v0.5.7.final / Тема 2
.pdf1 Тема 02
Тема 02. Построение: строение эмпирическихэмпирическихстат стических моделейстатистическихХТП моделей ХТП
§1. Основные понятия теории вероятностей и математической статистики
Вероятность события |
pi P(X xi ) m / n |
|
|
|
0 P 1 |
|
n |
1 |
Суммарная вероятность |
pi |
|
|
|
i 1
распределена некоторым образом между отдельными значениями xi
x1 x2 x3 ... xn p1 p2 p3 ... pn
РХТУ им. Д.И. Менделеева |
Кафедра информатики и компьютерного моделирования |
2 Тема 02: Построение эмпирических статистических моделей ХТП
Соотношение, устанавливающее связь между возможными значениями случайной величины и соответствующими им вероятностям, называется законом распределения вероятностей случайной величины.
Функция распределения непрерывной случайной величины
F(x) P(X x) P( X x)
Нормальное распределение
|
|
1 |
|
x |
|
|
|
2 |
2 |
||
F (x) |
|
|
|
e( x mX ) |
/(2σ X ) dx |
|
|
|
|||
2 |
|||||
|
|
2πσ X |
|
|
|
РХТУ им. Д.И. Менделеева |
Кафедра информатики и компьютерного моделирования |
3 Тема 02: Построение эмпирических статистических моделей ХТП
Для дискретных случайных величин, так же как и для непрерывных, вводится
функция распределения дискретной случайной величины
|
|
n |
|
|||
F (x) P( X x) p(xi ), |
xn x |
|||||
|
|
i 1 |
|
|||
|
|
F x |
|
|||
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1
2
x
РХТУ им. Д.И. Менделеева |
Кафедра информатики и компьютерного моделирования |
4 Тема 02: Построение эмпирических статистических моделей ХТП
Вместо функции плотности распределения иногда используется распределение вероятностей дискретной случайной величины
p x
1
2
x
РХТУ им. Д.И. Менделеева |
Кафедра информатики и компьютерного моделирования |
5 Тема 02: Построение эмпирических статистических моделей ХТП
Случайные величины определяют с помощью числовых характеристик, выражающих особенности случайных величин
Математическое ожидание - характеризует центр рассеяния случайной
величины |
n |
|
|
|
pi |
|
|
|
|
|
|
|
xi |
- если Х дискретна |
|
|
i 1 |
|
|
mX |
M [ X ] |
|
|
|
|
|
|
|
xf (x)dx - если Х непрерывна |
||
|
|
|
|
РХТУ им. Д.И. Менделеева |
Кафедра информатики и компьютерного моделирования |
6 Тема 02: Построение эмпирических статистических моделей ХТП
Дисперсия - характеризует разброс значений случайной величины относительно
еецентра (математического ожидания)
σ2X M[(X mX )2 ]
|
n |
mX |
)2 pi |
- если Х дискретна |
||
|
|
|||||
|
( X i |
|||||
σ2X |
i 1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
f (x)dx |
|
|
|
(x mX ) |
|
- если Х непрерывна |
|||
|
|
|
|
|
|
РХТУ им. Д.И. Менделеева |
Кафедра информатики и компьютерного моделирования |
7 Тема 02: Построение эмпирических статистических моделей ХТП
Выборочный метод
По выборке могут быть рассчитаны выборочные статистические характеристики, которые являются оценками соответствующих генеральных параметров.
Оценки математического ожидания (выборочного среднего):
|
|
|
|
n |
|
ˆ |
x |
* |
|||
mX |
|
|
xi |
pi |
|
|
|
|
|
i 1 |
|
Оценки дисперсии:
n
σˆ 2X DX (xi* x)2 pi i 1
РХТУ им. Д.И. Менделеева |
Кафедра информатики и компьютерного моделирования |
8 Тема 02: Построение эмпирических статистических моделей ХТП
Пример. Дана выборка объема n = 50 со следующей таблицей распределения:
|
|
|
|
|
xi |
1 |
2 |
3 |
4 |
|
||||
|
|
|
|
|
ni |
20 |
15 |
10 |
5 |
|
||||
|
|
|
|
|
Найти выборочное среднее и выборочную дисперсию.
|
|
ni /n |
Решение. Учитывая, что |
pi |
|
|
|
получаем формулу для расчета выборочного среднего:
|
n |
|
|
|
|
|
ni xi |
x |
20 1 15 2 10 3 5 4 |
2 |
|
x |
i 1 |
||||
20 15 10 5 |
|||||
n |
|||||
|
|
|
Вычисляем оценку выборочной дисперсии :
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ni (xi |
x)2 |
20(1 2) |
2 |
15(2 |
2) |
2 |
10(3 |
2) |
2 |
5(4 |
2) |
2 |
|
|
DX |
|
i 1 |
|
DX |
|
|
|
|
1 |
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
n |
|
|
|
|
|
50 |
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
РХТУ им. Д.И. Менделеева |
Кафедра информатики и компьютерного моделирования |
9 Тема 02: Построение эмпирических статистических моделей ХТП
Оценки параметров распределения случайной величины
Понятие интервальной оценки связано с понятием доверительной вероятности и доверительного интервала.
Доверительной вероятностью β |
называется вероятность того, что истинное |
значение оцениваемого параметра |
θ заключено в интервале |
ˆ |
ˆ |
β P(θ |
εβ θ θ εβ ) |
ˆ |
и |
ˆ |
называются |
Границы этого интервала θ εβ |
θ εβ |
доверительными границами, а сам интервал – доверительным интервалом.
Для определения границ доверительного интервала необходимо найти точечную
оценку параметра θ и точность этой оценки εβ , т.е. разброс оценки |
ˆ |
θ |
|
вокруг истинного значения параметра θ . |
|
РХТУ им. Д.И. Менделеева |
Кафедра информатики и компьютерного моделирования |
10 Тема 02: Построение эмпирических статистических моделей ХТП
Распределение Стьюдента (малые объемы выборок)
Закон распределения Стьюдента используется, когда значения оценок x и σ X определяются по выборкам, объем которых n < 50.
Случайная величина t – распределения Стьюдента определяется:
|
x m |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
t |
|
|
|
|
n |
2 |
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
X |
|
n |
|
|
(xi x) |
|
(n 1) |
|
|
SX |
|
|
SX |
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
i 1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Число степеней свободы выборки объемом n обозначается νи определяется как
ν n 1
Выражение, определяющее доверительный интервал для малых выборок:
n |
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
xi |
|
S |
|
|
|
|
|
xi |
|
S |
|
|
i 1 |
t ν |
X |
|
m |
|
|
i 1 |
t ν |
X |
|
||
|
|
|
|
X |
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|||||||||
n |
1 p / 2 |
|
n |
|
n |
1 p / 2 |
n |
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
РХТУ им. Д.И. Менделеева |
Кафедра информатики и компьютерного моделирования |