metody14

metody14



) - błąd standardowy szacunku, n - liczebność próby,

s(x) - odchylenie standardowe populacji generalnej, a gdy nie jest ono znane, można wprowadzić 6(x), ożyli odchylenie standardowe próby.

Przedziałowe szacowanie średniej opiera się na formule;


^ < X < 5 + ą

in


* -fi?)


(6.104.)


7^

Przykład. Z populacji o rozkładzie normalnym wylosowano 100 studentów - mężczyzn. Średnia ich waga wynosiła 70 kg. Odchylenie standardowe całej populacji wynosi s(x) * 12 kg. Należy oszacowaó średnią wagę studentów w oałej populacji.

Punkt owo;


1 - c<


x = 70


X = 70 t 1,2

Średnia waga całej populacji wynosi 70 kg z błędem - 1,2 kg. Przedziałowo przy założeniu c< =■ 0,01    1    = 2,58:

PwO - 2,58-    <X < 70 + 2,58-    * 1 - 0,01

N    -/lOO    -yl 00'

P (66,904 < X < 73,096) = 0,99

Z prawdopodobieństwem P = 0,99 stwierdzió można, że średnia waga całej populacji mieści się w granioach okołoj57-73 kg. Oszacujmy teraz dla tego samego przykładu średnią wagę przy zmienionym poziomie C<, a mianowicie o< = 0,10 i = 1,64:

P(68,032 < X< 71,968)= 0,90

Jak więc vddać, przedział ufności jest mniejszy, szacunek zatem dokładniejszy, sile jego pewność (prawdopodobieństwo) mniejsza.

Obliczanie błędu d(x) na podstawie wzoru 6.103. Jest właściwe dla tzw. losowania niezależnego ;(tzn.po wylosowaniu element wraca do zbiorowości — w ten sposób każdy element ma zawsze takie same szanse

wylosowania). Ponieważ najczęściej mamy do czynienia z__losowa.nl em

zależnym (tzn. po wylosowaniu element nie wraca do zbiorowości, zwiększając w ten sposób szanse wylosowania pozostałym elementom), podany sposób obliczenia d(x ) należy nieco zmodyfikować. Dla^prób zależnych zatem


S(X) /N - n

yf T~


(6.105.)


lub dla dużej liczebności populacji generalnej


ECO = ^    “    (6.106.)

Yn »

Opisany sposób szacowania średniej jest właśoiwy populacji o rozkładzie normalnym (lub zbliżonym), przy znanym s(x) i dużej lub małej próby - dla dużej próby zamiast s(x) może być 6(x). Gdy mamy do czynienia z rozkładem normalnym, ale małą próbą (n^ś 30) i - co najczęściej ma miejsce - nie znanym odchyleniem standardowym całej populacji, wówczas musimy wykorzystać rozkład t-St_udenta. Przedział ufności dla średniej arytmetycznej populacji szacujemy wówczas:

1 -oC


(6.107.)

gdzie:

- odczytana z tablic wartość t-Studenta dla danego' poziomu (X i dla n - 1 stopni swobody,

6(x) - odchylenie standardowe próby.

standardowy


(6.108.)


Przy szacowaniu tym sposobem średniej punktowo błąd szacunku oblicza się ze wzoru:

d(x) = -Sil

4^-


Wyszukiwarka

Podobne podstrony:
metody14 D(x) - błąd standardowy szacunku, n - liczebność prćby, s(x) - odchylenie standardowe popu
lab4 117 Dysponujemy małymi próbami i nie znamy odchyleń standardowych populacji generalnych, więc
Rozkład średniej arytmetycznej z próby *=*P‘ . Cecha X w populacji generalnej ma rozkład N(p.o). o z
PRZEDZIAŁ UFNOŚCI DLA ODCHYLENIA STANDARDOWEGO Jeżeli liczebność próby jest duża (n > 30) wzór na
CCF20100515008 257. 258. 259. 260. 261. 262. Błąd standardowy Odchylenie standardowejty y = IM
ZJAZD 3 Populacje i próby danych. Estymacja parametrów - błąd standardowy, przedziały ufności Skopiu
Przedzial ufnosci N=6 pomiarów Błąd standardowy z próby: 5 _ 0,0034n yfe = 0,001 Liczba stopni swobo
BadaniaMarketKaczmarczyk6 Odległość, jaką wyznacza standardowy błąd średniej z próby (a( 7)) od śre
u = gdzie: . sii si to średnie z prób, . Si, s2 to odchylenia standardowe z populacji, . n,, n2 to l
stat Pageh resize 68 4.5 Metody doboru próby Odpowiednia liczebność próby n wyznaczana jest na pods
APMG-InternationalOBASHI V.OBASHIKomunikacja między biznesem, a IT. Metodyka, notacja, standard i
DSC00224 (4) pn Współczynniki Przecięcie -4,5 Zmienna X 1 8 Błąd standardowy ii L tStat Q
CAM00124 Regresja liniowa - błąd standardowy pomiaru fco wyprowadzeniu funkcji łfniowej, każdemu X m
CAM00125 N£? Regresja liniowa - błąd standardowy pomiaruy * 0,2x 4 7 ssttssiM, Bifi *•#»
CAM00126 Regresja liniowa — błąd standardowy pomiaru y = Q,2x + 7 fi = 0,2 * 120 + 7 — 0,2 f 135 + 7

więcej podobnych podstron