Estymacja przedziałowa i korzystanie z tablic rozkładów statystycznych

Slides:



Advertisements
Podobne prezentacje
Modele szeregów czasowych z tendencją rozwojową
Advertisements

Regresja i korelacja materiały dydaktyczne.
ESTYMACJA PRZEDZIAŁOWA
Ocena dokładności i trafności prognoz
Statystyka Wojciech Jawień
Wykład 5 Standardowy błąd a odchylenie standardowe
Skale pomiarowe – BARDZO WAŻNE
Estymacja przedziałowa
Metody wnioskowania na podstawie podprób
Krzysztof Jurek Statystyka Spotkanie 4. Miary zmienności m ó wią na ile wyniki są rozproszone na konkretne jednostki, pokazują na ile wyniki odbiegają
Symulacja zysku Sprzedaż pocztówek.
Zachodniopomorskie Obserwatorium Rynku Pracy
Statystyka w doświadczalnictwie
hasło: student Joanna Rutkowska Aneta Arct
Podstawowe pojęcia prognozowania i symulacji na podstawie modeli ekonometrycznych Przewidywaniem nazywać będziemy wnioskowanie o zdarzeniach nieznanych.
BIOSTATYSTYKA I METODY DOKUMENTACJI
Wykład 6 Standardowy błąd średniej a odchylenie standardowe z próby
Wykład 4 Rozkład próbkowy dla średniej z rozkładu normalnego
Wykład 5 Przedziały ufności
Wykład 3 Rozkład próbkowy dla średniej z rozkładu normalnego
Wykład 11 Analiza wariancji (ANOVA)
Wykład 4 Przedziały ufności
Metody Przetwarzania Danych Meteorologicznych Wykład 4
Test t-studenta dla pojedynczej próby
Test t-studenta dla pojedynczej próby
Rozkład normalny Cecha posiada rozkład normalny jeśli na jej wielkość ma wpływ wiele niezależnych czynników, a wpływ każdego z nich nie jest zbyt duży.
Wykład 4. Rozkłady teoretyczne
Metody Symulacyjne w Telekomunikacji (MEST) Wykład 6/7: Analiza statystyczna wyników symulacyjnych  Dr inż. Halina Tarasiuk
Co to są rozkłady normalne?
Co to są rozkłady normalne?
Rozkład t.
Hipotezy statystyczne
Konstrukcja, estymacja parametrów
Analiza wariancji jednoczynnikowa.
na podstawie materiału – test z użyciem komputerowo generowanych prób
dr hab. Dariusz Piwczyński
Elementy Rachunku Prawdopodobieństwa i Statystyki
Biuro turystyczne Dr inż. Bożena Mielczarek. Sprzedaż wczasów zBiuro turystyczne Akropol uważa, że w lecie 2014 roku popyt na wczasy do Grecji będzie.
Biuro turystyczne Dr inż. Bożena Mielczarek. Sprzedaż wczasów zBiuro turystyczne Akropol uważa, że w lecie 2014 roku popyt na wczasy do Grecji będzie.
Elementy Rachunku Prawdopodobieństwa i Statystyki
HARALD KAJZER ZST NR 2 im. M. Batko
Testowanie hipotez statystycznych
Przedmiot: Ekonometria Temat: Szeregi czasowe. Dekompozycja szeregów
Ekonometryczne modele nieliniowe
Wnioskowanie statystyczne
Statystyka medyczna Piotr Kozłowski
Wykład 5 Przedziały ufności
Estymatory punktowe i przedziałowe
Statystyczna analiza danych w praktyce
Testowanie hipotez Jacek Szanduła.
Statystyczna Analiza Danych SAD2 Wykład 4 i 5. Test dla proporcji (wskaźnika struktury) 2.
Statystyczna analiza danych SAD2 Wykład 5. Testy o różnicy wartości średnich dwóch rozkładów normalnych (znane wariancje) Statystyczna analiza danych.
Statystyczna analiza danych
Statystyczna analiza danych
STATYSTYKA – kurs podstawowy wykład 5 dr Dorota Węziak-Białowolska Instytut Statystyki i Demografii.
ze statystyki opisowej
Rozkłady statystyk z próby dr Marta Marszałek Zakład Statystyki Stosowanej Instytut Statystyki i Demografii Kolegium.
Estymacja parametrów populacji. Estymacja polega na szacowaniu wartości parametrów rozkładu lub postaci samego rozkładu zmiennej losowej, na podstawie.
Weryfikacja hipotez statystycznych „Człowiek – najlepsza inwestycja”
Estymacja parametryczna dr Marta Marszałek Zakład Statystyki Stosowanej Instytut Statystyki i Demografii Kolegium Analiz.
Jak mierzyć zróżnicowanie zjawiska?
Rozkład z próby Jacek Szanduła.
Statystyka matematyczna
Statystyka matematyczna
Statystyka matematyczna
Jednorównaniowy model regresji liniowej
Analiza niepewności pomiarów Zagadnienia statystyki matematycznej
Model ekonometryczny z dwiema zmiennymi
ROZKŁAD NORMALNY 11 października 2017.
Test t-studenta dla pojedynczej próby
Zapis prezentacji:

Estymacja przedziałowa i korzystanie z tablic rozkładów statystycznych Cwiczenia 6 Estymacja przedziałowa i korzystanie z tablic rozkładów statystycznych

Przykład. Badania naukowe dowodzą, że rozkład wzrostu ludzi jest rozkładem normalnym o odchyleniu standardowym 20 cm. Badania poborowych z pewnej miejscowości (1000 osób) przyniosły wartość średniej wzrostu w tej grupie wynoszącą 176 cm. Zakładając, że obserwowany rozkład odzwierciedla własności rozkładu normalnego w całej populacji, oblicz 90 i 99 procentowy przedział ufności dla oszacowanej średniej. Wskazówka: Szukamy przedziału ufności 90 %i 99% dla średniej, w sytuacji gdy wiadomo: Rozkład normalny -Znana jest wartość odchylenia standardowego w badanej populacji - Średnia została określona z próby statystycznej Zastosuj wzór na przedział ufności dla wartości średniej w sytuacji gdy znane jest odchylenie standardowe rozkładu normalnego u wyznacza się z P{ |U| u}=   P{ –u<U< u}= 1– korzystając z tablic dystrybuanty N(0,1)

Dystrybuanta standardowego rozkładu normalnego F(u)= P{ U  u } , dla u<0 obliczaj używając F(u) =1 - F(-u) u=1.6+0.045 u=2.5+0.07 P0.95 P0.995

P{U>u}= /2 można obliczyć z dystrybuanty: F(u) = 1– /2 U = (X-m)/ . P{U>u}= /2 można obliczyć z dystrybuanty: F(u) = 1– /2 P{U<–u}= /2 P{U>u}= /2 P{|U| u}= 1– –u u

174.37<Xsr< 177.63 – przedział ufności 99% Rozwiązanie: Nie jest znana wartość średnia rozkładu, z którego pobrano próbkę (poborowi), lecz tylko odchylenie standardowe. Korzystamy zatem ze wzoru: Wyrażenie: Interesuje nas 90% przedział ufności, czyli 0.9=1- , skąd =0.1 i /2=0.05 Z tablic dystrybuanty rozkładu normalnego mamy dla F(u) = 1–/2=1- 0.05=0.95 odczytujemy u0.1 = 1.645 skąd 174.96<Xsr< 177.04 – przedział ufności 90% Dla przedziału 99%, 0.99=1- , skąd =0.01 oraz /2=0.005 Z tablic dystrybuanty F(u) =1-/2= 1– 0.005=0.995 odczytujemy u0.01 = 2.57 skąd 174.37<Xsr< 177.63 – przedział ufności 99%

Przykład. W przedsiębiorstwie wylosowano 16 osób w celu ustalenia średniej płacy na stanowisku robotniczym (dla stażu pracy 3 lata), a uzyskane wyniki badania statystycznego przedstawia tabela. Ile wynosi 95% przedział ufności średniej płacy na stanowisku robotniczym ze stażem 3-letnim w całym przedsiębiorstwie, jeśli wiadomo, że rozkład płacy jest rozkładem normalnym. Wskazówka: Szukamy przedziału ufności 95% dla średniej, w sytuacji gdy wiadomo: Rozkład normalny -Nie znane są a priori wartości ani odchylenia standardowego ani średniej w badanej populacji - Dysponujemy danymi z pobranej próby do określenia estymat parametrów rozkładu Zastosuj wzór na przedział ufności dla wartości średniej w sytuacji gdy nie znane sa parametry rozkładu, a tylko ich estymaty.

