Metody probabilistyczne opracowane notatki 1. Zdefiniuj zmienną losową, rozkład prawdopodobieństwa. Przy jakich założeniach funkcje: F(x) = sin(x),
|
|
- Władysław Kubicki
- 7 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 Metody probabilistyczne opracowane notatki 1. Zdefiniuj zmienną losową, rozkład prawdopodobieństwa. Przy jakich założeniach funkcje: Fx sinx, Fx a e x mogą być dystrybuantami?. Podaj twierdzenie Lindeberga Lévy`ego. Jakie jest jego znaczenie w estymacji wartości średniej? 3. Zdefiniować proces Markova. Co go w pełni charakteryzuje? 4. Partia pudełek zapałek zawiera pudełek zapałek. Dostawca twierdzi, że w pudełku są średnio 54 zapałki. Stwierdzić, czy hipotezę tę można odrzucić na poziomie istotności α Podać definicję zmiennych losowych niezależnych dla N zmiennych 1,,..., N. Rozpatrzmy dwukrotny rzut monetą. Sprawdzić, czy zmienne losowe i charakteryzujące odpowiednio pierwszy i drugi rzut są niezależne 6. Zdefiniuj proces stacjonarny w szerszym i w węższym sensie. Podaj związek między nimi. 7. Opisać sposób wyznaczania minimalnej liczności próby zapewniającej zadaną dokładność estymacji wartości średniej cechy w próbie generalnej. 8. Podać aksjomatykę Kołmogorowa, opisać jak tworzymy σ - algebrę. Zdefiniować prawdopodobieństwo warunkowe i udowodnić, że spełnia te aksjomaty. 9. Zdefiniować warunkowy rozkład prawdopodobieństwa zmiennej losowej pod warunkiem, że zmienna losowa przyjęła określoną wartość oraz warunkową wartość średnią przy tym założeniu. 10. Sformułować słabe prawo wielkich liczb Markowa i podać krótko jego związek z teorią estymacji. 11. Zdefiniować proces losowy o niezależnych przyrostach i proces Markowa. Podać związek między nimi. 1. Zdefiniuj rozkłady brzegowe zmiennej losowej. Podaj dystrybuantę dla typu skokowego, ciągłego i w przypadku ogólnym. 13. W pewnym urządzeniu trzeba przeciętnie 7 razy w roku ~7000h pracy wymieniać pewien podzespół. Zakładając, że liczba wymian tego podzespołu w danym okresie ma rozkład Poissona, wyliczyć prawdopodobieństwo tego, że konieczność wymiany podzespołu wstąpi po 100 godzinach pracy. 14. Oblicz i D rozkładu Poissona. 15. Podaj własności wariancji i udowodnij, że suma wariancji jest równa wariancji sumy zmiennych.
2 1. Zdefiniuj zmienną losową, rozkład prawdopodobieństwa. Przy jakich założeniach funkcje: Fx sinx, Fx a e x mogą być dystrybuantami? Zmienną losową nazywamy funkcję rzeczywistą określoną na przestrzeni zdarzeń elementarnych Ω i taką, że przeciwobrazy zbiorów borelowskich na prostej w R 1 otrzymane za pomocą tej funkcji są zdarzeniami losowymi; wystarczy wymagać, by przeciwobrazy wszystkich zbiorów przedziałów postaci -, x były zdarzeniami losowymi każdy zbiór borelowski w R 1 można uzyskać za pomocą przeliczalnej liczby działań na takich podzbiorach. Inaczej mówiąc zmienna losowa to funkcja działająca z Ω w R 1 taka, że: a {ω: ω a } Ἇ Widzimy więc, że zmienna losowa jest funkcją mierzalną względem prawdopodobieństwa. transformacją Ω w R 1 Rozkładem prawdopodobieństwa zmiennej losowej nazywamy prawdopodobieństwo indukowane, czyli funkcję zbioru daną wzorem: P x S P [ 1 S ]P [ω: ω S ], S Ἇ x Aby funkcja F x sin x była dystrybuantą spełnione muszą być następujące warunki: a być funkcją nieujemną b być funkcją niemalejącą c być funkcją co najmniej lewostronnie ciągłą Warunki te spełnione są w I ćwiartce tj. gdy x 0, π Dla x<0 funkcja przyjmuje wartość 0, a dla x>π/ wartość 1. Dla funkcji Fx a e x wystarczy, że a będzie równe 1, a wartość funkcji dla x<0 przyjmiemy 0. Oczywiście dla x<0 funkcja przyjmuje wartość 0. Aby to zrozumieć należy przekształcić funkcję e x, ale pewnie większość woli tylko wykuć na pamięć ; Jeśli jednak ktoś by chciał, służę wykresami.
3 . Podaj twierdzenie Lindeberga Lévy`ego. Jakie jest jego znaczenie w estymacji wartości średniej? W notatkach możecie je znaleźć jako centralne twierdzenie graniczne. Niech 1,,... będzie ciągiem niezależnych zmiennych losowych o jednakowym rozkładzie prawdopodobieństwa., przy czym i m, D i σ 0, i1,,... Utwórzmy zmienną losową: n n i1 Oczywiście n n m; D n n σ ; Unormujmy zmienną losową n definiując zmienną losową Z n wzorem: Przy powyższych założeniach ciąg zmiennych losowych Z 1, Z,...jest zbieżny według dystrybuant do zmiennej losowej Z o rozkładzie N0,1, czyli i Z n nm n σ n z lim n F n z 1 z π e z dz gdzie F n z jest dystrybuantą zmiennej losowej Z n. Jeśli mamy więc jakiś nieznany rozkład, dla odpowiednio dużej próby możemy przyjąć, że jest to rozkład normalny, co znacznie ułatwia np. stymację wartości średniej.
4 3. Zdefiniować proces Markova. Co go w pełni charakteryzuje? Proces losowy t nazywamy procesem Markova, jeśli dla dowolnego n, dowolnego układu chwil t 1 < t <.. < t n oraz dla dowolnych liczb rzeczywistych x 1, x,..., x n zachodzi: P t n x n t n1 x n1, t n x n,..., t 1 x 1 P t n x n t n1 x n1 Oznacza to, że dystrybuanta warunkowa procesu Markova w dowolnej chwili t n zależy tylko od chwili obecnej oraz ustalonej wartości tego procesu w chwili t n-1. Jest to tzw. własność braku pamięci lub własność Markova. Proces Markova jest w pełni opisany przez swoją dystrybuantę warunkową lub też przez łączną dystrybuantę [t, s] wraz z dystrybuantą początkową Fs,y P[s<y]. Widzimy zatem, że proces Markova jest w pełni scharakteryzowany przez jego rozkłady dwuwymiarowe.
