Statystyka Wykład 3 Adam Ćmiel A3-A4 311a

Podobne dokumenty
Laboratorium Metod Statystycznych ĆWICZENIE 2 WERYFIKACJA HIPOTEZ I ANALIZA WARIANCJI

W zadaniu nie ma polecenia wyznaczania estymatora nieobciążonego o minimalnej wariancji. σ σ σ σ σ = =

1. Relacja preferencji

W zadaniu nie ma polecenia wyznaczania estymatora nieobciążonego o minimalnej wariancji. σ σ σ σ σ = =

( ) L 1. θ θ = M. Przybycień Rachunek prawdopodobieństwa i statystyka. = θ. min

Funkcja wiarogodności

N ( µ, σ ). Wyznacz estymatory parametrów µ i. Y które są niezależnymi zmiennymi losowymi.

Portfel złożony z wielu papierów wartościowych

Politechnika Gdańska Wydział Elektrotechniki i Automatyki

Regresja REGRESJA

EFEKTYWNA STOPA PROCENTOWA O RÓWNOWAŻNA STPOPA PROCENTOWA

STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 2 ESTYMACJA PUNKTOWA

W loterii bierze udział 10 osób. Regulamin loterii faworyzuje te osoby, które w eliminacjach osiągnęły lepsze wyniki:

Tablice wzorów Przygotował: Mateusz Szczygieł

Prawdopodobieństwo i statystyka r.

( X, Y ) będzie dwuwymiarową zmienną losową o funkcji gęstości

POPULACJA I PRÓBA. Próba reprezentatywna. Dr Adam Michczyński - METODY ANALIZY DANYCH POMIAROWYCH 5 1

i = 0, 1, 2 i = 0, 1 33,115 1,698 0,087 0,005!0,002 34,813 1,785 0,092 0,003 36,598 1,877 0,095 38,475 1,972 40,447 i = 0, 1, 2, 3

ZAGADNIENIE TRANSPORTOWE

Podprzestrzenie macierzowe

08 Model planowania sieci dostaw 1Po_2Pr_KT+KM

11/22/2014 STRATEGIE MIESZANE - MOTYWACJA. ROZWAśMY PRZYKŁAD:

będą niezależnymi zmiennymi losowymi o tym samym 2 x

OBLICZANIE NIEPEWNOŚCI METODĄ TYPU B

MECHANIKA BUDOWLI 12

Spójne przestrzenie metryczne

Teoria i metody optymalizacji

n R ZałóŜmy, Ŝe istnieje d, dla którego: Metody optymalizacji Dr inŝ. Ewa Szlachcic otwarte otoczenie R n punktu x, Ŝe

teorii optymalizacji

Novosibirsk, Russia, September 2002

Procent prosty Gdy znamy kapitał początkowy i stopę procentową

WSPOMAGANIE DECYZJI - MIŁOSZ KADZIŃSKI LABORATORIUM II PROGRAMOWANIE CELOWE, ILORAZOWE I MIN-MAX. min. min

Badania Operacyjne (dualnośc w programowaniu liniowym)

Agenda. Politechnika Poznańska WMRiT ZST. Piotr Sawicki Optymalizacja w transporcie 1. Kluczowe elementy wykładu

brak podstaw do odrzucenia hipotezy zerowej.

Kody Huffmana oraz entropia przestrzeni produktowej Kod Shannona-Fano oraz Entopia względna i warunkowa

Sprawdzenie stateczności skarpy wykopu pod składowisko odpadów komunalnych

Matematyka dyskretna. 10. Funkcja Möbiusa

( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( )

Wykład 15 Elektrostatyka

. Wtedy E V U jest równa

Stanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Zajęcia 7-8

= σ σ. 5. CML Capital Market Line, Rynkowa Linia Kapitału

+Ze (Z-1)e. Możliwe sytuacje: 1) orbita nie penetrująca kadłuba

Prawdopodobieństwo i statystyka r.

06 Model planowania sieci dostaw 1Po_1Pr_KT+KM

wyniki serii n pomiarów ( i = 1,..., n) Stosując metodę największej wiarygodności możemy wykazać, że estymator wariancji 2 i=

EKSTREMA FUNKCJI EKSTREMA FUNKCJI JEDNEJ ZMIENNEJ. Tw. Weierstrassa Każda funkcja ciągła na przedziale domkniętym ma wartość najmniejszą i największą.

