Statystyka - zaliczenie.pdf
(
91 KB
)
Pobierz
7062692 UNPDF
1.Estymacjapunktowaiprzedzia“owa
1.1.Estymacjapunktowaparametrum
warto–cioczekiwanejwpo-
pulacji
Estymatorpunktowytoinaczejliczba(wyznaczonanapodstawiepr
ó
by),kt
ó
razpew-
nymprzybli»eniemokre–lawarto–¢odpowiedniegoparametruwca“ejpopulacji.Pun
kt
owym
estymatoremwarto–cioczekiwanejzpopulacjimjestpoprostu–redniazpr
ó
by
x.
‘
red-
ni¡wyznaczamyfunkcj¡
‘
REDNIA,ajakoargumentypodajemyzakreskom
ó
rek,wkt
ó
rych
znajduj¡siƒdane.
1.2.Estymacjapunktowaparametru
odchyleniastandardowego
wpopulacji
Punktowymestymatoremodchyleniastandardowegojestodchyleniestandardowezpr
ó
by
oznaczanejakoˆsiwyznaczanefunkcj¡ODCH.STANDARDOWE.
1.3.Estymacjaprzedzia“owaparametrum
Estymatorprzedzia“owy,tzw.
przedzia“ufno–ci
,tozakres,wkt
ó
rymprawdopodobnie
znajdujesiƒnieznanyparametrpopulacji.Prawdopodobie«stwo,zjakimnieznanyparametr
wpadadoprzedzia“uufno–cinazywanejest
poziomemufno–ci
.Graniceprzedzia“uufno–ci
dlawarto–cioczekiwanejwpopulacjiprzyma“ejliczbiepr
ó
b(n30)wyznaczasiƒzewzoru
P
x−t
ˆs
p
n
<m<x+t
ˆs
p
n
=1−, (1)
gdzie:
x
–redniazpr
ó
by(czyliestymatorpunktowywarto–cioczekiwanejzpopulacji),
ˆs
odchyleniestandardowezpr
ó
by(nieobci¡»onyestymatorpunktowyodchyleniastandar-
dowegozpopulacji),
1−
poziomufno–ci(tzn.nailejeste–mypewni,»e–redniazpopulacjiznajdujesiƒwwy-
znaczonymprzedziale).Zatemoznaczaprawdopodobie«stwopope“nieniab“ƒdu,
t
warto–¢wyznaczananapodstawierozk“adut-Studenta.Parametrtenwyznaczamyza
pomoc¡funkcjiROZK
Š
AD.T.ODW.Wpoluprawdopodobie«stwopodajemywarto–¢,ajako
liczbƒstopniswobodypodajemyliczbƒpr
ó
bpomniejszon¡o1,czylin−1,
p
n
pierwiastekkwadratowyzliczbypr
ó
bwyznaczanyfunkcj¡PIERWIASTEK.
W
ó
wczasprzedzia“ufno–ciwygl¡danastƒpuj¡co:
Dolnagranica:x−t
ˆ
s
p
n
, G
ó
rnagranica:x+t
ˆ
s
p
n
.
Gdymamydoczynieniazdu»¡liczb¡pr
ó
b(n>30),toprzedzia“ufno–ciwyznaczasiƒze
wzoru
x−u
ˆs
p
n
<m<x+u
ˆs
p
n
P
=1−,
gdzie:
u
warto–¢wyznaczananapodstawierozk“adunormalnegostandaryzowanego.Parametr
tenwyznaczamyzapomoc¡funkcjiROZK
Š
AD.NORMALNY.S.ODW.Wpoluprawdopodo-
bie«stwopodajemywarto–¢1−
2
.
W
ó
wczasprzedzia“ufno–ciwygl¡danastƒpuj¡co:
Dolnagranica:x−u
ˆ
s
p
n
, G
ó
rnagranica:x+u
ˆ
s
p
n
.
Wartododa¢,»eistniejer
ó
wnie»funkcjaUFNO
‘‚
,wkt
ó
rejjakoparametrypodajemy
kolejnowarto–ci,ˆsorazliczno–¢pr
ó
byn.Funkcjataupraszczaobliczanieprzedzia“
ó
wufno–ci
dladu»ejpr
ó
by.W
ó
wczasprzedzia“takiwygl¡danastƒpuj¡co:
Dolnagranica:x−UFNO
‘‚
(,ˆs,n), G
ó
rnagranica:x+UFNO
‘‚
(,ˆs,n).
1.4.Przedzia“ufno–cidlawariancjiiodchyleniastandardowego
Przyma“ejliczbiepr
ó
b(n30)wyznaczamynajpierwprzedzia“ufno–cidlawariancji.
Graniceprzedzia“uufno–cidlaodchyleniastandardowegowyznaczamyjakopierwiastkigranic
przedzia“uufno–cidlawariancji.St¡dwykorzystujemyodpowiednioponi»szewzory.