5 4. Partia pudełek zapałek zawiera pudełek zapałek. Dostawca twierdzi, że w pudełku są średnio 54 zapałki. Stwierdzić, czy hipotezę tę można odrzucić na poziomie istotności α 0.0. Nie jest znany rozkład liczby zapałek w pudełku, więc wylosowana próba musi być duża. W tym wypadku otrzymujemy informację, że pobrano próbę o liczności 100 sztuk. Z tej próby otrzymano m n 51,1, a σ n ',45. Dalsze rozważania są moją interpretacją tego, co wyczytałem z notatek oraz z pliku: Czytasz i używasz na własną odpowiedzialność!! Hipoteza zerowa ma postać: H 0 : μ 54 Hipoteza alternatywna ma postać: H 1 : μ 54 Znajdujemy liczbę t korzystając ze wzoru: t M m n 0 n σ M n t 11, Tak obliczoną wartość t porównujemy z wartością krytyczną t α Ponieważ na egzaminie nie będziemy posiadali ani kalkulatorów, ani tablic rozkładu normalnego zakładam, że będzie można zostawić ten ułamek samemu sobie i napisać tylko, że jeśli obliczona przez nas wartość będzie większa niż t α odczytane z tablic rozkładu normalnego, to powinniśmy hipotezę odrzucić na tym poziomie istotności, w przeciwnym przypadku nie ma podstaw by tę hipotezę odrzucić. Opracowanie wg Krysickiego: Badana cecha ma rozkład Nμ,σ o obu parametrach nieznanych w naszym przypadku rozkład nie jest znany, ale n jest duże, więc możemy korzystać chyba z tego sposobu korzystać. Weryfikujemy hipotezę H 0 : μ 54 wobec hipotezy alternatywnej H 1 : μ 54. Poziom istotności α 0,0. Do weryfikacji tej hipotezy stosujemy test oparty na statystyce: t 0 n1 S która przy założeniu prawdziwości hipotezy H 0 ma rozkład t Studenta o n-1 stopniach swobody. W tym przypadku zbiorem krytycznym jest suma przedziałów -, -a, a, gdzie a t1-α/, n-1 jest kwantylem rzędu 1-α/ rozkładu t Studenta o n-1 stopniach swobody. Jeżeli t obliczone wg powyższego wzoru należy do zbioru krytycznego, to hipotezę H0 należy odrzucić, w przeciwnym przypadku nie należy ani jej przyjmować, ani odrzucać.
6 5. Podać definicję zmiennych losowych niezależnych dla N zmiennych 1,,..., N. Rozpatrzmy dwukrotny rzut monetą. Sprawdzić, czy zmienne losowe i charakteryzujące odpowiednio pierwszy i drugi rzut są niezależne. Zmienne losowe nazywamy niezależnymi, jeśli dla dowolnych zbiorów borelowskich S1, S,..., Sn odpowiednio na osiach x 1, x,..., x n zdarzenia Z i {ω: i ω S i } i1,,...,n spełniają warunek P Z 1 Z... Z n P Z 1 P Z... P Z n Zdefiniujmy następujące zmienne losowe: 1, jeśli na pierwszej monecie wypadł orzeł i 0, jeśli wypadła reszka. 1, jeśli na drugiej monecie wypadł orzeł i 0, jeśli wypadła reszka. Prawdopodobieństwo tego, że 1 wynosi ½. Tak samo jest w przypadku zmiennej losowej. Prawdopodobieństwo tego, że na obu monetach wypadnie orzeł wynosi ¼. Otrzymujemy więc równianie: Łatwo zauważyć, że prawdopodobieństwo warunkowe jest równe prawdopodobieństwu bezwarunkowemu. P 1 1 P 0 1 P 1 1 P 0 1 P 1,1 1 4 P 1, P 0, P 0,0 1 4 x, y {0,1} Można więc zauważyć, że P P P,
7 6. Zdefiniuj proces stacjonarny w szerszym i w węższym sensie. Podaj związek między nimi. Proces t nazywamy stacjonarnym w węższym sensie jeśli dla dowolnego n, dowolnego t 1, t,..., t n T oraz dla dowolnego takiego, że t i T zachodzi: i F x 1,t 1 ; x,t ;... ; x n, t n F x 1,t 1 ; x,t ;... ; x n,t n Proces losowy t dla którego istnieją: wartość średnia mt i funkcja korelacji R x t 1,t nazywamy stacjonarnym w szerszym sensie jeśli: m t m R x t 1,t R x τ, τ t t 1 Proces losowy stacjonarny w węższym sensie dla którego [ t ] jest również stacjonarny w szerszym sensie. Dla procesów normalnych gaussowskich prawdziwe jest też twierdzenie odwrotne.
8 7. Opisać sposób wyznaczania minimalnej liczności próby zapewniającej zadaną dokładność estymacji wartości średniej cechy w próbie generalnej. Przy założeniu, że cecha w populacji generalnej ma rozkład Nμ,σ, gdzie σ jest znane dokładność estymacji wyraża się wzorem: d y α σ n gdzie y α/ znajdujemy z tablic rozkładu N0,1 jako spełniające równanie: F y 1 α, p u 1α Stąd minimalną liczność próby wyraża się wzorem: n min ' y α σ n d gdzie d jest zadaną dokładnością estymacji. Jeśli ma rozkład normalny, ale σ nie jest znane, to y α/ znajdujemy z tablic rozkładu t-studenta o n-1 stopniach swobody. Przy czym, jeśli n>30 możemy korzystać z tablic rozkładu N0,1. ' W celu wyliczenia minimalnej liczności próby musimy znać wartość σ n. Jeśli nie jest ona znana, to musimy albo pobrać wstępną próbę, w celu znalezienia wartości, a dopiero później pobranie próby właściwej, albo przyjąć n min 16 t α. Prowadzi to jednak do stosunkowo dużych n min.