Modelowanie i Analiza Danych Przestrzennych

Spójne przestrzenie metryczne

Lista 6. Kamil Matuszewski 26 listopada 2015

ma rozkład normalny z wartością oczekiwaną EX = EY = 1, EZ = 0 i macierzą kowariancji

Analiza Matematyczna Ćwiczenia. J. de Lucas

PODSTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH. dr Michał Silarski

BADANIE STATYSTYCZNEJ CZYSTOŚCI POMIARÓW

Definicje ogólne

Zmiana bazy i macierz przejścia

Tradycyjne mierniki ryzyka

IV. ZMIENNE LOSOWE DWUWYMIAROWE

F : R 0;1 rozkład prawdopodobieństwa stopy zwrotu.

XLI OLIMPIADA FIZYCZNA ETAP WSTĘPNY Zadanie teoretyczne

ma rozkład normalny z nieznaną wartością oczekiwaną m

Zaawansowane metody numeryczne Komputerowa analiza zagadnień różniczkowych 1. Układy równań liniowych

) będą niezależnymi zmiennymi losowymi o tym samym rozkładzie normalnym z następującymi parametrami: nieznaną wartością 1 4

L.Kowalski zadania ze statystyki opisowej-zestaw 5. ZADANIA Zestaw 5

Zadanie 1. Rzucamy symetryczną monetą tak długo, aż w dwóch kolejnych rzutach pojawią się,,reszki. Oblicz wartość oczekiwaną liczby wykonanych rzutów.

Indukcja matematyczna

Fizyka 9. Janusz Andrzejewski

Miary statystyczne. Katowice 2014

System finansowy gospodarki

PROGRAMOWANIE LINIOWE.

Zadanie 1. ), gdzie 1. Zmienna losowa X ma rozkład logarytmiczno-normalny LN (, . EX (A) 0,91 (B) 0,86 (C) 1,82 (D) 1,95 (E) 0,84

będą niezależnymi zmiennymi losowymi z rozkładu o gęstości

Podstawy Procesów i Konstrukcji Inżynierskich. Ruch obrotowy INZYNIERIAMATERIALOWAPL. Kierunek Wyróżniony przez PKA

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Zajęcia 5

Energia potencjalna jest energią zgromadzoną w układzie. Energia potencjalna może być zmieniona w inną formę energii (na przykład energię kinetyczną)

PERMUTACJE Permutacją zbioru n-elementowego X nazywamy dowolną wzajemnie jednoznaczną funkcję f : X X X

f f x f, f, f / / / METODA RÓŻNIC SKOŃCZONYCH niech N = 2 (2 równania różniczkowe zwyczajne liniowe I-rz.) lub jedno II-rzędu

Dynamika bryły sztywnej

WARTOŚĆ PIENIĄDZA W CZASIE

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

= r. Będziemy szukać takiego rozkładu, który jest najbardziej prawdopodobny, tzn. P=P max. Możemy napisać:

Wykład 1. Elementy rachunku prawdopodobieństwa. Przestrzeń probabilistyczna.

Dywersyfikacja jako metoda zabezpieczania się przed ryzykiem

Rozdział 3 Zastosowanie języka SQL w statystyce opisowej 1 Wprowadzenie

4.5. PODSTAWOWE OBLICZENIA HAŁASOWE WPROWADZENIE

Rozkłady statystyk z próby Twierdzenia graniczne

Różniczkowanie funkcji rzeczywistych wielu zmiennych. Matematyka Studium doktoranckie KAE SGH Semestr letni 2008/2009 R. Łochowski

Statystyka Inżynierska

Funkcje i charakterystyki zmiennych losowych

Metody optymalizacji. dr inż. Paweł Zalewski Akademia Morska w Szczecinie

Statystyka Matematyczna Anna Janicka

Prawdopodobieństwo i statystyka r.

Zaawansowane metody numeryczne

Komputerowa symulacja doświadczenia Rutherforda (rozpraszanie cząstki klasycznej na potencjale centralnym

16, zbudowano test jednostajnie najmocniejszy dla weryfikacji hipotezy H

INSTRUMENTY DŁUŻNE. Rodzaje ryzyka inwestowania w obligacje Duracja i wypukłość obligacji Wrażliwość wyceny obligacji

Dobór zmiennych do modelu ekonometrycznego

Równania różniczkowe cząstkowe

R n. i stopa procentowa okresu bazowego, P wartość początkowa renty, F wartość końcowa renty. R(1 )

