Prawdopodobieństwo i statystyka r.

Podobne dokumenty
będą niezależnymi zmiennymi losowymi z rozkładu jednostajnego na przedziale ( 0,

Prawdopodobieństwo i statystyka r.

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Zmienna losowa N ma rozkład ujemny dwumianowy z parametrami (, q) = 7,

są niezależnymi zmiennymi losowymi o jednakowym rozkładzie Poissona z wartością oczekiwaną λ równą 10. Obliczyć v = var( X

Zadanie 2 Niech,,, będą niezależnymi zmiennymi losowymi o identycznym rozkładzie,.

z przedziału 0,1. Rozważmy trzy zmienne losowe:..., gdzie X

ma rozkład złożony Poissona z oczekiwaną liczbą szkód równą λ i rozkładem wartości pojedynczej szkody takim, że Pr( Y

oznaczają łączne wartości szkód odpowiednio dla k-tego kontraktu w t-tym roku. O składnikach naszych zmiennych zakładamy, że:

ZADANIA NA ĆWICZENIA 3 I 4

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r. Zadanie 1. Rozważamy proces nadwyżki ubezpieczyciela z czasem dyskretnym postaci: n

Prawdopodobieństwo i statystyka r.

Statystyka matematyczna. Wykład II. Estymacja punktowa

Lista 6. Estymacja punktowa

Prawdopodobieństwo i statystyka r.

θx θ 1, dla 0 < x < 1, 0, poza tym,

Trzeba pokazać, że dla każdego c 0 c Mc 0. ) = oraz det( ) det( ) det( ) jest macierzą idempotentną? Proszę odpowiedzieć w

Lista 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

16 Przedziały ufności

Matematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. XLIII Egzamin dla Aktuariuszy z 8 października 2007 r.

ZAGADNIENIE ESTYMACJI. ESTYMACJA PUNKTOWA I PRZEDZIAŁOWA

WERSJA TESTU A. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. LX Egzamin dla Aktuariuszy z 28 maja 2012 r. Część I. Matematyka finansowa

1 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.

Korelacja i regresja. Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Inteligencji i Metod Matematycznych. Wykład 12

Estymatory nieobciążone o minimalnej wariancji

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

STATYSTKA I ANALIZA DANYCH LAB II

Prawdopodobieństwo i statystyka

Prawdopodobieństwo i statystyka r.

ZBIEŻNOŚĆ CIĄGU ZMIENNYCH LOSOWYCH. TWIERDZENIA GRANICZNE

STATYSTYKA MATEMATYCZNA

Niech X i Y będą niezależnymi zmiennymi losowymi o rozkładach wykładniczych, przy czym Y EX = 4 i EY = 6. Rozważamy zmienną losową Z =.

Matematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. XLVII Egzamin dla Aktuariuszy z 6 października 2008 r.

0.1 ROZKŁADY WYBRANYCH STATYSTYK

Estymacja przedziałowa

X 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.

ma rozkład normalny z nieznaną wartością oczekiwaną m

Testowanie hipotez. H 1 : µ 15 lub H 1 : µ < 15 lub H 1 : µ > 15

KURS STATYSTYKA. Lekcja 3 Parametryczne testy istotności ZADANIE DOMOWE. Strona 1

Moda (Mo, D) wartość cechy występującej najczęściej (najliczniej).

Estymacja. Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Inteligencji i Metod Matematycznych. Wykład 7

PRZEDZIAŁY UFNOŚCI. Niech θ - nieznany parametr rozkładu cechy X. Niech α będzie liczbą z przedziału (0, 1).

Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. XXXVI Egzamin dla Aktuariuszy z 10 października 2005 r. Część I. Matematyka finansowa

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Niezależność zmiennych, funkcje i charakterystyki wektora losowego, centralne twierdzenia graniczne

Prawdopodobieństwo i statystyka r.

Statystyka Matematyczna Anna Janicka

Metrologia: miary dokładności. dr inż. Paweł Zalewski Akademia Morska w Szczecinie

ANALIZA DANYCH DYSKRETNYCH

STATYSTYKA. Rafał Kucharski. Uniwersytet Ekonomiczny w Katowicach 2015/16 ROND, Finanse i Rachunkowość, rok 2

ZSTA LMO Zadania na ćwiczenia

Charakterystyki liczbowe zmiennych losowych: wartość oczekiwana i wariancja

TESTY LOSOWOŚCI. Badanie losowości próby - test serii.

Twierdzenia graniczne:

Statystyka i Opracowanie Danych. W7. Estymacja i estymatory. Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok407

Ćwiczenie nr 14. Porównanie doświadczalnego rozkładu liczby zliczeń w zadanym przedziale czasu z rozkładem Poissona

3. Tworzenie próby, błąd przypadkowy (próbkowania) 5. Błąd standardowy średniej arytmetycznej

Rachunek prawdopodobieństwa i statystyka W12: Statystyczna analiza danych jakościowych. Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok 407 adan@agh.edu.