9 8. Podać aksjomatykę Kołmogorowa, opisać jak tworzymy σ - algebrę. Zdefiniować prawdopodobieństwo warunkowe i udowodnić, że spełnia te aksjomaty Niech Ω będzie dowolnym zbiorem. lementy ω 1,ω,... Ω nazywamy zdarzeniami elementarnymi. Niech Ἇ będzie sigma-algebrą podzbiorów Ω. lementy A 1, A,... Ἇ nazywamy zdarzeniami losowymi. Dla każdego zdarzenia A Ἇ określona jest liczba rzeczywista PA, zwana prawdopodobieństwem zdarzenia A, spełniająca następujące aksjoamty: A1. 0 P A 1 A. P Ω 1 A3. A 1, A,... Ἇ A i A j,i j [ P U i1 A i i 1 P A i ] Jeśli Ω jest skończona lub przeliczalna to w charakterze Ἇ bierzemy sigma-algebrę wszystkich podzbiorów Ω, w przeciwnym przypadku weźmiemy sigma-algebrę podzbiorów borelowskich zbioru Ω. Jeśli PB>0 to prawdopodobieństwo warunkowe zdarzenia A, pod warunkiem, ze zaszło zdażenie B definiujemy jako: P A B P A B P B Tak zdefiniowane prawdopodobieństwo spełnia aksjomaty A1, A, A3. P U i1 P A B P B, P B 0 P A B P B P A B P B P A B 1 P U A i B i 1 A i B P B 0 P A B P B 0 P A B P B P B 0 P A B 1 P Ω B P Ω B 1 P B i1 P A i B P B P B i 1 P A i B
10 9. Zdefiniować warunkowy rozkład prawdopodobieństwa zmiennej losowej pod warunkiem, że zmienna losowa przyjęła określoną wartość oraz warunkową wartość średnią przy tym założeniu. Jeśli zmienna losowa, jest typu skokowego, to warunkową dystrybuantę zmiennej losowej pod warunkiem, że zmienna losowa przyjmie wartość x i definiujemy wzorem: F y x i y k y p y k x i gdzie p y k x i P y k x i P y, x k i p ik k1,, 3,... P x i p i jest warunkową funkcją prawdopodobieństwa. Jeśli zmienna losowa, jest typu ciągłego to, przy pewnych założeniach dotyczących granicy, warunkową dystrybuantę zmiennej losowej pod warunkiem, że zmienna losowa przyjmie wartość x i definiujemy wzorem: F y x i y f y x i dy gdzie f y x i f x i, y f 1 x i f 1 x i 0 jest warunkową funkcją gęstości. Warunkowa wartość średnia: x i y df y x i To oczywiście można jeszcze rozwinąć, zapisując wzór dla obu przypadków, tj. zmiennej typu ciągłego i skokowego, czyli:
11 10. Sformułować słabe prawo wielkich liczb Markowa i podać krótko jego związek z teorią estymacji. Niech 1,,... będzie ciągiem niezależnych zmiennych losowych o jednakowym rozkładzie prawdopodobieństwa., przy czym i m, D i σ, i1,,... Utwórzmy zmienną losową: n M n 1 n i1 i Oczywiście: M n D M n n m i i 1 n n i i1 n Jeśli przy powyższych założeniach to lim n D M n 0 0 lim n P M n M n 0 czyli ciąg zmiennych losowych M1, M,... jest zbieżny według prawdopodobieństwa do Mn, czyli do zmiennej losowej o rozkładzie jednopunktowym. Do dopracowania związek z teorią estymacji każdy wie o co chodzi, nikt nie wie jak to dobrze zapisać. Dowód by sn00zer: Dowód: dla każdego tzw. Warunek Markowa i niech tw. Czybyszewa ponieważ jest spełniony warunek to z * otrzymujemy
12 11. Zdefiniować proces losowy o niezależnych przyrostach i proces Markowa. Podać związek między nimi. Proces losowy t nazwyamy procesem o przyrostach niezależnych jeżeli dla dowolnego, dowolnego układu chwil t 1 t.. t n T zmienne losowe t 1, t t 1,..., t n t n1 są niezależne. Proces losowy t nazywamy procesem Markova, jeśli dla dowolnego n, dowolnego układu chwil t 1 < t <.. < t n oraz dla dowolnych liczb rzeczywistych x 1, x,..., x n zachodzi: P t n x n t n1 x n1, t n x n,..., t 1 x 1 P t n x n t n1 x n1 Proces losowy o przyrostach niezależnych taki, że Markova, ale nie odwrotnie. P [ t 1 c]1 cstała jest procesem
13 1. Zdefiniuj rozkłady brzegowe zmiennej losowej. Podaj dystrybuantę dla typu skokowego, ciągłego i w przypadku ogólnym. Jeżeli dla zmiennej losowej, interesuje nas rozkład tylko jednej ze zmiennych składowych podczas gdy druga może przyjmować dowolne wartości to mówimy o rozkładzie brzegowym. Jeśli, jest typu skokowego i p i P x i P x i, y 1 P x i, y... k p ik Kropka oznacza zmienną, która przyjmuje dowolne wartości. Jeśli natomiast zmienna losowa, jest typu ciągłego to funkcja gęstości rozkładu brzegowego zmiennej wyraża się wzorem: f 1 x f x, y dy Ogólnie dla zmiennej losowej, o dystrybuancie Fx,y dystrybuanta rozkładu brzegowego zmiennej losowej ma postać: F 1 x F x, P x, Jeśli zmienna losowa jest typu skokowego F 1 x x i x p i x i x Jeśli jest typu ciągłego: k p ik x F 1 x x f 1 x dx f x, y dy dx Analogicznie dla zmiennej losowej :
14 13. W pewnym urządzeniu trzeba przeciętnie 7 razy w roku ~7000h pracy wymieniać pewien podzespół. Zakładając, że liczba wymian tego podzespołu w danym okresie ma rozkład Poissona, wyliczyć prawdopodobieństwo tego, że konieczność wymiany podzespołu wstąpi po 100 godzinach pracy. Korzystamy ze wzoru: P k eƛ ƛ k k! n100 n pƛ p ,001 ƛ100 0,0010,1 k0 liczba napraw w tymokresie e P ! 1 10 e Obliczona wartość mówi nam jakie jest prawdopodobieństwo, że w czasie 100h nie zajdzie konieczność naprawy liczba awarii w czasie 100h jest równa 0. Kwestią dyskusyjną jest jak rozumieć treść zadania. Wg mnie musimy podać właśnie taką wartość awaria nastąpi najwcześniej po 100 godzinach, nie wcześniej. Ale oczywiście każdy pisze co chce ;
15 14. Oblicz i D rozkładu Poissona. k1 k 1 k ƛk k! eƛ ƛ e ƛ D k 1 k ƛ k k! eƛ e ƛ ƛ k 1 D ƛ k ƛ k k! eƛ k k k1 k ƛ k k! ƛ k 1 e ƛ k1 ƛ k 1 k 1 k 1! Szereg MacLaurinae ƛ ƛ k k1 ƛ k k! k1 k ƛ k k! ƛ k 1 k 1! eƛ e ƛ ƛ ƛ ƛ ƛ
16 15. Podaj własności wariancji i udowodnij, że suma wariancji jest równa wariancji sumy zmiennych. Wariancja D ma następujące własności: D c D D c D m c < Λ Nierówność CZBSZWA Jeśli < D, to dla każdego 0 > ε zachodzi P {ω: m ε} σ ε Dowód: D dla zmiennych niezależnych wartość średnia iloczynu jest równa iloczynowi wartości średnich D D
Rozdział 1. Zmienne losowe, ich rozkłady i charakterystyki. 1.1 Definicja zmiennej losowej
Rozdział 1 Zmienne losowe, ich rozkłady i charakterystyki 1.1 Definicja zmiennej losowej Zbiór możliwych wyników eksperymentu będziemy nazywać przestrzenią zdarzeń elementarnych i oznaczać Ω, natomiast
Bardziej szczegółowoStatystyka i opracowanie danych Podstawy wnioskowania statystycznego. Prawo wielkich liczb. Centralne twierdzenie graniczne. Estymacja i estymatory
Statystyka i opracowanie danych Podstawy wnioskowania statystycznego. Prawo wielkich liczb. Centralne twierdzenie graniczne. Estymacja i estymatory Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok 407 adrian@tempus.metal.agh.edu.pl
Bardziej szczegółowoPrzykład 1 W przypadku jednokrotnego rzutu kostką przestrzeń zdarzeń elementarnych
Rozdział 1 Zmienne losowe, ich rozkłady i charakterystyki 1.1 Definicja zmiennej losowej Niech Ω będzie przestrzenią zdarzeń elementarnych. Definicja 1 Rodzinę S zdarzeń losowych (zbiór S podzbiorów zbioru
Bardziej szczegółowoWeryfikacja hipotez statystycznych
Weryfikacja hipotez statystycznych Hipoteza Test statystyczny Poziom istotności Testy jednostronne i dwustronne Testowanie równości wariancji test F-Fishera Testowanie równości wartości średnich test t-studenta
Bardziej szczegółowoPrawa wielkich liczb, centralne twierdzenia graniczne
, centralne twierdzenia graniczne Katedra matematyki i ekonomii matematycznej 17 maja 2012, centralne twierdzenia graniczne Rodzaje zbieżności ciągów zmiennych losowych, centralne twierdzenia graniczne
Bardziej szczegółowoRachunek prawdopodobieństwa i statystyka
Rachunek prawdopodobieństwa i statystyka Przestrzeń probabilistyczna Niech Ω będzie dowolnym zbiorem, zwanym przestrzenią zdarzeń elementarnych. Elementy ω tej przestrzeni nazywamy zdarzeniami elementarnymi.