Transkrypt:

styaca uktowa Podstawowe oęca estyac uktowe Nech B P={P :} będze zestzeą statystyczą. Na odstawe obsewac oszacować g Y gdze g: Y est zaą fukcą. Watość g est ezaa gdyż e zay. Rozwązae tego obleu będze ewa fukca ĝ: Y zwaa estyatoe. styato oże być uzay za doby estyato eżel fukca ĝ zyue watośc blske watośco g. Oczywśce e każdy estyato est doby estyatoe. Wowadza sę węc ewe oęca uożlwaące oówywae estyatoów w kosekwec wybó aleszego z ch. Załóży że daa est ewa fukca L: Y Y R zwaa fukcą stat któe watość Lgĝ= okeśla statę aką oos statystyk zyuąc ĝ za oszacowae ezae welkośc g. Wobec tego Lgĝ est dla dowolego ustaloego zeą losową okeśloą a zestze ób. Okeślay węc o le to ożlwe śedą oczekwaą statę będącą fukcą detestyczą. Def. Fukcę ĝ= Lgĝ aaetu dla dowolego ustaloego estyatoa ĝ azyway fukcą yzyka estyatoa ĝ dukowaą zez fukcę stat L. styatoy będzey oówywać ze sobą oówuąc ch fukce yzyka zy czy estyato est ty leszy ego fukca yzyka zyue esze watośc. Def. styato ĝ est e goszy od estyatoa ĝ w sese yzyka dukowaego zez fukcę staty L eżel ĝ ĝ. Def. styato ĝ est leszy ż ĝ w sese yzyka dukowaego zez fukcę staty L eżel ĝ est e goszy od estyatoa ĝ : ĝ < ĝ. Nech D ozacza wysecyfkoway zbó estyatoów. Zakładaąc że każdeu estyatoow z klasy D odowada fukca yzyka ożey okeślć w zboze D elacę quas oządkuącą zwotą zechodą ĝ ĝ ĝ est e goszy od ĝ Relaca taka w atualy sosób geeue elacę ówoważoścową w D ĝ ĝ ĝ ĝ ĝ ĝ Poadto w zboze loazowy klas ówoważośc okeśloa est w atualy sosób elaca oządku częścowego [ĝ ] [ĝ ] ĝ ĝ

Ne wszystke estyatoy właścwe ch klasy ówoważośc są oówywale w owyższy sese. Jeśl fukce yzyka daych estyatoów zecaą sę dla ewych ższe watośc zyue eda z ch a dla ych duga to estyatoy są eoówywale w owyższy sese. Def. styato ĝ azyway edouszczaly w D w sese yzyka dukowaego zez fukcę stat L eżel stee w zboze D estyato ĝ leszy od ĝ. Ze zbou D ozważaych estyatoów oża usuąć estyatoy edouszczale ogaczyć ozważaa edye do zbou estyatoów douszczalych D do. Nestety zwykle e udae sę dla ozważaego obleu schaakteyzować klasy estyatoów douszczalych. Czasa udae sę udowodć douszczalość koketego estyatoa uzyskaego z ozważań otyalzacyych lub heuystyczych. Nech =[ab]. Rozważy tóeleetowy zbó estyatoów D={ ĝ ĝ ĝ 3 } ewe welkośc g o fukcach yzyka zedstawoych a ysuku. RL gˆ gˆ gˆ 3 a b Wdać że estyato ĝ est edouszczaly gdyż leszy estyatoe est ĝ. Poówuąc estyatoy ozez oówywae ch fukc yzyka ożey odzucć ewe estyatoy edouszczale. Pozostałe estyatoy douszczale są eoówywale w owyższy sese gdyż ch fukce yzyka wzaee sę zecaą. Poadto aktyk wolałby otzyać akś ede estyato alee otyaly zaast zbou douszczalych estyatoów z któego tak w końcu us wybać ewe kokety estyato. Pokoać te tudośc oża a óże sosoby. Wyeć tu ależy : odeśce olegaące a utzyau kyteu oówywaa estyatoów ozez oówywae ch fukc yzyka ogaczau klasy ozważaych estyatoów. estyatoów eobcążoych. Ogaczae klasy estyatoów est koecze gdyż w klase wszystkch estyatoów osadaących fukce yzyka zy założoe fukc staty e stee estyato o edostae aly yzyku. Rzeczywśce eśl ako zbó D estyatoów ozważyy zbó wszystkch estyatoów dla któych otafy wyzaczyć fukce yzyka to tak otyaly estyato e stee gdyż wybeaąc estyato stały ĝ 0 = g 0 dla ewego 0 uzyskuey gˆ 0 0 w ukce 0. Tak węc dla estyatoa ĝ o edostae