Dlawariancji
2
:
(n−1)ˆs
2
2
2
<
2
<
(n−1)ˆs
2
P
=1−
2
1
orazdlaodchyleniastandardowego:
(
s
s
)
(n−1)ˆs
2
2
2
<<
(n−1)ˆs
2
2
1
P
=1−,
gdzie:
2
2
warto–¢wyznaczanazrozk“adu
2
(czytamychi-kwadrat).Parametrtenwyznaczamy
zapomoc¡funkcjiROZK
Š
AD.CHI.ODW.Wpoluprawdopodobie«stwopodajemywarto–¢
1−
2
,ajakoliczbƒstopniswobodypodajemyliczbƒpr
ó
bpomniejszon¡o1,czylin−1,
2
1
warto–¢wyznaczanazrozk“adu
2
.Parametrtenwyznaczamyzapomoc¡funkcjiROZ-
K
Š
AD.CHI.ODW.Wpoluprawdopodobie«stwopodajemywarto–¢
2
,ajakoliczbƒstopni
swobodypodajemyliczbƒpr
ó
bpomniejszon¡o1,czylin−1.
Dladu»ejliczbypr
ó
b(n>30)graniceprzedzia“uufno–cidlaodchyleniastandardowego
wyznaczamyzewzoru
(
ˆs
1+
u
)
<<
ˆs
P
p
2
n
1−
u
p
2
n
=1−,
gdzie:
u
warto–¢wyznaczanazrozk“adunormalnegostandaryzowanego.Parametrtenwyzna-
czamyzapomoc¡funkcjiROZK
Š
AD.NORMALNY.S.ODW.Wpoluprawdopodobie«stwo
podajemywarto–¢1−
2
.
1.5.Niezbƒdnaliczbapomiar
ó
wdopr
ó
bydlawarto–cioczekiwanej
Obliczaj¡cd“ugo–¢przedzia“uufno–cipodanegowzorem(1)ioznaczaj¡cprzezdpo“owƒ
jegod“ugo–ci,mo»emywyprowadzi¢wz
ó
r
t
d
2
n=
·ˆs
2
0
,
gdzie:
n
niezbƒdnaliczbapr
ó
b,
d
po“owaszeroko–ciprzedzia“yufno–ci,
ˆs
2
0
wariancjaztzw.pr
ó
bywstƒpnejoliczbiepomiar
ó
wr
ó
wnejn
0
,
t
warto–¢wyznaczananapodstawierozk“adut-Studenta.Parametrtenwyznaczamyza
pomoc¡funkcjiROZK
Š
AD.T.ODW.Wpoluprawdopodobie«stwopodajemywarto–¢,ajako
liczbƒstopniswobodypodajemyliczbƒpr
ó
bpomniejszon¡o1,czylin
0
−1.
2.Wery
kacjahipotezstatystycznych
Wery
kacjar
ó
»nisiƒodestymacjijedynietym,»ewiemyjakipowinienby¢parametrpopu-
lacji.Napodstawiepr
ó
bymamyokre–li¢estymatorpunktowyparametru,anastƒpniepraw-
dopodobie«stwo,zjakimestymatorr
ó
»nisiƒodparametru.Je»eliprawdopodobie«stwotojest
mniejszeni»poziomb“ƒdu,tom
ó
wimy,»eestymatorzpr
ó
byr
ó
»nisiƒistotnieodza“o»onej
warto–ciparametru.Dlategookre–lamymianempoziomuistotno–ciijesttoprawdopodo-
bie«stwopope“nieniab“ƒdupierwszegorodzaju,czyliodrzuceniahipotezy,kt
ó
rawrzeczy-
wisto–cijesthipotez¡prawdziw¡.Napocz¡tkuka»degotestustawiamydwiehipotezy:H
0
,
wkt
ó
rejzak“adamy,»eestymatorzpr
ó
bynier
ó
»nisiƒistotnieodza“o»onejwarto–cipara-
metru(czyliH
0
:m=m
0
)orazhipotezƒalternatywn¡H
1
,wkt
ó
rejzak“adamy,»eestymator
r
ó
»nisiƒ(czyliH
1
:m6=m
0
),jestwiƒkszy(czyliH
1
:m>m
0
)albojestmniejszy(czyli
H
1
:m<m
0
)odza“o»onejwarto–cim
0
.Wzale»no–ciodpostacihipotezyH
1
,wyr
ó
»niamy
trzytzw.obszarykrytycznetestu.Je»elihipotezƒalternatywn¡przedstawimywpostaciH
1
:
m6=m
0
,tomamydoczynieniazdwustronnymobszaremkrytycznym,natomiastgdyhi-
potezƒalternatywn¡przedstawimywpostaciH
1
:m>m
0
albowpostaciH
1
:m>m
0
,to
wpierwszymprzypadkumamydoczynieniazprawostronnymobszaremkrytycznym,adrugim
przypadkuzlewostronnymobszaremkrytycznym.