Bardziej szczegółowoZmienne losowe i ich rozkłady. Momenty zmiennych losowych. Wrocław, 10 października 2014
Zmienne losowe i ich rozkłady. Momenty zmiennych losowych. Wrocław, 10 października 2014 Zmienne losowe i ich rozkłady Doświadczenie losowe: Rzut monetą Rzut kostką Wybór losowy n kart z talii 52 Gry losowe
Bardziej szczegółowoRACHUNEK PRAWDOPODOBIEŃSTWA WYKŁAD 3.
RACHUNEK PRAWDOPODOBIEŃSTWA WYKŁAD 3. ZMIENNA LOSOWA JEDNOWYMIAROWA. Zmienną losową X nazywamy funkcję (praktycznie każdą) przyporządkowującą zdarzeniom elementarnym liczby rzeczywiste. X : Ω R (dokładniej:
Bardziej szczegółowoJednowymiarowa zmienna losowa
1 Jednowymiarowa zmienna losowa Przykład Doświadczenie losowe - rzut kostką do gry. Obserwujemy ilość wyrzuconych oczek. Teoretyczny model eksperymentu losowego - przestrzeń probabilistyczna (Ω, S, P ),
Bardziej szczegółowoLiteratura. Leitner R., Zacharski J., Zarys matematyki wyŝszej dla studentów, cz. III.
Literatura Krysicki W., Bartos J., Dyczka W., Królikowska K, Wasilewski M., Rachunek Prawdopodobieństwa i Statystyka Matematyczna w Zadaniach, cz. I. Leitner R., Zacharski J., Zarys matematyki wyŝszej
Bardziej szczegółowoWykład 3 Jednowymiarowe zmienne losowe
Wykład 3 Jednowymiarowe zmienne losowe Niech (Ω, F, P ) będzie ustaloną przestrzenią probabilistyczną Definicja 1 Jednowymiarowa zmienna losowa (o wartościach rzeczywistych), określoną na przestrzeni probabilistycznej
Bardziej szczegółowoWykład 2 Zmienne losowe i ich rozkłady
Wykład 2 Zmienne losowe i ich rozkłady Magdalena Frąszczak Wrocław, 11.10.2017r Zmienne losowe i ich rozkłady Doświadczenie losowe: Rzut monetą Rzut kostką Wybór losowy n kart z talii 52 Gry losowe Doświadczenie
Bardziej szczegółowoIII. ZMIENNE LOSOWE JEDNOWYMIAROWE
III. ZMIENNE LOSOWE JEDNOWYMIAROWE.. Zmienna losowa i pojęcie rozkładu prawdopodobieństwa W dotychczas rozpatrywanych przykładach każdemu zdarzeniu była przyporządkowana odpowiednia wartość liczbowa. Ta
Bardziej szczegółowoZMIENNE LOSOWE. Zmienna losowa (ZL) X( ) jest funkcją przekształcającą przestrzeń zdarzeń elementarnych w zbiór liczb rzeczywistych R 1 tzn. X: R 1.
Opracowała: Joanna Kisielińska ZMIENNE LOSOWE Zmienna losowa (ZL) X( ) jest funkcją przekształcającą przestrzeń zdarzeń elementarnych w zbiór liczb rzeczywistych R tzn. X: R. Realizacją zmiennej losowej
Bardziej szczegółowoStatystyka matematyczna. Wykład III. Estymacja przedziałowa
Statystyka matematyczna. Wykład III. e-mail:e.kozlovski@pollub.pl Spis treści Rozkłady zmiennych losowych 1 Rozkłady zmiennych losowych Rozkład χ 2 Rozkład t-studenta Rozkład Fischera 2 Przedziały ufności
Bardziej szczegółowob) Niech: - wśród trzech wylosowanych opakowań jest co najwyżej jedno o dawce 15 mg. Wówczas:
ROZWIĄZANIA I ODPOWIEDZI Zadanie A1. Można założyć, że przy losowaniu trzech kul jednocześnie kolejność ich wylosowania nie jest istotna. A więc: Ω = 20 3. a) Niech: - wśród trzech wylosowanych opakowań
Bardziej szczegółowoStatystyka matematyczna. Wykład IV. Weryfikacja hipotez statystycznych
Statystyka matematyczna. Wykład IV. e-mail:e.kozlovski@pollub.pl Spis treści 1 2 3 Definicja 1 Hipoteza statystyczna jest to przypuszczenie dotyczące rozkładu (wielkości parametru lub rodzaju) zmiennej
Bardziej szczegółowoRozkłady i ich dystrybuanty 16 marca F X (t) = P (X < t) 0, gdy t 0, F X (t) = 1, gdy t > c, 0, gdy t x 1, 1, gdy t > x 2,
Wykład 4. Rozkłady i ich dystrybuanty 6 marca 2007 Jak opisać cały rozkład jedną funkcją? Aby znać rozkład zmiennej X, musimy umieć obliczyć P (a < X < b) dla dowolnych a < b. W tym celu wystarczy znać
Bardziej szczegółowoWnioskowanie statystyczne i weryfikacja hipotez statystycznych
Wnioskowanie statystyczne i weryfikacja hipotez statystycznych Wnioskowanie statystyczne Wnioskowanie statystyczne obejmuje następujące czynności: Sformułowanie hipotezy zerowej i hipotezy alternatywnej.
Bardziej szczegółowo166 Wstęp do statystyki matematycznej
166 Wstęp do statystyki matematycznej Etap trzeci realizacji procesu analizy danych statystycznych w zasadzie powinien rozwiązać nasz zasadniczy problem związany z identyfikacją cechy populacji generalnej
Bardziej szczegółowoWeryfikacja hipotez statystycznych. KG (CC) Statystyka 26 V / 1
Weryfikacja hipotez statystycznych KG (CC) Statystyka 26 V 2009 1 / 1 Sformułowanie problemu Weryfikacja hipotez statystycznych jest drugą (po estymacji) metodą uogólniania wyników uzyskanych w próbie
Bardziej szczegółowoWykład 3 Hipotezy statystyczne
Wykład 3 Hipotezy statystyczne Hipotezą statystyczną nazywamy każde przypuszczenie dotyczące nieznanego rozkładu obserwowanej zmiennej losowej (cechy populacji generalnej) Hipoteza zerowa (H 0 ) jest hipoteza
Bardziej szczegółowoPrawdopodobieństwo i statystyka
Wykład VII: Rozkład i jego charakterystyki 22 listopada 2016 Uprzednio wprowadzone pojęcia i ich własności Definicja zmiennej losowej Zmienna losowa na przestrzeni probabilistycznej (Ω, F, P) to funkcja
Bardziej szczegółowoJeśli wszystkie wartości, jakie może przyjmować zmienna można wypisać w postaci ciągu {x 1, x 2,...}, to mówimy, że jest to zmienna dyskretna.
Wykład 4 Rozkłady i ich dystrybuanty Dwa typy zmiennych losowych Jeśli wszystkie wartości, jakie może przyjmować zmienna można wypisać w postaci ciągu {x, x 2,...}, to mówimy, że jest to zmienna dyskretna.
