Temat:
Estymacja
Kody znaków:
\
ółte wyró\
nienie  nowe pojęcie
pomarańczowy  uwaga
kursywa  komentarz
1
Anna Rajfura
Zagadnienia
1. Statystyczny opis danych
2. Idea i pojęcia estymacji
przedziałowej
3. Wybrane wzory na przedziały
ufności
2
Anna Rajfura
Terminologia na przykładach
Populacja (statystyczna)  zbiór
jednostek statystycznych
interesujÄ…cych badacza
Np.:
" odmiana roślin,
" rasa zwierzÄ…t,
" studenci kierunku Biologia I SGGW
3
Anna Rajfura
Terminologia na przykładach
Badana cecha X
Np.:
" kształt owocu określonej odmiany,
" masa dorosłego osobnika,
" liczba egzaminów zdanych
w sesji zimowej
4
Anna Rajfura
Terminologia na przykładach
Badanie pełne  pomiar wartości
cechy dla ka\
dej jednostki
z populacji
Badanie częściowe  pomiar
wartości cechy dla niektórych
jednostek wylosowanych z
populacji
5
Anna Rajfura
Terminologia na przykładach
Próba - zbiór jednostek
statystycznych wylosowanych z
populacji i poddanych
bezpośredniemu badaniu
Ozn.: x1, x2, ..., xn
Liczebność pobranej próby n
6
Anna Rajfura
Przykład 1
Celem badania w odniesieniu do
pewnej odmiany owoców było
określić średnią masę jednego
owocu tej odmiany.
7
Anna Rajfura
Przykład 1
Cel badania:
191,2 193,5 190,0 195,3 197,1 199,5 189,8 197,1
193,0 194,5 197,7 193,1 194,2 200,5 193,5 185,3
195,1 196,2 195,8 196,9 200,6 189,0 191,6 201,5
określić średnią
184,3 186,9 195,1 198,0 202,2 203,5 195,3 200,1
197,6 191,5 188,6 192,2 194,6 188,8 193,3 196,8
masÄ™ jednego
200,8 192,1 195,6 199,8 193,8 189,9 197,0 187,0
194,2 190,8 193,9 196,3 198,1 194,2 199,6 196,5
owocu wybranej
198,7 205,8 198,9 190,8 193,8 193,0 194,3 195,4
odmiany. 189,5 198,4 199,5 197,7 189,3 197,8 192,5 194,7
200,2 197,0 199,9 191,0 189,8 188,3 193,7 193,3
196,7 196,9 200,2 197,3 201,8 189,4 206,3 191,6
" Wylosowano 160
202,7 193,2 193,2 191,6 189,7 194,2 188,1 193,2
189,6 193,2 199,5 193,2 194,7 193,7 193,6 197,2
owoców.
197,1 196,0 196,7 194,6 198,1 198,0 199,9 189,2
200,2 191,3 191,0 191,9 191,1 193,1 195,4 192,3
" Zwa\
ono ka\
dÄ…
194,6 197,0 193,4 199,4 198,3 201,4 198,5 201,7
sztukÄ™.
195,5 199,4 190,1 200,7 201,6 190,0 196,2 194,1
196,7 197,3 194,6 195,6 198,6 197,8 197,3 193,4
194,8 197,2 196,1 192,6 202,4 192,7 200,7 189,1
Otrzymane wyniki
194,3 190,7 196,5 194,6 197,6 192,1 190,9 198,8
(w gramach)
zestawiono w tabeli.