STATYSTYKA I ANALIZA DANYCH

Podstawowe rozkłady zmiennych losowych typu dyskretnego

Wokół testu Studenta 1. Wprowadzenie Rozkłady prawdopodobieństwa występujące w testowaniu hipotez dotyczących rozkładów normalnych

Wykład 11 ( ). Przedziały ufności dla średniej

Statystyka Matematyczna Anna Janicka

1 Zmienne losowe. Własności dystrybuanty F (x) = P (X < x): F1. 0 F (x) 1 dla każdego x R, F2. lim F (x) = 0 oraz lim F (x) = 1,

Zadanie 1. Zmienne losowe X 1, X 2 są niezależne i mają taki sam rozkład z atomami:

Estymacja: Punktowa (ocena, błędy szacunku) Przedziałowa (przedział ufności)

Statystyka opisowa. (n m n m 1 ) h (n m n m 1 ) + (n m n m+1 ) 2 +1), gdy n jest parzyste

dla t ściślejsze ograniczenie na prawdopodobieństwo otrzymujemy przyjmując k = 1, zaś dla t > t ściślejsze ograniczenie otrzymujemy przyjmując k = 2.

Pobieranie prób i rozkład z próby

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Zadanie 1. O rozkładzie pewnego ryzyka X posiadamy następujące informacje: znamy oczekiwaną wartość nadwyżki ponad 20:

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

Kurs Prawdopodobieństwo Wzory

01. dla x 0; 1 2 wynosi:

MODELE MATEMATYCZNE W UBEZPIECZENIACH. 1. Renty

będą niezależnymi zmiennymi losowymi o tym samym 2 x

N ma rozkład Poissona z wartością oczekiwaną równą 100 M, M M mają ten sam rozkład dwupunktowy o prawdopodobieństwach:

Rozkład normalny (Gaussa)

Centralne twierdzenie graniczne

będą niezależnymi zmiennymi losowymi z rozkładu o gęstości

Zadanie 1. Liczba szkód N w ciągu roku z pewnego ryzyka ma rozkład geometryczny: k =

ZADANIA - ZESTAW 2. Zadanie 2.1. Wyznaczyć m (n)

Prawdopodobieństwo i statystyka

Wykład 5 Przedziały ufności. Przedział ufności, gdy znane jest σ. Opis słowny / 2

Ćwiczenie 2 ESTYMACJA STATYSTYCZNA

Na A (n) rozważamy rozkład P (n) , który na zbiorach postaci A 1... A n określa się jako P (n) (X n, A (n), P (n)

EGZAMIN MATURALNY Z INFORMATYKI MAJ 2012 POZIOM PODSTAWOWY CZĘŚĆ I WYBRANE: Czas pracy: 75 minut. Liczba punktów do uzyskania: 20 WPISUJE ZDAJĄCY

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

n n X n = σ σ = n n n Ponieważ zmienna losowa standaryzowana ma rozkład normalny N(0, 1), więc

WYKŁADY ZE STATYSTYKI MATEMATYCZNEJ wykład 9 i 10 - Weryfikacja hipotez statystycznych

Estymacja punktowa i przedziałowa

1 Dwuwymiarowa zmienna losowa

Jarosław Wróblewski Analiza Matematyczna 1, zima 2016/17

Estymacja współczynnika dopasowania w klasycznym modelu ryzyka

PODSTAWY BIOSTATYSTYKI ĆWICZENIA

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

będzie próbką prostą z rozkładu normalnego ( 2

Statystyka opisowa. () Statystyka opisowa 24 maja / 8

Agata Boratyńska Statystyka aktuarialna... 1

Transkrypt:

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) (B) (C) (D) (E) 65 196 81 196 175 196 56 196 369 196 1

Zadaie. Mamy ryzyka dobre i ryzyka złe. Dobre ryzyka geerują w roku szkodę (co ajwyżej jedą) z prawdopodobieństwem 0,, a złe z prawdopodobieństwem 0,4. Niestety ie potrafimy odróżiać złych ryzyk od dobrych. Na szczęście wiemy, że: w kolejych latach ryzyka dobre pozostają dobre, a złe pozostają złe wybraliśmy rok temu pewe ryzyko losowo z populacji, w której jest 75% ryzyk dobrych i 5% ryzyk złych ryzyko to w ciągu ubiegłego roku wygeerowało szkodę Prawdopodobieństwo wygeerowaia szkody przez to ryzyko w roku adchodzącym wyosi: (A) 0,4 (B) 0,5 (C) 0,6 (D) 0,7 (E) 0,8

Zadaie 3. Jeśli wiemy, że dla trzech parami iezależych zdarzeń A, B, C P(A) = P(B) = P(C) A B C = φ (zbiór pusty) Największa możliwa wartość prawdopodobieństwa P(A) rówa jest (w przybliżeiu dziesiętym): (A) 0,500 (B) 0,5 (C) 0,541 (D) 0,56 (E) 0,577 3