Bardziej szczegółowoRozkłady statystyk z próby
Rozkłady statystyk z próby Rozkłady statystyk z próby Przypuśćmy, że wykonujemy serię doświadczeń polegających na 4 krotnym rzucie symetryczną kostką do gry, obserwując liczbę wyrzuconych oczek Nr kolejny
Bardziej szczegółowo2. P (E) = 1. β B. TSIM W3: Sygnały stochastyczne 1/27
SYGNAŁY STOCHASTYCZNE Przestrzeń probabilistyczna i zmienna losowa Definicja Przestrzenią probabilistyczną (doświadczeniem) nazywamy trójkę uporządkowaną (E, B, P ), gdzie: E przestrzeń zdarzeń elementarnych;
Bardziej szczegółowoPODSTAWOWE ROZKŁADY PRAWDOPODOBIEŃSTWA. Piotr Wiącek
PODSTAWOWE ROZKŁADY PRAWDOPODOBIEŃSTWA Piotr Wiącek ROZKŁAD PRAWDOPODOBIEŃSTWA Jest to miara probabilistyczna określona na σ-ciele podzbiorów borelowskich pewnej przestrzeni metrycznej. σ-ciało podzbiorów
Bardziej szczegółowoSTATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 4. WERYFIKACJA HIPOTEZ PARAMETRYCZNYCH X - cecha populacji, θ parametr rozkładu cechy X.
STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 4 WERYFIKACJA HIPOTEZ PARAMETRYCZNYCH X - cecha populacji, θ parametr rozkładu cechy X. Wysuwamy hipotezy: zerową (podstawową H ( θ = θ i alternatywną H, która ma jedną z
Bardziej szczegółowo... i statystyka testowa przyjmuje wartość..., zatem ODRZUCAMY /NIE MA POD- STAW DO ODRZUCENIA HIPOTEZY H 0 (właściwe podkreślić).
Egzamin ze Statystyki Matematycznej, WNE UW, wrzesień 016, zestaw B Odpowiedzi i szkice rozwiązań 1. Zbadano koszt 7 noclegów dla 4-osobowej rodziny (kwatery) nad morzem w sezonie letnim 014 i 015. Wylosowano
Bardziej szczegółowoStatystyka. #5 Testowanie hipotez statystycznych. Aneta Dzik-Walczak Małgorzata Kalbarczyk-Stęclik. rok akademicki 2016/ / 28
Statystyka #5 Testowanie hipotez statystycznych Aneta Dzik-Walczak Małgorzata Kalbarczyk-Stęclik rok akademicki 2016/2017 1 / 28 Testowanie hipotez statystycznych 2 / 28 Testowanie hipotez statystycznych
Bardziej szczegółowoSTATYSTYKA MATEMATYCZNA. rachunek prawdopodobieństwa
STATYSTYKA MATEMATYCZNA rachunek prawdopodobieństwa treść Zdarzenia losowe pojęcie prawdopodobieństwa prawo wielkich liczb zmienne losowe rozkłady teoretyczne zmiennych losowych Zanim zajmiemy się wnioskowaniem
Bardziej szczegółowoBłędy przy testowaniu hipotez statystycznych. Decyzja H 0 jest prawdziwa H 0 jest faszywa
Weryfikacja hipotez statystycznych Hipotezą statystyczną nazywamy każde przypuszczenie dotyczące nieznanego rozkładu badanej cechy populacji, o prawdziwości lub fałszywości którego wnioskuje się na podstawie
Bardziej szczegółowoStatystyka i eksploracja danych
Wykład II: i charakterystyki ich rozkładów 24 lutego 2014 Wartość oczekiwana Dystrybuanty Słowniczek teorii prawdopodobieństwa, cz. II Wartość oczekiwana Dystrybuanty Słowniczek teorii prawdopodobieństwa,
Bardziej szczegółowoWeryfikacja hipotez statystycznych, parametryczne testy istotności w populacji
Weryfikacja hipotez statystycznych, parametryczne testy istotności w populacji Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Inteligencji i Metod Matematycznych Wydział Informatyki Politechniki
Bardziej szczegółowoRozdział 1. Wektory losowe. 1.1 Wektor losowy i jego rozkład
Rozdział 1 Wektory losowe 1.1 Wektor losowy i jego rozkład Definicja 1 Wektor X = (X 1,..., X n ), którego każda współrzędna jest zmienną losową, nazywamy n-wymiarowym wektorem losowym (krótko wektorem
Bardziej szczegółowoLista zadania nr 7 Metody probabilistyczne i statystyka studia I stopnia informatyka (rok 2) Wydziału Ekonomiczno-Informatycznego Filia UwB w Wilnie
Lista zadania nr 7 Metody probabilistyczne i statystyka studia I stopnia informatyka (rok 2) Wydziału Ekonomiczno-Informatycznego Filia UwB w Wilnie Jarosław Kotowicz Instytut Matematyki Uniwersytet w
Bardziej szczegółowoStatystyka matematyczna. Wykład VI. Zesty zgodności
Statystyka matematyczna. Wykład VI. e-mail:e.kozlovski@pollub.pl Spis treści 1 Testy zgodności 2 Test Shapiro-Wilka Test Kołmogorowa - Smirnowa Test Lillieforsa Test Jarque-Bera Testy zgodności Niech x
Bardziej szczegółowoStatystyka matematyczna dla leśników
Statystyka matematyczna dla leśników Wydział Leśny Kierunek leśnictwo Studia Stacjonarne I Stopnia Rok akademicki 03/04 Wykład 5 Testy statystyczne Ogólne zasady testowania hipotez statystycznych, rodzaje
Bardziej szczegółowoStatystyka matematyczna dla leśników
Statystyka matematyczna dla leśników Wydział Leśny Kierunek leśnictwo Studia Stacjonarne I Stopnia Rok akademicki 2013/2014 Wykład 3 Zmienna losowa i jej rozkłady Zdarzenia losowe Pojęcie prawdopodobieństwa
Bardziej szczegółowoZmienne losowe ciągłe i ich rozkłady
Statystyka i opracowanie danych W3 Zmienne losowe ciągłe i ich rozkłady Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok47 adan@agh.edu.pl Plan wykładu Rozkład Poissona. Zmienna losowa ciągła Dystrybuanta i funkcja gęstości
Bardziej szczegółowoTestowanie hipotez statystycznych. Wnioskowanie statystyczne
Testowanie hipotez statystycznych Wnioskowanie statystyczne Hipoteza statystyczna to dowolne przypuszczenie co do rozkładu populacji generalnej (jego postaci funkcyjnej lub wartości parametrów). Hipotezy
Bardziej szczegółowoW rachunku prawdopodobieństwa wyróżniamy dwie zasadnicze grupy rozkładów zmiennych losowych:
W rachunku prawdopodobieństwa wyróżniamy dwie zasadnicze grupy rozkładów zmiennych losowych: Zmienne losowe skokowe (dyskretne) przyjmujące co najwyżej przeliczalnie wiele wartości Zmienne losowe ciągłe
Bardziej szczegółowoElementy Rachunek prawdopodobieństwa
Elementy rachunku prawdopodobieństwa Rachunek prawdopodobieństwa zajmuje się analizą praw rządzących zdarzeniami losowymi Pojęciami pierwotnymi są: zdarzenie elementarne ω oraz zbiór zdarzeń elementarnych
Bardziej szczegółowoĆwiczenia 7 - Zmienna losowa i jej rozkład. Parametry rozkładu.
