tzw. miary przecięte charakteryzujące średi lub typowy poziom wartości cechy. Średia arytmetycza: X i 1 X i,
Bardziej szczegółowoobie z mocy ustawy. owego.
Kwartalik Prawo- o-ekoomia 3/015 Aa Turczak Separacja po faktycza lub prawa obie z mocy ustawy cza, ie ozacza defiitywego owego 1 75 1 61 3 Art 75 88 Kwartalik Prawo- o-ekoomia 3/015 zaspokajaia usp iedostatku
Bardziej szczegółowoParametryczne Testy Istotności
Parametrycze Testy Istotości Wzory Parametrycze testy istotości schemat postępowaia pukt po pukcie Formułujemy hipotezę główą H odośie jakiegoś parametru w populacji geeralej Hipoteza H ma ajczęściej postać
Bardziej szczegółowo> 1), wi c na mocy kryterium porównawczego szereg sin(n n)
.65. si() W szeregu tym wyst puj wyrazy dodatie i ujeme, ale ie a przemia. Zbadajmy wi c szereg: si() zªo»oy z warto±ci bezwzgl dych wyrazów szeregu daego w zadaiu. Poiewa» si(), wi c si() = Po prawej
Bardziej szczegółowo