Документ 856229

Теория вероятностей и математическая статистика
Лекция 5
3.3. Методы теории оценивания
В теории оценивания предполагается, что закон распределения
генеральной совокупности известен, и требуется оценить неизвестный
параметр распределения. Эта оценка осуществляется на основании выборки с
помощью некоторой функции, называемой оценкой. Основной задачей в
теории оценивания является выбор оценки, позволяющий с достаточно высокой
точностью и достоверностью оценить значение неизвестного параметра.
Существуют точечный и доверительный методы оценивания.
3.3.1. Точечные оценки и их свойства
Точечной оценкой параметра  называется функция выборки
   x1, xn  . Точечная оценка является функцией случайных величин и
поэтому сама является случайной величиной.
Оценка называется несмещенной, если______________________________
____________________________________________________________________
Смещением оценки называется____________________________________
Если bn    0, n   , то оценка называется асимптотически несмещенной.
~
~

Оценка  x1,, xn  называется эффективной в классе оценок, если
____________________________________________________________________
Эффективностью оценки называется отношение:

D   x ,  , xn 
eff  x1 , , xn   ~ 1
.
D  x1 , , xn 
~
Если eff  x1 ,, xn   1, n   , то оценка называется асимптотически
эффективной.
Оценка называется слабо состоятельной, если______________________
____________________________________________________________________
Оценка называется сильно состоятельной, если_____________________
____________________________________________________________________
~
Метод подстановок (эмпирический метод)
Этот метод оценивания состоит в том, что___________________________
____________________________________________________________________
Например, оценкой для функции распределения генеральной совокупности
F  x  будет эмпирическая функция распределения Fn  x  , для математического
ожидания M – выборочное среднее x , для дисперсии D – выборочная
дисперсия s 2 .
Теорема. Если генеральная совокупность  с неизвестной функцией
распределения имеет математическое ожидание M   , то выборочное
среднее x как оценка параметра  , является несмещенной, состоятельной и в
1
Теория вероятностей и математическая статистика
Лекция 5
классе линейных несмещенных оценок эффективной оценкой для
математического ожидания генеральной совокупности.
Заметим, что не всегда эмпирический метод оценивания дает хорошую
оценку. Например, выборочная дисперсия s 2 является смещенной оценкой.
1
1
Действительно,
Смещение
Ms 2  D  D .
bn  D  0, n   ,
n
n
следовательно, это асимптотически несмещенная оценка. Эту оценку легко
поправить так, чтобы она стала несмещенной, взяв
1 n
2
~
s 2  D .
s 
mi xi  x 2 , M~

n  1 i 1
Выборочная дисперсия s 2 является состоятельной оценкой дисперсии
генеральной совокупности.
Метод моментов
Метод моментов является самым простым общим методом нахождения
оценок параметров распределения. Идея этого метода______________________
____________________________________________________________________
Теоретическим моментом i -го порядка называется функция
____________________________________________________________________
Эмпирическим моментом i -го порядка называется функция
____________________________________________________________________
Если распределение зависит от k параметров, тогда рассматриваем k
первых теоретических моментов данного распределения.
 m1  M 1  f1 1 ,  k ,

2
m2  M  f 2 1 ,  k ,



k
m  M  f  ,  .
k 1
k
 k
Предположим, что система разрешима относительно параметров:
 1  g1 m1 ,  mk ,
  g m ,  m ,
 2
2 1
k




 k  g k m1 ,  mk .
По выборке вычисляем эмпирические моменты:
2
Теория вероятностей и математическая статистика
Лекция 5
Подставляем эмпирические моменты вместо теоретических и получаем
оценки неизвестных параметров:
~
1 
~
 2 


~k 
Метод максимального правдоподобия
Функцией правдоподобия называется функция, зависящая от выборки и
неизвестного параметра  :
 P x1 ,      P xn ,    в дискретном случае,
L x1 , , xn ,    
 p x1 ,      p xn ,    в непрерывном случае.
Оценкой максимального правдоподобия называется решение уравнения
правдоподобия

~
~ ln L   0,

обращающее в максимум функцию правдоподобия.
Логарифмической функцией правдоподобия называется функция:

ln L x1 ,  , xn ,   .
Эти функции достигают максимума при одном и том же значении  .
Поэтому вместо отыскания максимума функции L можно искать максимум
функции ln L , что удобнее.
Основным недостатком точечного метода оценивания является малая
достоверность полученных решений.
3.3.2. Доверительное (интервальное) оценивание
Пусть  – оцениваемый параметр изучаемой случайной величины, для
которой получена выборка. Нужно построить некоторую область, которая с
вероятностью не меньше, чем  содержит неизвестное значение параметра.
Если  одномерный параметр, что область ищется в виде интервала.
~ ~
Интервал 1 ,  2 называется доверительным для параметра  с уровнем
доверия  0    1 , если _____________________________________________
____________________________________________________________________
~
~
Концы 1 и  2 доверительного интервала называются доверительными
границами для оцениваемого параметра  .
Наикратчайшим доверительным интервалом с уровнем доверия 
называется интервал, обладающий свойствами:
~
~
P 1  x1 , , xn      2  x1 , , xn    ;
~
~
 2  x1 ,, xn   1  x1 ,, xn   min .