Ćwiczenia 7 - Zmienna losowa i jej rozkład. Parametry rozkładu. A Teoria Definicja A.1. Niech (Ω, F, P) będzie przestrzenią probabilistyczną. Zmienną losową określoną na przestrzeni Ω nazywamy dowolną
Bardziej szczegółowoPrawdopodobieństwo i statystyka
Wykład II: Zmienne losowe i charakterystyki ich rozkładów 13 października 2014 Zmienne losowe Wartość oczekiwana Dystrybuanty Słowniczek teorii prawdopodobieństwa, cz. II Definicja zmiennej losowej i jej
Bardziej szczegółowoSTATYSTYKA
Wykład 1 20.02.2008r. 1. ROZKŁADY PRAWDOPODOBIEŃSTWA 1.1 Rozkład dwumianowy Rozkład dwumianowy, 0 1 Uwaga: 1, rozkład zero jedynkowy. 1 ; 1,2,, Fakt: Niech,, będą niezależnymi zmiennymi losowymi o jednakowym
Bardziej szczegółowoEstymacja przedziałowa - przedziały ufności dla średnich. Wrocław, 5 grudnia 2014
Estymacja przedziałowa - przedziały ufności dla średnich Wrocław, 5 grudnia 2014 Przedział ufności Niech będzie dana próba X 1, X 2,..., X n z rozkładu P θ, θ Θ. Definicja Przedziałem ufności dla paramertu
Bardziej szczegółowoBiostatystyka, # 3 /Weterynaria I/
Biostatystyka, # 3 /Weterynaria I/ dr n. mat. Zdzisław Otachel Uniwersytet Przyrodniczy w Lublinie Katedra Zastosowań Matematyki i Informatyki ul. Głęboka 28, p. 221 bud. CIW, e-mail: zdzislaw.otachel@up.lublin.pl
Bardziej szczegółowoTestowanie hipotez statystycznych.
Statystyka Wykład 10 Wrocław, 22 grudnia 2011 Testowanie hipotez statystycznych Definicja. Hipotezą statystyczną nazywamy stwierdzenie dotyczące parametrów populacji. Definicja. Dwie komplementarne w problemie
Bardziej szczegółowoLABORATORIUM 8 WERYFIKACJA HIPOTEZ STATYSTYCZNYCH PARAMETRYCZNE TESTY ISTOTNOŚCI
LABORATORIUM 8 WERYFIKACJA HIPOTEZ STATYSTYCZNYCH PARAMETRYCZNE TESTY ISTOTNOŚCI WERYFIKACJA HIPOTEZ Hipoteza statystyczna jakiekolwiek przypuszczenie dotyczące populacji generalnej- jej poszczególnych
Bardziej szczegółowoWykład 1 Zmienne losowe, statystyki próbkowe - powtórzenie materiału
Wykład 1 Zmienne losowe, statystyki próbkowe - powtórzenie materiału Magdalena Frąszczak Wrocław, 22.02.2017r Zasady oceniania Ćwiczenia 2 kolokwia (20 punktów każde) 05.04.2017 oraz 31.05.2017 2 kartkówki
Bardziej szczegółowoPrzestrzeń probabilistyczna
Przestrzeń probabilistyczna (Ω, Σ, P) Ω pewien niepusty zbiór Σ rodzina podzbiorów tego zbioru P funkcja określona na Σ, zwana prawdopodobieństwem. Przestrzeń probabilistyczna (Ω, Σ, P) Ω pewien niepusty
Bardziej szczegółowoW2 Podstawy rachunku prawdopodobieństwa (przypomnienie)
W2 Podstawy rachunku prawdopodobieństwa (przypomnienie) Henryk Maciejewski Jacek Jarnicki Marek Woda www.zsk.iiar.pwr.edu.pl Rachunek prawdopodobieństwa - przypomnienie 1. Zdarzenia 2. Prawdopodobieństwo
Bardziej szczegółowoRachunek prawdopodobieństwa i statystyka - W 9 Testy statystyczne testy zgodności. Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok407
Rachunek prawdopodobieństwa i statystyka - W 9 Testy statystyczne testy zgodności Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok407 adan@agh.edu.pl Weryfikacja hipotez dotyczących postaci nieznanego rozkładu -Testy zgodności.
Bardziej szczegółowoZadania o numerze 4 z zestawów licencjat 2014.
Zadania o numerze 4 z zestawów licencjat 2014. W nawiasie przy zadaniu jego występowanie w numerze zestawu Spis treści (Z1, Z22, Z43) Definicja granicy ciągu. Obliczyć granicę:... 3 Definicja granicy ciągu...
Bardziej szczegółowoWykład 10 Estymacja przedziałowa - przedziały ufności dla średn
Wykład 10 Estymacja przedziałowa - przedziały ufności dla średniej Wrocław, 21 grudnia 2016r Przedział ufności Niech będzie dana próba X 1, X 2,..., X n z rozkładu P θ, θ Θ. Definicja 10.1 Przedziałem
Bardziej szczegółowoRachunek Prawdopodobieństwa i Statystyka
Rachunek Prawdopodobieństwa i Statystyka W 2. Probabilistyczne modele danych Zmienne losowe. Rozkład prawdopodobieństwa i dystrybuanta. Wartość oczekiwana i wariancja zmiennej losowej Dr Anna ADRIAN Zmienne
Bardziej szczegółowoMetody probabilistyczne
Metody probabilistyczne 2. Aksjomatyczna definicja prawdopodobieństwa Wojciech Kotłowski Instytut Informatyki PP http://www.cs.put.poznan.pl/wkotlowski/ 10.10.2017 1 / 33 Klasyczna definicja prawdopodobieństwa
Bardziej szczegółowo4,5. Dyskretne zmienne losowe (17.03; 31.03)
4,5. Dyskretne zmienne losowe (17.03; 31.03) Definicja 1 Zmienna losowa nazywamy dyskretna (skokowa), jeśli zbiór jej wartości x 1, x 2,..., można ustawić w ciag. Zmienna losowa X, która przyjmuje wszystkie
Bardziej szczegółowoZmienne losowe ciągłe i ich rozkłady
Rachunek Prawdopodobieństwa i Statystyka - W3 Zmienne losowe ciągłe i ich rozkłady Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok47 adan@agh.edu.pl Plan wykładu Zmienna losowa ciągła Dystrybuanta i unkcja gęstości rozkładu
Bardziej szczegółowoPEWNE FAKTY Z RACHUNKU PRAWDOPODOBIEŃSTWA
PEWNE FAKTY Z RACHUNKU PRAWDOPODOBIEŃSTWA 1. Trójkę (Ω, F, P ), gdzie Ω, F jest σ-ciałem podzbiorów Ω, a P jest prawdopodobieństwem określonym na F, nazywamy przestrzenią probabilistyczną. 2. Rodzinę F
Bardziej szczegółowoTestowanie hipotez statystycznych
Testowanie hipotez statystycznych Przypuśdmy, że mamy do czynienia z następującą sytuacją: nieznany jest rozkład F rządzący pewnym zjawiskiem losowym. Dysponujemy konkretną próbą losową ( x1, x2,..., xn
Bardziej szczegółowo2. Wykaż, że moment pierwszego skoku w procesie Poissona. S 1 := inf{t : N t > 0} jest zmienną losową o rozkładzie wykładniczym z parametrem λ.