2.1.Testdlawarto–cioczekiwanej
Dlama“ejliczbypr
ó
bkorzystamyzrozk“adut-Studenta.Najpierwwyznaczamyliczbƒ
tdan¡wzorem
t=
x−m
0
ˆs
p
n,
gdziem
0
toza“o»onawarto–¢parametru.Nastƒpnieobliczamyprawdopodobie«stwop,zjakim
obliczonawarto–¢tmo»ewyst¡pi¢.WstawiamyfunkcjƒROZK
Š
AD.T.WpoluXpodajemy
warto–¢liczbyt,aleponiewa»niemo»emywpisa¢warto–ciujemnej,wiƒcwstawiamy|t|(naj-
pro–ciejwstawi¢wtopoleliczbƒ−t,je»elit<0).Jakoliczbƒstopniswobodypodajemyilo–¢
pr
ó
bpomniejszon¡ojeden,awpolu
‘
LADYwpisujemyliczbƒ2(wprzypadku,gdymamydo
czynieniazdwustronnymobszaremkrytycznym)albo1(wprzypadku,gdymamydoczynie-
niazprawostronnymlublewostronnymobszaremkrytycznym).Wtenspos
ó
bwyznaczyli–my
prawdopodobie«stwop.Je»elip,toodrzucamyhipotezƒzerow¡H
0
nakorzy–¢hipotezy
alternatywnejH
1
,aje»elip>,toniemamypodstawdoodrzuceniahipotezyzerowejH
0
.
Dladu»ejliczbypr
ó
bkorzystamyzrozk“adunormalnego.Wyznaczamywarto–¢liczbyuze
wzoru
u=
x−m
0
ˆs
p
n.
Nastƒpniewyznaczamyprawdopodobie«stwopkorzystaj¡czrozk“adunormalnegostanda-
ryzowanego,wstawiaj¡cfunkcjƒROZK
Š
AD.NORMALNY.S,gdziejakoargumentpodajemy
warto–¢liczbyu,przyczymuwzglƒdniamypewnesubtelno–ci,wzale»no–ciodtego,jakwy-
gl¡daobszarkrytyczny(czyliznakwhipotezieH
1
):
(a)gdyobszarjestlewostronny,top=ROZK
Š
AD.NORMALNY.S(u),
(b)gdyobszarjestprawostronny,top=1−ROZK
Š
AD.NORMALNY.S(u),
(c)gdyobszarjestdwustronny,top=2·
1−ROZK
Š
AD.NORMALNY.S(|u|)
,
gdzieROZK
Š
AD.NORMALNY.S(u)oznaczaliczbƒwyznaczon¡tymrozk“ademdlaargumen-
tur
ó
wnegou.
2.2.Testdlaparobserwacji
Dysponujemyterazwynikamidw
ó
chpr
ó
bbƒd¡cychrealizacjamipomiar
ó
wwykonanych
dwukrotnienaobiektachjednejpopulacji,alewpewnymodstƒpieczasu.Je»eliwynikipierw-
szegopomiaruoznaczymyprzezx
i
,apomiarudrugiegoprzezy
i
,toichr
ó
»nicaz
i
=y
i
−x
i
,
gdziei=1,2,...,n,bƒdziedodatnia,gdyzaobserwujemywzrostbadanejcechy,aujem-
na,gdyodnotujemyjejspadek.Wte–cietymhipotezazerowazak“ada,»e–redniar
ó
»nica
zwynosizero(H
0
:z=0),coodpowiadaza“o»eniu,»ewp“ywzastosowanejoperacjiniema
»adnegoznaczeniadlawarto–cibada
ne
jcechywynikowej.Posta¢hi
po
tezyalternatywnejmo»e
wskaz
y
wa¢naistotn¡zmianƒ(H
1
:z6=0),istotnywzrost(H
1
:z>0)lubistotnyspadek
(H
1
:z<0)warto–cianalizowanejcechy.Pierwszaztychpostaciprowadzidownioskowania
zdwustronnym,drugazprawostronnym,atrzeciazlewostronnymobszaremkrytycznym.
Napodstawienr
ó
»nicwynik
ó
wpomiar
ó
wobliczamy–redni¡r
ó
»nicƒzorazestymator
odchyleniastandardowegor
ó
»nicˆs
z
,anastƒpnieliczbƒtdan¡wzorem
t=
z
ˆs
z
p
n.
Dalejwnioskowanieprzebiegaidentyczniejakwprzypadkutestudlawarto–cioczekiwanej
wpopulacji(pkt2.1).
Plik z chomika:
alina_kujawa
Inne pliki z tego folderu:
Mieszczerski - mechanika -rozwiÄ zania zadaÅ.pdf
(49846 KB)
NiziolJ - MetodykaRozwiazywaniaDynamika.pdf
(39325 KB)
STATYSTYKA WYKLAD 31.03.rar
(8564 KB)
STATYSTYKA WYK. 21.04.rar
(3404 KB)
WykÅad ze statystyki- dobry.pdf
(197 KB)
Inne foldery tego chomika:
Akniinaj
AUDIT
Audit energetyczny
AutoCad
AutoCAD 2014 PL 64bit
Zgłoś jeśli
naruszono regulamin