aeszy yzyku us być 0 gˆ 0. Z dowolośc 0 wyka że otyaly estyato usałby eć yzyko stale ówe 0 co est oczywśce eożlwe gdyż wyaga zaoośc. Poeważ ozważaa klasa wszystkch estyatoów zawea tak ''bezsesowe'' estyatoy ak estyatoy stałe e wykozystuące obsewac wobec tego całke atuale est ogaczee klasy ozważaych estyatoów. Iteesuącą klasę staową tzw. estyatoy eobcążoe. Def. styato ĝ welkośc g azyway eobcążoy eżel seła wauek ĝ =g. Welkość b ĝ= b ĝ= ĝ -g azyway obcążee bas estyatoa ĝ. Neobcążoość estyatoa któa wyaża ego bezstoość eutalość wyażaącą sę w baku skłoośc do zeszacowywaa bądź edoszacowywaa estyowae welkośc zez estyato est ozytywą cechą estyatoa któe e ależy edak deozować. Neobcążoość est szczególe ceą własoścą doeo w zyadku gdy estyato a ewelką waacę. Rozważy ewe szczególy zyadek obleu estyac uktowe. Nech g: R będze daą fukcą zeczywstą któe watość g R ależy oszacować a odstawe obsewac =. Pzyy kwadatową fukcę stat Luv=v-u. Wobec tego Lg ĝ= ĝ- g est kwadate błędu oszacowaa g ozez ĝ est welkoścą losową. Fukca yzyka estyatoa ĝ est ówa gˆ gˆ g est azywaa błęde śedokwadatowy BSK ag.s ea squae eo estyatoa ĝ. Łatwo zauważyć że dla kwadatowe fukc staty gˆ = gˆ gˆ gˆ g gˆ g = V gˆ b gˆ Ryzyko estyatoa est suą ego waac kwadatu obcążea. Ta dekoozyca okazue że czasa wato oszezyć klasę estyatoów eobcążoych o estyatoy obcążoe gdyż ewelke obcążee oże zostać zekoesowae obżką waac tak że BSK estyatoa obcążoego oże być ższy od BSK aleszego estyatoa eobcążoego. styatoy eobcążoe o edostae ale waac azywae także estyatoa aefektyweszy zy kwadatowe fukc stat otafy efektywe kostuować tylko w ewych szczególych zyadkach. Jeżel e otafy ustalć czy stee estyato eobcążoy o edostae ale waac to otwea sę a ożlwość. Okazue sę że 3

zy ewych techczych założeach dotyczących egulaośc estyatoa oża odać oszacowae od dołu dokłade kes doly waac estyatoów eobcążoych. ożey wobec tego oówywać waacę ozważaego estyatoa eobcążoego uzyskaego a e dodze z watoścą kesu dolego waac czyl szacować ego efektywość. oże okazać sę że baday estyato a waacę ewele wększą od kesu dolego waac wszystkch egulaych estyatoów eobcążoych wobec tego est zadowalaący z aktyczego uktu wdzea. Twedzee Cae-Rao.Nech P ={P : } będze odzą ozkładów a zestze ób aących gęstośc x wzgląde ewe ustaloe ay ech będze zboe otwaty w R. Jeżel są sełoe ewe wauk egulaośc to waaca każdego estyatoa eobcążoego ĝ welkośc g seła eówość Caea-Rao Va [ĝ] dg d l. l Welkość I = Va aowk w eówośc Caea-Rao l = azyway foacą w sese Fshea o aaetze zawatą w óbe obsewowae zee losowe zwykle wektoowe. Jeżel egulay estyato eobcążoy a waacę dg d ówą doleu ogaczeu Caea-Rao D CR l to est o estyatoe aefektyweszy w klase estyatoów egulaych. fektywoścą w sese Caea-Rao estyatoa eobcążoego ĝ o waac Va ĝ azyway welkość D CR eff CR ĝ=. Va gˆ Pzykład. Nech będze cąge ezależych zeych losowych o ty say ozkładze d N.Wówczas est eobcążoy estyatoe aaetu w ty zyadku g= gdyż ówa. Waaca estyatoa est θ θ Vθ θ θ Cov 4