Zadania z Procesów Stochastycznych 1 1. Udowodnij, że z prawdopodobieństwem 1 trajektorie procesu Poissona są niemalejące, przyjmują wartości z Z +, mają wszystkie skoki równe 1 oraz dążą do nieskończoności.
Bardziej szczegółowoDyskretne zmienne losowe
Dyskretne zmienne losowe dr Mariusz Grządziel 16 marca 2009 Definicja 1. Zmienna losowa nazywamy dyskretna (skokowa), jeśli zbiór jej wartości x 1, x 2,..., można ustawić w ciag. Zmienna losowa X, która
Bardziej szczegółowoMatematyka z el. statystyki, # 3 /Geodezja i kartografia II/
Matematyka z el. statystyki, # 3 /Geodezja i kartografia II/ Uniwersytet Przyrodniczy w Lublinie Katedra Zastosowań Matematyki i Informatyki ul. Akademicka 15, p.211a bud. Agro II, e-mail: zdzislaw.otachel@up.lublin.pl
Bardziej szczegółowo1 Elementy kombinatoryki i teorii prawdopodobieństwa
1 Elementy kombinatoryki i teorii prawdopodobieństwa 1.1 Elementy kombinatoryki W rozwiązywaniu pewnych problemów związanych z obliczaniem prawdopodobieństwa o skończonej liczbie zdażeń elementarnych bardzo
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 szczegółowoF t+ := s>t. F s = F t.
M. Beśka, Całka Stochastyczna, wykład 1 1 1 Wiadomości wstępne 1.1 Przestrzeń probabilistyczna z filtracją Niech (Ω, F, P ) będzie ustaloną przestrzenią probabilistyczną i niech F = {F t } t 0 będzie rodziną
Bardziej szczegółowoVI WYKŁAD STATYSTYKA. 9/04/2014 B8 sala 0.10B Godz. 15:15
VI WYKŁAD STATYSTYKA 9/04/2014 B8 sala 0.10B Godz. 15:15 WYKŁAD 6 WERYFIKACJA HIPOTEZ STATYSTYCZNYCH PARAMETRYCZNE TESTY ISTOTNOŚCI Weryfikacja hipotez ( błędy I i II rodzaju, poziom istotności, zasady
Bardziej szczegółowoWnioskowanie statystyczne Weryfikacja hipotez. Statystyka
Wnioskowanie statystyczne Weryfikacja hipotez Statystyka Co nazywamy hipotezą Każde stwierdzenie o parametrach rozkładu lub rozkładzie zmiennej losowej w populacji nazywać będziemy hipotezą statystyczną
Bardziej szczegółowoWażne rozkłady i twierdzenia
Ważne rozkłady i twierdzenia Rozkład dwumianowy i wielomianowy Częstość. Prawo wielkich liczb Rozkład hipergeometryczny Rozkład Poissona Rozkład normalny i rozkład Gaussa Centralne twierdzenie graniczne
Bardziej szczegółowoCentralne twierdzenie graniczne
Instytut Sterowania i Systemów Informatycznych Universytet Zielonogórski Wykład 4 Ważne uzupełnienie Dwuwymiarowy rozkład normalny N (µ X, µ Y, σ X, σ Y, ρ): f XY (x, y) = 1 2πσ X σ Y 1 ρ 2 { [ (x ) 1
Bardziej szczegółowoGdy n jest duże, statystyka ta (zwana statystyką chikwadrat), przy założeniu prawdziwości hipotezy H 0, ma w przybliżeniu rozkład χ 2 (k 1).
PRZYKŁADY TESTÓW NIEPARAMETRYCZNYCH. Test zgodności χ 2. Ten test służy testowaniu hipotezy, czy rozważana zmienna ma pewien ustalony rozkład, czy też jej rozkład różni się od tego ustalonego. Tym testem
Bardziej szczegółowoWYKŁAD 8 TESTOWANIE HIPOTEZ STATYSTYCZNYCH
WYKŁAD 8 TESTOWANIE HIPOTEZ STATYSTYCZNYCH Było: Estymacja parametrów rozkładu teoretycznego punktowa przedziałowa Przykład. Cecha X masa owocu pewnej odmiany. ZałoŜenie: cecha X ma w populacji rozkład
Bardziej szczegółowoRozkłady prawdopodobieństwa zmiennych losowych
Rozkłady prawdopodobieństwa zmiennych losowych Rozkład dwumianowy Rozkład normalny Marta Zalewska Zmienna losowa dyskretna (skokowa) jest to zmienna, której zbór wartości jest skończony lub przeliczalny.
Bardziej szczegółowoσ-ciało zdarzeń Niech Ω będzie niepustym zbiorem zdarzeń elementarnych, a zbiór F rodziną podzbiorów zbioru Ω spełniającą warunki: jeśli A F, to A F;
Zdarzenie losowe i zdarzenie elementarne Zdarzenie (zdarzenie losowe) - wyni pewnej obserwacji lub doświadczenia; może być ilościowy lub jaościowy. Zdarzenie elementarne - najprostszy wyni doświadczenia
Bardziej szczegółowoRachunek Prawdopodobieństwa Rozdział 5. Rozkłady łączne
Rachunek Prawdopodobieństwa Rozdział 5. Rozkłady łączne 5.0 Definicje Katarzyna Rybarczyk-Krzywdzińska Wprowadzenie Przykład 1 Bolek, Lolek i Tola wstąpili do kasyna. (A) Bolek postawił na czerwone, (B)
Bardziej szczegółowoTablica Wzorów Rachunek Prawdopodobieństwa i Statystyki
Tablica Wzorów Rachunek Prawdopodobieństwa i Statystyki Spis treści I. Wzory ogólne... 2 1. Średnia arytmetyczna:... 2 2. Rozstęp:... 2 3. Kwantyle:... 2 4. Wariancja:... 2 5. Odchylenie standardowe:...
Bardziej szczegółowoUwaga. Decyzje brzmią różnie! Testy parametryczne dotyczące nieznanej wartości
TESTOWANIE HIPOTEZ Przez hipotezę statystyczną rozumiemy, najogólniej mówiąc, pewną wypowiedź na temat rozkładu, z którego pochodzi próbka. Hipotezy dzielimy na parametryczne i nieparametryczne. Parametrycznymi
Bardziej szczegółowoZdarzenia losowe i prawdopodobieństwo
Rozdział 1 Zdarzenia losowe i prawdopodobieństwo 1.1 Klasyfikacja zdarzeń Zdarzenie elementarne pojęcie aprioryczne, które nie może być zdefiniowane. Odpowiednik pojęcia punkt w geometrii. Zdarzenie elementarne
Bardziej szczegółowoSIMR 2017/18, Statystyka, Przykładowe zadania do kolokwium - Rozwiązania
SIMR 7/8, Statystyka, Przykładowe zadania do kolokwium - Rozwiązania. Dana jest gęstość prawdopodobieństwa zmiennej losowej ciągłej X : { a( x) dla x [, ] f(x) = dla pozostałych x Znaleźć: i) Wartość parametru
Bardziej szczegółowoTestowanie hipotez statystycznych.
