55591 statystyka skrypt58

55591 statystyka skrypt58



(5.7)


(P - b)r ZrZ0 - b) <m s2 f,

gdzie:

s* = S(b)(n - m) 1 - estymator wariancji o2.

Jeżeli lineary/acja zależności nie daje dobrego przybliżenia zależności rzeczywistej, wtedy powyższa elipsoida nie będzie prawdziwym obszarem ufności. Dokładny obszar ufności można określić przez wyznaczenie położenia stałych wartości S(b) ■ const. lecz wtedy nie można dokładnie określić wartości prawdopodobieństwa, ponieważ nic jest znany dokładny rozkład wektora estymatorów b. Najczęściej przyjmuje się, że linearyzacja stanowi dość dobre przybliżenie modelu nieliniowego i wtedy analizę statystyczną wyestymowanej zależności wykonuje się, wykorzystując sposoby analizy regresji liniowej. Wtedy test statystyczny do weryfikacji hipotezy o nieistotności współczynników p (H©: J3p-0, p"l, 2,.... m)

może być oparty na statystyce tp = ^L_g, która przy założeniu, że hipoteza zerowa jest

prawdziwa, ma graniczny rozkład i Studenta o (n-m) stopniach swobody. Miarą stopnia dopasowania zależności regresyjnej do danych doświadczalnych będzie współczynnik determinacji R2, zdefiniowany i interpretowany podobnie jak dla regresji liniowej.

5.3. Estymacja współczynników modeli nieliniowych

Układ równań (5.4) najczęściej nie ma rozwiązania analitycznego. Dlatego też rozwiązania poszukuje się za pomocą metod iteracyjnych. Wybierając wektor b© jako wektor startowy, dąży się do tego, aby otrzymać ciąg ocen (b©,    b(% b/./,...) spełniający dla każdego

/ warunek:

S(b/+I) < S(b,).    (5.8)

Polega to na korygowaniu kolejnych przybliżeń ocen współczynników o pewien wektor:

spełniający warunek:


v,*Adłt

S(b,+X d/) < S(b/X


(5-9)

(5.10)


gdzie X jest liczbą określającą długość kroku, a d, jest wektorem określającym kierunek poszukiwań. Poszukuje się zatem takiego kierunku wyznaczonego przez wektor dr, aby funkcja 5(b, X6,) była funkcją malejącą względem X. Pochodna funkcji kryterium:

c[S(b. -^.d,)j r dS ypfb,-r^d.)j dx "LabrJ [ &x I

musi być wobec tego mniejsza od zera:

Oznaczając gradient funkcji —— = g,, warunek (5.11) przyjmie posiać:

oh.

&rdr<0.    (5.12)

67


Wyszukiwarka

Podobne podstrony:
DSC36 gdzie, estymator wariancji /. próby o liczebności n ma postać:1
statystyka skrypt13 wariancja z próby s2, określona wzorem (1.2). Ten estymator jest też zgodny, ni
statystyka skrypt13 wariancja z próby s2, określona wzorem (1.2). Ten estymator jest też zgodny, ni
40063 statystyka skrypt57 gdzie: b ■ [6,,b......A., ]r - wektor estymatorów współczynników p, *. my
statystyka skrypt11 L STATYSTYKA OPISOWA. ESTYMACJA PARAMETRÓW ZMIENNEJLOSOWEJ1.1. Cel ćwiczenia Ce
statystyka skrypt56 5. REGRESJA NIELINIOWA5.1. Cel ćwiczenia Celem ćwiczenia jest zapoznanie się z
statystyka skrypt62 4.3. Regresja jednej zmiennej niezależnej 4.3.1. Opis metody Powszechnie stosow
statystyka skrypt72 funkcji straty (np. 1K* 37), wskazuje to na rozbieżność procesu estymacji i wów
statystyka skrypt84 Tabela 4! Tabela analizy wariancji dla zależności regresyjnej Źródło zmiennoś
statystyka skrypt59 Definiując woktor d/ jako: d,»-Pfg„    (5.13) gdzie Pi jesl dowo
18413 statystyka skrypt40 gdzie ą jest składnikiem losowym o wartości oczekiwanej zero, nazywanym t
Estymator wariancji czyli statystyka a intuicja, albo jak wnioskować Ed*jrd R-ewcdj AGH OoT 02X>2
statystyka skrypt36 • Test Lnrne a jednorodności wariancji - test t opiera się na założeniu, że war

więcej podobnych podstron