8
Anna Rajfura
Statystyczny opis próby
" opis parametryczny
wyznaczenie parametrów próby, np.:
średniej arytmetycznej, mediany,
wariancji, odchylenia standardowego
" empiryczny rozkład wartości
prezentacja rozkładu wartości przy u\
yciu
np.: szeregu rozdzielczego, histogramu,
wieloboku częstości, dystrybuanty
empirycznej
9
Anna Rajfura
Przykład 1  opis parametryczny
Åšrednia arytmetyczna:
n
1
x = xi = 195,15 g
= =
= =
= =
"
"
"
"
n
i=1
=
=
=
Wariancja (nieobciÄ…\
ona):
n
1
2
s2 = ( - x) = 16,63 g2
= ( - )
= (xi - )
= ( - ) =
=
=
"
"
"
"
n - 1
-
-
-
i=1
=
=
=
10
Anna Rajfura
Przykład 1  szereg rozdzielczy
Granice Liczebność Częstość
przedziału ni wi=ni/n
<184,05; 186,55) 2 0,013
<186,55;189,05) 7 0,044
<189,05;191,55) 23 0,144
<191,55;194,05) 32 0,200
<194,05;196,55) 33 0,206
<196,55;199,55) 34 0,213
<199,55;201,55) 20 0,125
<201,55;204,05) 7 0,044
<204,05;206,55> 2 0,013
Razem 160 1,000
11
Anna Rajfura
Przykład 1  histogram
vi
185,3 187,8 190,3 192,8 195,3 197,8 200,3 202,8 205,3
masa owocu
x = 195,15 g
12
Anna Rajfura
Åšrednia masa owocu odmiany
vi
185,3 187,8 190,3 192,8 195,3 197,8 200,3 202,8 205,3
masa owocu
Zmienna losowa X o rozkładzie normalnym
jest modelem cechy masa owocu w
populacji.
13
Anna Rajfura
Åšrednia masa owocu odmiany cd.
vi
185,3 187,8 190,3 192,8 195,3 197,8 200,3 202,8 205,3
masa owocu
N(µ ; Ã 2) - parametry µ ; Ã 2 nieznane
µ  Å›rednia dla odmiany (dla populacji)
à 2  wariancja dla odmiany (dla populacji)
14
Anna Rajfura
Åšrednia masa owocu odmiany cd.
vi
185 188 190 193 195 198 200 203 205
masa owocu
µ  Å›rednia
x - średnia
populacyjna,
arytmetyczna
parametr rozkładu
z próby
teoretycznego
15
Anna Rajfura
Idea estymacji - przypomnienie
Przyjmujemy, \
e:
średnia masa jednego owocu
wybranej odmiany wynosi µ i jest
nieznana, ale mo\
na ją szacować
(oceniać, estymować) na
podstawie danych z próby
16
Anna Rajfura
Rodzaje estymacji
" punktowa
" przedziałowa
17
Anna Rajfura
Idea estymacji przedziałowej
Szukamy takiego przedziału:
µ " KL;KP
który będzie spełniał warunek:
- du\
e
P{µ " KL;KP }
18
Anna Rajfura
Idea estymacji przedziałowej
Np.:
P{ µ " KL;KP }= 0,95 = 95%
albo:
{ = 0,99 = 99%
P µ " KL;KP }
19
Anna Rajfura
Idea estymacji przedziałowej
Ogólnie:
P{ µ " KL;KP }= 1- Ä…
gdzie:
ą - małe (równe 0,05 = 5% albo
0,01 = 1%)
20
Anna Rajfura
Estymacja przedz. - terminologia
P{µ " KL;KP }= 1- Ä…
ą poziom istotności
1  ą poziom ufności
KL;KP przedział ufności dla
estymowanego parametru przy
poziomie ufności 1  ą
21
Anna Rajfura
PrzedziaÅ‚ ufnoÅ›ci dla Å›redniej µ
Cecha X~N(µ, Ã2), µ, Ã2  nieznane
Próba: x1, x2, ..., xn
PrzedziaÅ‚ ufnoÅ›ci dla µ przy poziomie
ufności P=1- ą
s s
µ " x - tÄ…,v Å" ; x + tÄ…,v Å"
n n
t ą, v - wartość krytyczna rozkładu t- Studenta,
v  liczba stopni swobody, v = n-1
22
Anna Rajfura
PrzedziaÅ‚ ufnoÅ›ci dla wariancji Ã2
Cecha X~N(µ, Ã2), µ, Ã2  nieznane
Próba: x1, x2, ..., xn
PrzedziaÅ‚ ufnoÅ›ci dla Ã2 przy poziomie
ufności P=1- ą
s2(n -1); s2(n -1)
Ã2 "
Ç2 Ç2
Ä… / 2, v 1-Ä… / 2, v
Ç 2 - wartość krytyczna rozkÅ‚adu chi-kwadrat,
v  liczba stopni swobody, v = n  1
v
v
v
23
Anna Rajfura
PrzedziaÅ‚ ufnoÅ›ci dla odch. std. Ã
Cecha X~N(µ, Ã2), µ, Ã2  nieznane
Próba: x1, x2, ..., xn
Przedział ufności dla à przy poziomie
ufności P=1- ą
s2(n - 1); s2(n - 1)
à "
Ç2 Ç2
Ä… / 2, v 1-Ä… / 2, v
24
Anna Rajfura
Przedział ufności dla frakcji p
Cecha X~B(n, p), p  nieznane
Próba: x1, x2, ..., xn (du\
a, n > 100)
Przedział ufności dla p przy poziomie
ufności P=1- ą
p(1- p) p(1- p)
p " p - u1-Ä… / 2 ; p + u1-Ä… / 2
n n
u1-ą/2  kwantyl rzędu 1- ą/2 z rozkł. normalnego
25
Anna Rajfura
Kwantyl u1-Ä…/2
u1-ą/2  kwantyl rzędu 1- ą/2, to
wartość z tablicy dystrybuanty
rozkładu X~N(0,1) taka, \
e
F(u1-Ä…/2) = 1- Ä…/2
Ä… 1- Ä…/2 u1- Ä…/2
0,01 0,995 2,5758
0,05 0,975 1,9600
26
Anna Rajfura
Przykład 1 - smakowitość produktu
Badano smakowitość pewnego
produktu przygotowanego według
ustalonej receptury A.