Bioinformatyka Wykład 6 Wrocław, 7 listopada 2011 Temat. Weryfikacja hipotez statystycznych dotyczących proporcji. Test dla proporcji. Niech X 1,..., X n będzie próbą statystyczną z 0-1. Oznaczmy odpowiednio
Bardziej szczegółowoZmienne losowe, statystyki próbkowe. Wrocław, 2 marca 2015
Zmienne losowe, statystyki próbkowe Wrocław, 2 marca 2015 Zasady zaliczenia 2 kolokwia (każde po 20 punktów) projekt (20 punktów) aktywność Zasady zaliczenia 2 kolokwia (każde po 20 punktów) projekt (20
Bardziej szczegółowoTESTY NIEPARAMETRYCZNE. 1. Testy równości średnich bez założenia normalności rozkładu zmiennych: Manna-Whitney a i Kruskala-Wallisa.
TESTY NIEPARAMETRYCZNE 1. Testy równości średnich bez założenia normalności rozkładu zmiennych: Manna-Whitney a i Kruskala-Wallisa. Standardowe testy równości średnich wymagają aby badane zmienne losowe
Bardziej szczegółowoSTATYSTYKA MATEMATYCZNA ZESTAW 0 (POWT. RACH. PRAWDOPODOBIEŃSTWA) ZADANIA
STATYSTYKA MATEMATYCZNA ZESTAW 0 (POWT. RACH. PRAWDOPODOBIEŃSTWA) ZADANIA Zadanie 0.1 Zmienna losowa X ma rozkład określony funkcją prawdopodobieństwa: x k 0 4 p k 1/3 1/6 1/ obliczyć EX, D X. (odp. 4/3;
Bardziej szczegółowoWeryfikacja hipotez statystycznych za pomocą testów statystycznych
Weryfikacja hipotez statystycznych za pomocą testów statystycznych Weryfikacja hipotez statystycznych za pomocą testów stat. Hipoteza statystyczna Dowolne przypuszczenie co do rozkładu populacji generalnej
Bardziej szczegółowoZmienne losowe. dr Mariusz Grządziel Wykład 12; 20 maja 2014
Zmienne losowe dr Mariusz Grządziel Wykład 2; 20 maja 204 Definicja. Zmienna losowa nazywamy dyskretna (skokowa), jeśli zbiór jej wartości x, x 2,..., można ustawić w ciag. Zmienna losowa X, która przyjmuje
Bardziej szczegółowoSzkice do zajęć z Przedmiotu Wyrównawczego
Szkice do zajęć z Przedmiotu Wyrównawczego Matematyka Finansowa sem. letni 2011/2012 Spis treści Zajęcia 1 3 1.1 Przestrzeń probabilistyczna................................. 3 1.2 Prawdopodobieństwo warunkowe..............................
Bardziej szczegółowoEstymacja parametrów w modelu normalnym
Estymacja parametrów w modelu normalnym dr Mariusz Grządziel 6 kwietnia 2009 Model normalny Przez model normalny będziemy rozumieć rodzine rozkładów normalnych N(µ, σ), µ R, σ > 0. Z Centralnego Twierdzenia
Bardziej szczegółowoRozkład normalny Parametry rozkładu zmiennej losowej Zmienne losowe wielowymiarowe
Statystyka i opracowanie danych W4 Rozkład normalny Parametry rozkładu zmiennej losowej Zmienne losowe wielowymiarowe Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok407 adan@agh.edu.pl Rozkład normalny wykres funkcji gęstości
Bardziej szczegółowo2. Wykaż, że moment pierwszego skoku w procesie Poissona. S 1 := inf{t : N t > 0} jest zmienną losową o rozkładzie wykładniczym z parametrem λ.
Zadania z Procesów Stochastycznych 1 1. Udowodnij, że z prawdopodobieństwem 1 trajektorie procesu Poissona są niemalejące, przyjmują wartości z Z +, mają wszystkie skoki równe 1 oraz dążą do nieskończoności.
Bardziej szczegółowoWydział Matematyki. Testy zgodności. Wykład 03
Wydział Matematyki Testy zgodności Wykład 03 Testy zgodności W testach zgodności badamy postać rozkładu teoretycznego zmiennej losowej skokowej lub ciągłej. Weryfikują one stawiane przez badaczy hipotezy
Bardziej szczegółowoRozkład zmiennej losowej Polega na przyporządkowaniu każdej wartości zmiennej losowej prawdopodobieństwo jej wystąpienia.
Rozkład zmiennej losowej Polega na przyporządkowaniu każdej wartości zmiennej losowej prawdopodobieństwo jej wystąpienia. D A R I U S Z P I W C Z Y Ń S K I 2 2 ROZKŁAD ZMIENNEJ LOSOWEJ Polega na przyporządkowaniu
Bardziej szczegółowoZmienne losowe. dr Mariusz Grzadziel. rok akademicki 2016/2017 semestr letni. Katedra Matematyki, Uniwersytet Przyrodniczy we Wrocławiu
Zmienne losowe dr Mariusz Grzadziel Katedra Matematyki, Uniwersytet Przyrodniczy we Wrocławiu rok akademicki 2016/2017 semestr letni Definicja 1 Zmienna losowa nazywamy dyskretna (skokowa), jeśli zbiór
Bardziej szczegółowo), którą będziemy uważać za prawdziwą jeżeli okaże się, że hipoteza H 0
Testowanie hipotez Każde przypuszczenie dotyczące nieznanego rozkładu badanej cechy nazywamy hipotezą statystyczną. Hipoteza określająca jedynie wartości nieznanych parametrów liczbowych badanej cechy
Bardziej szczegółowoElektrotechnika II [ Laboratorium Grupa 1 ] 2016/2017 Zimowy. [ Laboratorium Grupa 2 ] 2016/2017 Zimowy
Elektrotechnika II [ Laboratorium Grupa ] 206/207 Zimowy Lp Numer indeksu Pkt Kol Suma Popr Ocena Data Uwagi 97574 6 7 Db + 2 9758 ++0,9 5 7,9 Db + 3 99555 0,9+0,9 2,8 Dst + 4 97595 0,8++ 0 2,8 Dst + 5
Bardziej szczegółowoP (A B) = P (A), P (B) = P (A), skąd P (A B) = P (A) P (B). P (A)
Wykład 3 Niezależność zdarzeń, schemat Bernoulliego Kiedy dwa zdarzenia są niezależne? Gdy wiedza o tym, czy B zaszło, czy nie, NIE MA WPŁYWU na oszacowanie prawdopodobieństwa zdarzenia A: P (A B) = P
Bardziej szczegółowoStatystyka i opracowanie danych- W 8 Wnioskowanie statystyczne. Testy statystyczne. Weryfikacja hipotez statystycznych.
Statystyka i opracowanie danych- W 8 Wnioskowanie statystyczne. Testy statystyczne. Weryfikacja hipotez statystycznych. Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok407 adan@agh.edu.pl Hipotezy i Testy statystyczne Każde
Bardziej szczegółowoZestaw 2: Zmienne losowe. 0, x < 1, 2, 2 x, 1 1 x, 1 x, F 9 (x) =
Zestaw : Zmienne losowe. Które z poniższych funkcji są dystrybuantami? Odpowiedź uzasadnij. Wskazówka: naszkicuj wykres. 0, x 0,, x 0, F (x) = x, F (x) = x, 0 x
Bardziej szczegółowo