- •Понятие генеральной совокупности и выборки. Эмпирические аналоги параметров генеральной совокупности. Два взгляда на выборку. Вероятностные свойства выборочных характеристик.
- •Выборочные моменты. Вывести формулы, устанавливающие связь между центральными и начальными выборочными моментами для
- •6. Достаточность точечной оценки. Критерий факторизации. Доказать достаточность средней арифметической , используемой в качестве оценки параметра λ пуассоновского закона распределения .
- •8. Точные и асимптотические законы распределения выборочных характеристик. Вывести закон распределения в предположении, что выборка взята из нормальной генеральной совокупности х.
- •9. Вывести закон распределения ( ) в предположении, что выборки независимы и взяты из нормальных генеральных совокупностей х и у.
- •10. Доказать, что статистика имеет - распределение с (n-1) степенями свободы.
- •11. Доказать, что статистики и s2 , полученные по выборке из нормальной генеральной совокупности, независимы.
- •12. Случайная величина и статистики, имеющие -распределение. Их применение при оценивании параметров и проверке гипотез.
- •13. Случайная величина и статистики, имеющие t-распределение Стьюдента. Их применение в задачах оценивания параметров и проверке гипотез.
- •14. Случайная величина и статистики, имеющие f-распределение, и их применение в математической статистике.
- •16. Интервальные оценки для генеральной дисперсии, полученные по выборке из нормальной генеральной совокупности.
- •19. Проверка гипотез о значении генеральной средней, при известной и неизвестной генеральной дисперсии. Вычисление мощности критерия.
- •20. Проверка гипотез о равенстве генеральных средних двух нормальных генеральных совокупностей. ( это без лекций)
- •21. Проблема Беренса - Фишера. Сравнение математических ожиданий двух нормальных генеральных совокупностей, генеральные дисперсии которых неизвестны и не равны.
- •22. Проверка предположения, что две выборки объемом n1 и n2 взяты из одной нормальной генеральной совокупности.
- •23. Проверка гипотез о значении дисперсии генеральной совокупности. Вычисление мощности критерия (Без вывода мощности)
- •24. Проверка гипотез об однородности дисперсий ряда генеральных совокупностей. Критерии Бартлетта и Кохрана.
- •Проверка гипотезы однородности ряда вероятностей в случае биноминального распределения.
- •Проверка гипотезы однородности ряда вероятностей в случае полиномиального распределения.
- •27.Однофакторный дисперсионный анализ и его цель. Разложение общей вариации на составляющие. Общий вид модели.
- •28.Модель м1 однофакторного дисперсионного анализа. Проверка гипотезы о влиянии фактора а на результативный признак у. Вывести статистику критерия.
- •29. Модель м2 однофакторного дисперсионного анализа. Проверка гипотезы о влиянии фактора а на результативный признак у. Вывести статистику критерия.(нет)
- •30. Модель м1 однофакторного дисперсионного анализа. Проверка гипотезы относительно общего среднего. Вывести статистику критерия.
- •32. Модель м2 однофакторного дисперсионного анализа. Проверка гипотезы относительно общего среднего. Вывести статистику критерия.
- •33. Двухфакторный дисперсионный анализ и его цель. Разложение общей вариации на составляющие. Особенности моделей м1, м2 и смешанных.
13. Случайная величина и статистики, имеющие t-распределение Стьюдента. Их применение в задачах оценивания параметров и проверке гипотез.
Если z- нормированная нормальная СВ , а , причем z и U – независимые, тогда имеет распределение Стьюдента с степенями свободы ,
С его помощью можно вычислить доверительные интервалы , для m и статистические критерии проверки гипотез, касающихся неизвестного среднего статистической выборки из нормального распределения.
Если выборка из , то выборочная характеристика будет иметь распределение Стьюдента c
Доказательство:
; ; преобразуем T умножив и разделив его на
=
Применяется при построении доверительного интервала с заданной надежностью γ для генеральной средней µ при неизвестной генеральной дисперсии σ2.
Применяется при проверке гипотезы о значении генеральной средней µ при неизвестной дисперсии σ2 при нахождении границ критической области; при расчете мощности критерия.
Применяется при проверке гипотезы о равенстве генеральных средних двух нормальных совокупностей при неизвестных генеральных дисперсиях при нахождении границ критической области.
14. Случайная величина и статистики, имеющие f-распределение, и их применение в математической статистике.
Если и - независимые СВ, имеющие распределение с степенями свободы, то СВ имеет F-распределение ( ) при >
Если по данным двух независимых выборок объемом n1 и n2 из нормальных генеральных совокупностей, дисперсии которых равны, т.е , получены исправленные выборочные дисперсии: и , то статистика при > :Док:
, - взаимно независимые исправленные выборочные дисперсии одной и той же дисперсии. M( )=M( )
Применение: позволяет решить задачу сравнения генеральных дисперсий
Применение в дисперсионном анализе при проверке основной гипотезы (уровни фактора А не влияют на изменение результативного признака Y), при проверке гипотезы о значении генеральной средней комплекса (для моделей М1 и М2, однофакторный анализ), при проверке нулевой гипотезы об отсутствии влияния фактора А/В/АВ на результативный признак Y (для моделей М1, М2, С1, С2, двухфакторный анализ).
Применение для проверки гипотезы о равенстве двух генеральных совокупностей
15. Интервальные оценки для генеральной средней, полученной из нормальной совокупности, при известной и неизвестной генеральной дисперсии.
Интервальной оценкой ген. сов. называют интервал , отснос. кот. близкой к доверительной вероятности можно утверждать, что параметр находится внутри данного интервала. h= - - ширина доверительного интервала.
Интервальные оценки для генеральной средней:
При известной дисперсии Пусть из генер.совок Х N(μ;σ), взята выборка . Найдем с довер. вероят. интервалы для μ. Согласно теореме 1 => ,тогда T= N(0,1)
Определим такое значение , чтобы )=
Ф(t)-интегр.ф-я Лапласа При неизвестной дисперсии Согласно теореме 5, имеем T= , )= =1-St( ;
tα ↔ St ( tα; ν=n-1)=α, где tα – знач-е ф-ии Стьюдента,соответствующ. ν =n-1 степ.своб. и вер-ти α=1-γ. При n→∞ (n>30) t опред-ся для γ =Φ(t)