Dziesięciu konsumentów oceniło
organoleptyczne w skali 1-5 cztery
próbki produktu. Wyliczono średnie
z 10 ocen:
xi: 4,2 4,5 4,0 4,5
27
Anna Rajfura
Przykład 1 - smakowitość produktu cd.
Cecha X  ocena smakowitości produktu
Zało\
enie: X ~ N(µ, Ã2), gdzie µ, Ã2 sÄ…
nieznane
Polecenie 1. Wyznacz 95% przedział
ufności dla średniej oceny produktu
przygotowanego według receptury A.
Odpowiedz
. Åšrednia ocena dla produktu
wynosi µ (wartość nieznana, przedziaÅ‚
ufności wyznaczamy na podstawie
danych z próby).
28
Anna Rajfura
PrzykÅ‚ad 1  przedziaÅ‚ ufnoÅ›ci dla µ
Próba: 4,2, 4,5, 4,0, 4,5
Wyznaczamy przedział ufności dla
µ przy poziomie ufnoÅ›ci P = 1 - Ä…
ze wzoru:
s s
µ " x - tÄ…,v Å" ; x + tÄ…,v Å"
n n
29
Anna Rajfura
PrzykÅ‚ad 1  przedziaÅ‚ ufnoÅ›ci dla µ
Obliczamy parametry próby:
n = 4
x = 4,30 s2 = 0,06 s = 0,24
Odczytujemy wartość krytyczną
z tablicy rozkładu t - Studenta:
Ä… = 1-0,95 = 0,05
v = n-1 = 3
t Ä…, v = t 0,05, 3 = 3,1824
30
Anna Rajfura
Tablica wartości krytycznych
rozkładu t-Studenta
X ~ t½ - X zmienna losowa o rozkÅ‚adzie t-Studenta z liczbÄ… stopni swobody v,
ą - poziom istotności,
t Ä… , ½ - wartość krytyczna - liczba taka, \
e P(|X| > t Ä… , ½ ) = Ä…
½ \ Ä… 0,400 0,300 0,200 0,100 0,050 0,025 0,025 0,010 0,005 0,001
1 1,3764 1,9626 3,0777 6,3137 12,7062 25,4519 25,4519 63,6559 127,3211 636,5776
2 1,0607 1,3862 1,8856 2,9200 4,3027 6,2054 6,2054 9,9250 14,0892 31,5998
3,1824
3 0,9785 1,2498 1,6377 2,3534 4,1765 4,1765 5,8408 7,4532 12,9244
:
8 0,8889 1,1081 1,3968 1,8595 2,3060 2,7515 2,7515 3,3554 3,8325 5,0414
9 0,8834 1,0997 1,3830 1,8331 2,2622 2,6850 2,6850 3,2498 3,6896 4,7809
10 0,8791 1,0931 1,3722 1,8125 2,2281 2,6338 2,6338 3,1693 3,5814 4,5868
11 0,8755 1,0877 1,3634 1,7959 2,2010 2,5931 2,5931 3,1058 3,4966 4,4369
:
85 0,8459 1,0428 1,2916 1,6630 1,9883 2,2818 2,2818 2,6349 2,8822 3,4086
90 0,8456 1,0424 1,2910 1,6620 1,9867 2,2795 2,2795 2,6316 2,8779 3,4019
95 0,8454 1,0421 1,2905 1,6611 1,9852 2,2775 2,2775 2,6286 2,8741 3,3958
100 0,8452 1,0418 1,2901 1,6602 1,9840 2,2757 2,2757 2,6259 2,8707 3,3905
31
Anna Rajfura
PrzykÅ‚ad 1  przedziaÅ‚ ufnoÅ›ci dla µ
Podstawiamy do wzoru:
s 0,24
x - tÄ…,v Å" = 4,30 - 3,1824 Å" = 3,92
n
4
s 0,24
x + tÄ…,v Å" = 4,30 + 3,1824 Å" = 4,68
n
4
32
Anna Rajfura
PrzykÅ‚ad 1  przedziaÅ‚ ufnoÅ›ci dla µ
Odp. 1.: 95% przedziałem ufności
dla Å›redniej µ jest
3,92 ; 4,68
Åšrednia ocena dla produktu
przygotowanego według receptury
A nale\
y do tego przedziału
z p-stwem 0,95.