Rozwiązanie: Na początek wyznaczamy średnią z próby (tabela poniżej) Obliczona estymata średniej = 2056 Wyznaczamy również nieobciążona estymatę wariancji która wynosi s2 = 135536, stąd s=368.2 Nieznane są oba parametry rozkładu w populacji generalnej, tedy stosujemy przedział: gdzie t,n-1 wyznacza z tablic wartości krytycznych rozkładu t-Studenta dla n-1 stopni swobody.

Interpretacja graficzna k=n-1 –st. sw. /2 t(,k) /2 –t(,k) Liczbę t,n-1 odczytujemy z tabeli, dla k = n-1=16–1=15, oraz dla =1-0.95=0.05 (dla 95 % przedziału ufności) Obliczamy: 2056-196=1860 ; 2056+196=2252 95% przedział ufności średniej populacji wynosi [1860 ; 2252]

Wartości krytyczne t(a,k) rozkładu Studenta dla określonej liczby stopni swobody k i prawdopodobieństwa a=P{|t|t(a,k)} t (,k) /2 –t (,k)

Przykład. Wykonano pomiar czasu konwertorownia kamienia miedziowego w 144 szarżach. Otrzymano średni czas 4, zaś odchylenie standardowe próby wyniosło s=1.2 . Określ 95% i 90% przedział ufności dla średniego czasu konwertorownia.

Rozwiazanie. Ponieważ nie ma podstaw do założenia o normalności rozkładu, żaden parametr populacji generalnej nie jest znany, lecz tylko ich estymatory, stosujemy przedział ufności postaci (liczba eksperymentów w próbie badanej duża = 144 ) Z tablic dystrybuanty rozkładu normalnego mamy F(u) = 1– 0.05/2=0.975 u0.05=1.96 4-1.96*1.2/12<m< 4+1.96*1.2/12 3.80<m< 4.20 – przedział ufności 95% F(u) = 1– 0.1/2=0.95 u0.1 =1.645 3.84<m< 4.16 – przedział ufności 90%

Przykład. Dla 10 pomiarów wyznaczono wariancję z próby s2=0 Przykład. Dla 10 pomiarów wyznaczono wariancję z próby s2=0.053 Oszacuj 98% przedział ufności. Przedział ufności: Interpretacja geometryczna doboru wartości krytycznych w rozkładzie chi-kwadrat Obliczenia tablicowe 2(/2,k) 1- 2(1-/2,k) /2 Obliczamy /2 = (1-0.98)/2 = 0.01 oraz 1- /2=1-0.01=0.99 k=n-1=10-1=9 stopni swobody.

Odczytujemy z tablic dla 9 stopni swobody Dla /2 = 0.01 2kryt= 21.666 Dla 1- /2=0.99 2kryt= 2.088 Przedział ufności wariancji mamy zatem ((10-1)*0.053/21.666 ; (10-1)*0.053/2.088) = (0.022 ; 0.228)

Przykład. W Krakowie wylosowano 400 osób-palaczy aby w drodze wywiadu ustalić ich wydatki na zakup papierosów. Analiza próbki statystycznej dostarczyła estymator odchylenia standardowego w wysokości 500 zł/rok. Zakładając że rozkład wydatków wśród wszystkich palaczy jest rozkładem normalnym, zbudować 95% przedział ufności błędu standardowego w populacji palaczy.

Rozwiązanie. 1-=0.95 =0.05 1- /2=0.975 Z tabeli dystrybuanty rozkładu normalnego mamy u/2=1.96 Stąd po obliczeniach mamy: 500/(1+1.96/(2*400)1/2)=467.6 500/(1-1.96/(2*400)1/2)= 537.2 Przedział 95% ufności dla błędu standardowego (467.6 ; 537.2).