4сем / ПП_4_сем_pdf / ПП _11 _Оценки пар расп
.pdfкачестве оценки максимального правдоподобия параметра λ распределения Пуассона нужно взять выбороч-
ное среднее λ* = |
xB |
. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Случайная величина X распределена по показательному |
|||||||||||||||||||
закону с плотностью распределения |
|
f (x)= λe−λx |
(x ≥ 0) и |
||||||||||||||||
неизвестным параметром λ . Методом максимального |
|||||||||||||||||||
правдоподобия по выборке x1 ,x2 ,...,xn оценить значение |
|||||||||||||||||||
этого параметра. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
РЕШЕНИЕ: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Составим логарифмическую функцию правдоподобия: |
|
|
|||||||||||||||||
ln L(x1 ,x2 ,...,xn ;λ)=ln(λe−λx1 λe−λx2 ... λe−λxn |
)= |
|
|
|
|||||||||||||||
|
=ln(λne−λ∑xi )= nln λ −λ(∑xi ). |
|
|
|
|
|
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
d ln L |
|
|
n |
|
|
|
|
|
|||||
Уравнение правдоподобия: |
dλ |
|
= |
|
−(∑xi )= 0 , |
его ре- |
|||||||||||||
|
λ |
||||||||||||||||||
11.ПП |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(∑xi |
) −1 |
1 |
|
. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
= |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
xB |
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
∑xi |
|
|
|
|||||
Проверим выполнение достаточных условий экстрему- |
|||||||||||||||||||
ма: d 2 ln L = − |
n |
< 0 , т.е., λ = |
|
1 |
|
|
– точка максимума, |
и в |
|||||||||||
|
|
|
|
|
|||||||||||||||
dλ2 |
λ2 |
xB |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
качестве оценки максимального правдоподобия параметра λ показательного распределения нужно взять ве-
личину, обратную выборочному среднему, λ* = 1 , что xB
совпадает с оценкой, полученной методом моментов.
Случайная величина X распределена по нормальному
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
f (x) |
|
|
|
|
|
1 |
e− |
(x−a)2 |
|
закону с плотностью распределения |
= |
|
|
|
2σ2 и |
||||||||||||
|
σ |
2π |
||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
неизвестными параметрами a и σ . Методом максималь- |
|||||||||||||||||
ПП |
ного правдоподобия по выборке x1 ,x2 ,...,xn |
оценить значе- |
||||||||||||||||
ние этих параметров. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
11.№6. РЕШЕНИЕ: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
Составим логарифмическую функцию правдоподобия: |
|||||||||||||||||
|
ln L(x1 ,x2 ,...,xn ;a,σ ) = |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
1 |
e− |
(x1 −a)2 |
|
1 |
e− |
(x2 −a)2 |
1 |
|
e− |
(xn −a)2 |
|
|||||
|
=ln |
|
2σ2 |
|
2σ2 ... |
|
|
2σ2 |
= |
|||||||||
|
|
2π |
σ |
2π |
σ 2π |
|
|
|||||||||||
|
σ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
11
|
|
|
1 |
|
|
|
|
1 |
|
∑(xi −a)2 |
|
|
n |
ln ( |
2π )− |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
− |
|
|
|
|
|
∑(xi |
−a) |
2 |
||||||||||||||
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
||||||||||||||||||||
=ln |
|
|
|
|
|
|
|
e 2σ |
|
|
|
|
|
= −nlnσ − |
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
( |
2π ) |
n |
|
|
|
|
2 |
2σ |
2 |
|
|
|||||||||||||||
|
σ |
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Уравнения правдоподобия: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||
|
∂ln L |
|
∑xi |
−na |
|
|
|
∂ln L |
|
|
n |
|
∑(xi −a)2 |
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
∂a |
= |
|
|
|
σ |
2 |
|
|
= 0 |
, |
|
|
= − |
|
+ |
σ3 |
= 0 , |
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
∂σ |
σ |
|
|
|||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(∑xi ) |
|
|
|
|
|||||||||
их |
решение |
|
(критическая |
точка): a = |
|
= |
|
, |
||||||||||||||||||||
|
|
xB |
||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
n |
|||||||||||||||||||||||||
|
∑(xi −a)2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
σ2 = |
|
= D . |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
B |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Проверка выполнения достаточных условий экстремума показывает, что при этих значениях действительно достигается максимум функции правдоподобия.