33
Anna Rajfura
Przykład 1  smakowitość produktu cd.
Cecha X  smakowitość produktu
Zało\
enie: X ~ N(µ, Ã2), gdzie µ, Ã2 sÄ…
nieznane
Polecenie 2. Wyznacz 95% przedział
ufności dla odchylenia standardowego
ocen dla produktu przygotowanego według
receptury A.
Odpowiedz
. Odchylenie standardowe ocen
dla produktu wynosi à (wartość nieznana,
przedział ufności wyznaczamy na
podstawie danych z próby).
34
Anna Rajfura
PrzykÅ‚ad 1  estymacja parametru Ã
Próba: 4,2, 4,5, 4,0, 4,5
Wyznaczamy przedział ufności dla
à przy poziomie ufności P = 1 - ą
ze wzoru:
s2(n - 1); s2(n - 1)
à "
Ç2 Ç2
Ä… / 2, v 1-Ä… / 2, v
35
Anna Rajfura
PrzykÅ‚ad 1  estymacja parametru Ã
Obliczamy parametry próby:
n = 4
x = 4,30 s2 = 0,06
Odczytujemy wartości krytyczne
z tablicy rozkładu chi - kwadrat:
Ä… = 1-0,95 = 0,05
Ä…/2 = 0,025 1 - Ä…/2 = 0,975
v = n-1 = 3
Ç2 0,025, 3 = 9,3484 Ç2 0,975, 3 =0,2158
36
Anna Rajfura
Tablica wartości krytycznych
rozkładu chi-kwadrat
*
X ~ Ç2½ - X zmienna losowa o rozkÅ‚adzie chi-kwadrat z liczbÄ… stopni swobody v,
ą - poziom istotności,
Ç2Ä…, ½ - wartość krytyczna - liczba taka, \
e P(X > Ç2 Ä…, ½ ) = Ä…
½ \ Ä… 0,995 0,990 0,975 0,950 0,900 0,050 0,025 0,010
1 0,04393 0,0002 0,0010 0,0039 0,0158 3,8415 5,0239 6,6349
2 0,0100 0,0201 0,0506 0,1026 0,2107 5,9915 7,3778 9,2104
0,2158 9,3484
3 0,0717 0,1148 0,3518 0,5844 7,8147 11,3449
:
8 1,3444 1,6465 2,1797 2,7326 3,4895 15,5073 17,5345 20,0902
9 1,7349 2,0879 2,7004 3,3251 4,1682 16,9190 19,0228 21,6660
10 2,1558 2,5582 3,2470 3,9403 4,8652 18,3070 20,4832 23,2093
11 2,6032 3,0535 3,8157 4,5748 5,5778 19,6752 21,9200 24,7250
:
85 55,1695 57,6339 61,3888 64,7494 68,7771 107,5217 112,3933 118,2356
90 59,1963 61,7540 65,6466 69,1260 73,2911 113,1452 118,1359 124,1162
95 63,2495 65,8983 69,9249 73,5198 77,8184 118,7516 123,8580 129,9725
100 67,3275 70,0650 74,2219 77,9294 82,3581 124,3421 129,5613 135,8069
37
Anna Rajfura
PrzykÅ‚ad 1  estymacja parametru Ã
Podstawiamy do wzoru:
s2(n - 1) 0,06 Å" 3
= = 0,0193
Ç2 9,3484
Ä… / 2, v
s2(n - 1) 0,06 Å" 3
= = 0,8341
Ç2 0,2158
1-Ä… / 2, v
38
Anna Rajfura
PrzykÅ‚ad 1  estymacja parametru Ã
Wyznaczamy pierwiastki:
s2(n - 1)
= 0,0193 = 0,14
Ç2
Ä… / 2, v
s2(n - 1)
= 0,8341 = 0,91
Ç2
1-Ä… / 2, v
39
Anna Rajfura
PrzykÅ‚ad 1  estymacja parametru Ã
Odp.: 95% przedziałem ufności dla
odchylenia standardowego à jest
0,14 ; 0,91
Odchylenie standardowe ocen dla
produktu przygotowanego według
receptury A nale\
y do niego z p-
stwem 0,95.