Zadaie 4. Zmiea losowa N ma rozkład z geometryczym ogoem, tz. day wzorem: p0 dla k = 0 Pr( N = k) = k 1 ( 1 p0 ) p q dla k = 1,, 3,K gdzie parametry rozkładu p 0 = 05, oraz p = 1 q = 0,5. Wartość oczekiwaa tej zmieej wyosi: (A) 1,5 (B) (C),5 (D) 3 (E) 3,5 4

Zadaie 5. (X, X, K, X 1 10 ) jest prostą próbą losową z rozkładu wykładiczego o wartości ( X X X x) oczekiwaej 5. Jeśli wiadomo, że { } wyosi: (A) 4.866 (B) 5.388 (C) 5.857 (D) 6.377 (E) 6.84 Pr max,, K, =., to liczba x 1 10 095 5

Zadaie 6. Zmiea losowa Y ma rozkład jedostajy a przedziale [ 01, ], atomiast zależa od iej zmiea X ma rozkład warukowy (przy daej wartości Y = y) jedostajy a przedziale [0, y]. Prawdopodobieństwo (bezwarukowe): Pr(X < 0,5) wyosi: (A) 0,500 (B) 0,6 (C) 0,750 (D) 0,847 (E) 0,911 6

Zadaie 7. (X 1, X, K, X ) jest prostą próbą losową z rozkładu geometryczego: ( ) k Pr Xi = k = p q k =01,,... gdzie p= 1 q ( 0, 1), i gdzie liczebość próby przekracza 1. W klasie estymatorów parametru p, daych wzorem: a a+ X i i = 1 dobierz parametr a tak, aby otrzymać estymator ieobciążoy: (A) a = (B) a = 05, (C) a = +05, (D) a = 1 (E) a = +1 7

Zadaie 8. Niech (X 1, X, K, X ) będzie próbką iezależych obserwacji z rozkładu jedostajego a przedziale ( ϕ0, ϕ1 ) z iezaymi oboma parametrami, i iech > 1. Iteresuje as szerokość przedziału ( ϕ1 ϕ0). Dobierz tak parametr a, aby estymator szerokości przedziału postaci: a max{ Xi} mi{ Xi} był ieobciążoy. i i (A) (B) (C) (D) (E) a = 1 a = + 1 1 a = + 1 a = + a = + 1 8

Zadaie 9. Wyiki oszacowaia trzech alteratywych modeli rozkładu ilości szkód N a tej samej (liczej) próbce ryzyk dały astępujące wartości logarytmu fukcji wiarygodości: -571, dla zwykłego rozkładu Poissoa (model 1) -57,0 dla modelu ze swobodym parametrem Pr( N = 0 ) oraz ogoem Poissoowskim (model ) -573,5 dla modelu ze swobodymi parametrami Pr( N = 0 ) oraz Pr( N = 1) oraz ogoem Poissoowskim (model 3) Dokoujemy doboru modelu a podstawie testów ilorazu wiarygodości, przeprowadzając go w przypadku porówaia każdej pary modeli a poziomie istotości 0,05. (A) ależy wybrać model 1 (B) ależy wybrać model (C) ależy wybrać model 3 (D) wybór trudo przeprowadzić, bo model 3 jest lepszy od 1 (odpowiedia hipoteza odrzucoa), atomiast testy porówawcze modelu trzeciego z drugim oraz drugiego z pierwszym dają wskazują, iż model 1 jest ajlepszy (E) podae iformacje są sprzecze 9

Zadaie 10. ( 1 1 ) Mieliśmy próbę prostą ( X, Y ),( X, Y ),,( X, Y ) dwuwymiarowego o iezaych parametrach: K z rozkładu ormalego EX i = EYi = μ, Va rx i VarYi, Cov X i, Yi = σ ρ. Niestety, obserwacje a X ach i Y rekach zostały oddzieloe, Y reki pomieszae, po czym zagubiliśmy iformacje o przyależości do par. Możemy to sformalizować = =σ ( ) przyjmując, iż mamy adal iezmieioy ciąg X ów, oraz ciąg ( Z 1,, Z ) staowiący losową permutację ciągu ( Y 1, K, Y ). Cov( X, Z ) wyosi: i i K, (A) (B) (C) (D) (E) zero σ ρ σ ρ σ ρ 1 σ ρ ( 1) 10

Egzami dla Aktuariuszy z 5 grudia 1997 r. Prawdopodobieństwo i statystyka Arkusz odpowiedzi * Imię i azwisko :... KLUCZ ODPOWIEDZI... Pesel... Zadaie r Odpowiedź Puktacja 1 C E 3 E 4 B 5 D 6 D 7 D 8 B 9 E 10 C * Oceiae są wyłączie odpowiedzi umieszczoe w Arkuszu odpowiedzi. Wypełia Komisja Egzamiacyja. 11