est ówa doleu ogaczeu Caea-Rao. Rzeczywśce / θ e l l θ l θ [ l ] wec I = - Cov a stąd Va = I =. θ odeśce aksowe olegaące a oówywau estyatoów ozez oówywae aksów globalych ch fukc yzyka ax gˆ zy czy estyato est ty leszy a esze aksu fukc yzyka. Def. styato ĝ est estyatoe aksowy welkośc g w ozważae klase estyatoów D ĝ D ax R gˆ ax gˆ. L Z uwag a to że e a geeale otzeby zakładaa złoślwośc atuy odeśce aksowe e ceszy sę zbyt owodzee wśód aktyków. odeśce bayesowske olegaące a oówywau ewych śedch watośc fukc yzyka dla oszczególych estyatoów. Zakłada sę tu że statystyk osada ewą wedzę a o o aaetze w ostac tak zwaego ozkładu a o okeśloego a ezale zestze aaetów. Każdeu estyatoow ĝ zysuey watość lczbową yzyka bayesowskego ĝ= [ ĝ] względe ozkładu a o któe est śedą względe ozkładu a o watoścą fukc yzyka estyato est ty leszy a esze yzyko bayesowske Zgodość oca zgodość estyatoów Nech = będze eleetową óbą ostą z ozkładu P P={ P : }. Nech ĝ będze estyatoe fukc g oaty a eleetowe óbe. Itucye oża sę sodzewać że owększae ozau óby owo skutkować ty że ĝ est coaz leszą oceą g. Iteesuące est gacze zachowae sę estyatoa ĝ gdy Def. Cąg ĝ estyatoów welkośc g azyway wg zgody gdy ĝ P g oco zgody gdy ĝ z. P g. 5

6 oety eycze Nech = będze eleetową óbą ostą z ozkładu P P={ P : } o skończoych oetach zwykłych do zędu k tz. k. Defca. Statystykę azyway oete eyczy óbkowy zwykły zędu oaty a eleetowe óbe oste. Fakty czyl oety eycze zwykłe są eobcążoy estyatoa oetów teoetyczych. Z PWL Kołogoowa zastosowaego do cągu... wyka że eżel stee to P z Podobe z CTG Ldebega Levy ego zastosowaego do cągu... wyka że eżel stee to statystyka a asytotycze ozkład oaly N0 Aalogcze fakty awdzwe są dla wyaowych wektoów losowych... gdze Jeżel stee to statystyka wektoowa P z. Jeżel stee to statystyka wektoowa a asytotycze ozkład N V 0 gdze Cov V Nech q k R R g : będze fukcą boelowsko ezalą awe wszędze cągłą. Jeżel steą oety k to. k P k g g awd. z. etoda delta. ozacza słabą zbeżość. Nech v -x 0 gdze wektoy losowe oaz elosowy wekto x 0 zwykle x 0 = zyuą watośc w zestze R k a cąg lczbowy v zwykle v fukca g :R k Otx 0 R q est óżczkowala w ukce x 0 Wówczas v g -gx 0 [g x 0 ]

Zadaa. Nech = Y=Y Y będą ezależy óba osty z ozkładów odowedo N N. Któy z dwóch astęuących estyatoów: x y T Y Y T Y Y ależy zyąć za oceę x y boąc BSK ako aę doboc 4 x y 4 estyatoa.od. V T V T - leszy estt x y. Nech k k+ będze óbą ostą z ozkładu N. Obsewuey zee k oadto zay śedą. Dobać tak stałą c k aby estyato T c był eobcążoy estyatoe waac. Od c k k k k 3. Wykoao 0 oaów ewe ezae welkośc edy zyząde oaowy a astęe 5 oaów y zyząde. Zakładay że wyk oaów są... 0 5 są ezależy zey losowy zy czy każda ze zeych... 0 a ozkład oaly N 0. odczas gdy każda ze zeych 5 a ozkład oaly N 0.. Dobać tak wsółczyk c c 5 aby estyato ˆ c był estyatoe eobcążoy o ale waac. Od. c c 0 = 454 c c 5 = 45 4. Pobao 00 ezależych obsewac z ozkładu oalego N. Oblczoo 0 su o 0 koleych obsewac a astęe zguboo dae źódłowe. Zaast ewotych obsewac 00 ay obsewace Y Y 0 gdze Y estyatoa ostac Od.c= 90 c 0 Y Y 9 0 0 5.Szacuey waacę używaąc Dobać tak stałą c aby estyato te był eobcążoy. 5. Nech będze óbą ostą z ozkładu edostaego U0. Rozważy dwa estyatoy ˆ g gˆ. Któy z tych estyatoów est leszy?. Od. R gˆ R gˆ leszy est ĝ 3. 7