ПП11.1. Интервальные оценки параметров распределения
Измерение массы 50 случайно отобранных после изго-
товления деталей дало X B* = 10 г. Есть основания полагать, что генеральная дисперсия σ2 = 0,09.
1)Определить с вероятностью P = 0,95 доверительные границы для средней массы деталей X во всей партии.
2)Определить при тех же условиях, с какой доверительной вероятностью можно гарантировать ошибку выборки, не превышающую 0,05.
3)Определить объем выборки, при котором указанная предельная ошибка ε = 0,05 гарантируется с вероятно-
стью P = 0,95.
РЕШЕНИЕ:
ПП1) На основании теоремы Ляпунова можно исходить из 11.№7. предположения о нормальном распределении массы де-
талей. Дано: n = 50, |
|
|
= 10 г, σ2 |
= 0,09 и P = 0,95. Из |
||
X B* |
||||||
равенства P = 2Ф(t )= 0,95 |
по таблицам функции Лапласа |
|||||
находим t = 1,96, откуда ε = |
tσ |
= |
1,96 0,3 = 0,083 . Таким |
|||
|
||||||
|
|
|
|
n |
50 |
образом, получаем, что с вероятностью 0,95 средняя масса содержится в промежутке [9,917; 10,083].
2) По величине ε = 0,05 вычисляем
t = |
ε |
|
n |
0,05 50 |
=1,1785 |
. По таблицам функции Ла- |
|
σ |
= |
0,3 |
|||
|
|
|
|
|
пласа P = 2Ф(1,1785)≈ 0,76 .
3) Из P = 0,95 находим t = 1,96, откуда
12
tσ 2 |
1,96 0,3 |
2 |
||||
n = |
ε |
|
= |
0,05 |
|
≈138,2976 ≈140 . |
|
|
|
|
|
Случайная величина Х имеет нормальное распределение. С надежностью γ = 0,95 найти доверительный интервал для оценки неизвестного математического ожидания a, если при объеме выборки n=36 получено Хв =24, s = 3.
РЕШЕНИЕ:
ПППо таблицам распределения Стьюдента при n = 36 и γ =
11.№8. |
0,95 |
находим |
|
tγ |
= |
2,03. |
Тогда точность |
оценки |
||||||||||
|
|
tγ s |
= |
2,03 3 |
=1,015 . |
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
n |
36 |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
Доверительный интервал для a |
|
|
|||||||||||||||
|
( |
|
в −1,015; |
|
в +1,015)= (22,985;25,015). |
|
||||||||||||
|
Х |
Х |
|
|||||||||||||||
|
Известно, что с.в. Х распределена нормально. По выбор- |
|||||||||||||||||
|
ке объема n = 25 найдено исправленное выборочное с.к.о. |
|||||||||||||||||
|
|
s = 0,8 . Найти |
доверительный |
интервал, покрывающий |
||||||||||||||
|
генеральное с.к.о. с надежностью 0,95. |
|
||||||||||||||||
|
РЕШЕНИЕ: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
1 способ. По таблице q = q (n,γ ) |
и данным n = 25 и γ = 0,95 |
||||||||||||||||
|
находим q = 0,32 . |
Искомый |
доверительный |
интервал |
||||||||||||||
|
(симметричный): |
|
|
|
|
s (1 −q)<σ < s (1+ q), |
||||||||||||
|
0,8 (1 −0,32)< σ < 0,8 (1+ 0,32) или 0,544 <σ <1,056 . |
|
||||||||||||||||
ПП |
2 способ. По |
γ = 0,95 |
находим α = 0,025 и критические |
|||||||||||||||
11.№9. |
точки для n = 25 : |
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
χ2кр(−) =13,12 , |
χ2кр(+) = 40,65 |
|
||||||
|
и интервал (несимметричный) для σ : |
|
||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
s n −1 |
<σ < |
|
s n −1 |
, |
0,625 <σ <1,113 . |
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
χ2 |
|
|
|
|
χ2 |
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
кр(+) |
|
|
кр(−) |
|
|
Заметим, что оба полученных доверительных интервала с вероятностью 0,95 покрывают неизвестное генеральное с.к.о. σ ; второй интервал, несимметричный относитель-
но s , несколько уже: 1,056 - 0,544 = 0,512; 1,113 - 0,625 = 0,488.
13