40
Anna Rajfura
Przykład 2  transport owoców
OcenÄ… sposobu transportu
owoców jest procent owoców
uszkodzonych podczas takiego
transportu. W doświadczeniu
wylosowano 150 owoców spośród
transportowanych i w tej próbie
stwierdzono 120 dobrych.
41
Anna Rajfura
Przykład 2 - transport owoców cd.
Cecha Y  stan owocu po transporcie
Zało\
enie: Y ~ B(n, p), gdzie p jest
nieznane
Polecenie. Wyznacz przedział ufności
dla frakcji owoców uszkodzonych
podczas transportu.
Odp. Frakcja owoców uszkodzonych
podczas transportu wynosi p (wartość
nieznana, przedział ufności wyznaczamy na
podstawie danych z próby).
42
Anna Rajfura
Przykład 2  estymacja parametru p
Próba: y1, y2, ..., yn
n = 150, k = 30
Wyznaczamy przedział ufności dla
p przy poziomie ufności P = 1 - ą
ze wzoru:
p(1- p) p(1- p)
p " p - u1-Ä… / 2 ; p + u1-Ä… / 2
n n
43
Anna Rajfura
Przykład 2  estymacja parametru p
Obliczamy frakcję owoców
uszkodzonych dla próby:
p = 0,20 = 20%
Odczytujemy kwantyl z tablicy
dystrybuanty rozkładu N(0, 1):
Ä… = 1-0,95 = 0,05
Ä…/2 = 0,025 1 - Ä…/2 = 0,975
u 0,975 = 1,96
44
Anna Rajfura
Przykład 2  estymacja parametru p
Ä… 1- Ä…/2 u1- Ä…/2
0,01 0,995 2,5758
0,05 0,975 1,9600
45
Anna Rajfura
Przykład 2  estymacja parametru p
Podstawiamy do wzoru:
p(1- p) 0,20(1- 0,20)
p - u1-Ä… / 2 = 0,20 - 1,96 = 0,14
n 150
p(1- p) 0,20(1- 0,20)
p + u1-Ä… / 2 = 0,20 + 1,96 = 0,26
n 150
46
Anna Rajfura
Przykład 2  estymacja parametru p
Odp.: Odp.: 95% przedziałem
ufności dla frakcji owoców
uszkodzonych jest
0,14 ; 0,26
Frakcja owoców uszkodzonych
podczas transportu nale\
y do
niego z p-stwem 0,95.
47
Anna Rajfura


Wyszukiwarka

Podobne podstrony:
mikologia biol 2011 2012 wyklad5
wyklad I biol obrazki
Wykład z 29 lutego 2012 r Przedmiot nauki o policji
Geo fiz wykład 12 12 2012
Wyklad4 biol 12 13 student
Wyklady NA TRD (9 )2012 F
KPC Wykład (7) 13 11 2012
KPC Wykład (6) 06 11 2012
KPC Wykład (3) 16 10 2012
E Pawlowski wyklad ME EINS 2012 w05 06
wykłady NA TRD (4) 2012
LAZAR syllabus Makro 1 wyklad Dz AK 2012
Geo fiz wykład 14 11 2012
KPC Wykład (4) 23 10 2012

więcej podobnych podstron