3
Теория вероятностей и математическая статистика
Лекция 5
С ростом объема выборки математическое ожидание длины
доверительного интервала стремится к нулю.
Рассмотрим доверительное оценивание параметров нормальных выборок.
1. Доверительным интервалом с доверительной вероятностью  для
математического ожидания нормально распределенной случайной величины (а)
при известном среднеквадратическом отклонении  является интервал:

 

, x  t
 x  t
,
n
n

где x – выборочное среднее, а t – решение уравнения 2t    .
2. Доверительным интервалом с доверительной вероятностью  для
математического ожидания a нормально распределенной случайной величины
с неизвестным среднеквадратическим отклонением является интервал
~
~
s
s 

x

t
,
x

t

,


n
n


~
где s – исправление выборочное среднеквадратическое отклонение, t –
решение уравнения 2Sn 1 t    , S n 1 t  – функция распределения Стьюдента.
3.4. Проверка статистических гипотез
Пусть  x1 , , xn   R n – независимая выборка, соответствующая
неизвестной функции распределения F t  . Статистической гипотезой H
называется___________________________________________________________
____________________________________________________________________
Простой гипотезой называют предположение, состоящее в том, что
неизвестная функция F t  отвечает некоторому совершенно конкретному
вероятностному распределению.
Сложной гипотезой называют предположение о том, что неизвестная
функция F t  принадлежит некоторому множеству распределений, состоящему
из более, чем одного элемента.
Проверить статистическую гипотезу H — это значит,_________________
____________________________________________________________________
Таким образом, в пространстве R n выделяется область критических
значений V , где гипотеза H отвергается.
Рассмотрим этапы проверки гипотезы.
Этап I. Имеется только независимая выборка  x1 , , xn  .
____________________________________________________________________
____________________________________________________________________
____________________________________________________________________
Два следующих события являются противоположными: 1) по выборке
будет принято решение о справедливости для данной генеральной
совокупности гипотезы H , и 2) по выборке будет принято решение о
справедливости для данной генералы ой совокупности гипотезы H .
4
Теория вероятностей и математическая статистика
Лекция 5
Этап II. ________________________________________________________
При принятии гипотез возможны ошибки.
Ошибка I рода — _______________________________________________
В силу случайной природы наблюдаемых данных возможна ситуация
x1,, xn  V , в то время, когда гипотеза H справедлива. Однако, согласно
критерию, в этом случае верная гипотеза H будет отвергнута, т.е. будет
допущена ошибка. В случае простой гипотезы H вероятность попасть в
критическую область, при условии, что гипотеза верна равна
PH  x1 , , xn  V    .
Эта вероятность называется уровнем значимости статистического
критерия.
Ошибка II рода — ______________________________________________
В случае простой гипотезы H вероятность попасть в область допустимых
значений, при условии, что гипотеза не верна, равна
1  PH x1,, xn V .
Принципиально нельзя достичь безошибочных решений. Если уменьшаем
вероятность ошибок I рода (уменьшаем область V ), то растет вероятность
ошибок II рода.
____________________________________________________________________
____________________________________________________________________
При выборе критической области V фиксируется вероятность
совершения ошибки I рода:
PH  x1 , , xn  V    .
При этом минимизируется вероятность совершения ошибки II рода:
PH x1,, xn V   max .
Этап III. Для проверки статистических гипотез используется подход,
основанный на выборе критической области V  R n :
____________________________________________________________________
____________________________________________________________________
____________________________________________________________________
____________________________________________________________________
Такое решающее правило называется критерием, основанным на
критическом множестве V .
Критерии согласия
Критериями согласия____________________________________________
____________________________________________________________________
Пусть одномерная случайная величина  имеет распределение F  x  .
Выдвигается гипотеза H о законе распределения. Нужно построить критерий,
который на основании выборки  x1 , , xn  позволят принять решение о законе
распределения генеральной совокупности.
5
Теория вероятностей и математическая статистика
Лекция 5
На основании выборки можно найти эмпирическую функцию
распределения. Известно, что с ростом объема выборки эмпирическая функция
распределения сходится к теоретической функции распределения равномерно
по x почти наверное. Следовательно,
1)______________________________________________________________
____________________________________________________________________
____________________________________________________________________
____________________________________________________________________
2)_____________________________________________________________
____________________________________________________________________
____________________________________________________________________
____________________________________________________________________
3)_____________________________________________________________
____________________________________________________________________
Критерий Колмогорова
1)
Определяем отклонение между теоретическим и эмпирическим
распределениями:
____________________________________________________________________
2)
Теорема Колмогорова: если функция распределения генеральной
совокупности F  x  – непрерывная, то при n   закон распределения
характеристики _________________________ есть распределение Колмогорова.
3)
По заданному  или  по таблице распределения Колмогорова
отыскивается критическое значение   . По выборке определяем значение
случайной величины z n и сравниваем его с   . Если отклонение существенно,
т.е. z n    , то гипотеза отвергается; если z n    , то гипотеза принимается.
 
Критерий Пирсона  2
Осуществляется разбиение выборочного пространства. Обозначим pi –
теоретические вероятностные меры элементов разбиения. Разбиения должны
m
быть такими, что pi  0 . Тогда частоты i эмпирические вероятностные меры
n
элементов разбиения.
1)
Определяем отклонение между теоретическим и эмпирическим
распределениями:
____________________________________________________________________
2) Теорема Пирсона. При n   закон распределения характеристики
есть распределение  r21 .
3)
По заданному  или  по таблице распределения  к21
отыскивается критическое значение   . По выборке определяем значение
случайной величины X 2 и сравниваем его с   . Если отклонение существенно,
т.е. X 2    , то гипотеза отвергается; если X 2    , то гипотеза принимается.
6