книги из ГПНТБ / Соболь И.М. Численные методы Монте-Карло
.pdf148 |
' ВЫЧИСЛЕНИЕ ИНТЕГРАЛОВ (СЛОЖНЫЕ ОЦЕНКИ) |
[ГЛ. 4 |
|
Легко проверить, что ■ф(Я) ортогональна |
ко всем |
срДГ) |
|
и нормирована: |
|
|
|
аfі|з2 (P)dP = 1; оJ ф (P) cp/ (P) dP = 0, |
0 < j < |
m. |
|
Если |
й = 0, то представление (31) также |
справедливо: |
в качестве г))(Я) можно выбрать любую нормированную функцию, ортогональную ко всем ср,(Р), О ^ /^ /п .
Подставив (31) в (24), получим, что
т
Wf = V qWФ/ + aWф = с01ЕФо -|- aW*.
i=o 1
С помощью последней формулы нетрудно вычислить ма тематическое ожидание оценки (27):
М0 [/] = J ( W i l W J p d T = |
^ |
J |
W[W<pdT = |
||||||
|
в+ |
|
J WßV%dT |
в+ |
|
|
|
||
|
1 |
|
со |
|
|
+ |
|||
|
- (Ш+ 1)! |
(пі + 1)! вf WIßT |
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
(m+ |
1)1 I |
W^W^dT. |
Из |
последних |
двух |
интегралов первый |
равен (т-)-1)! |
|||||
по лемме 1, а второй равен нулю по лемме 2. |
Таким об |
||||||||
разом, M (0[f])=co, что равносильно |
(29). |
|
|||||||
|
Перейдем к вычислению дисперсии: |
|
|
||||||
|
М(0[/])2= |
J W f l W ^ p d T - r ^ T T ü |
J W)dT = |
||||||
|
|
в+ |
|
|
|
|
|
в+ |
|
|
= (^Т Т )-і |
] W |
l + 2acüW ^ W ^ a W l ] d T = |
||||||
|
|
в+ |
|
|
|
|
|
|
|
|
= (STIK S < |
äT + STT>i I |
|
|
+ |
||||
|
|
ß |
|
|
|
ß |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
+ Й Т І )1 |
1 V id T - |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
B + |
Так как здесь |
j" |
W%dT |
Г |
d T = (m + 1)!— по той |
|||||
|
|
в+ |
|
в |
|
|
|
|
|
же |
лемме 1, то |
M(6 [/])2^ С о + а 2, |
откуда |
вытекает |
§ 21 |
СЛУЧАЙНЫЕ КВАДРАТУРНЫЕ ФОРМУЛЫ |
149 |
неравенство, |
равносильное (30): |
|
|
D0 I/] = М (0[/])2 — с 5 < а 2. |
|
Впервые эта теорема была доказана в [34], а уточ нение к ней — в [32]. Из доказательства видно, что знак
равенства в (30) реализуется тогда и |
только тогда, |
когда |
|
I W\dT = 0. |
(32) |
Bq |
|
Это условие будет выполнено для любых функций f(P),
если объем |
В0 |
(п (/п+1)-мерный) |
равен |
нулю. |
Иными |
|||
словами, если |
— 0 только |
на |
многообразных |
мень |
||||
шего числа |
измерений, чем |
п{т~\-1), |
как, |
например, |
||||
Pq= P\ и т. п. |
(32) |
не будет выполнено |
для |
некоторых |
||||
Равенство |
||||||||
функций f(P), |
если |
функции |
сро(Р), • • • |
, срт{Р) |
линей |
но зависимы в какой-то области G'crG с положительным
«-мерным объемом: в этом случае \Ѵф„ = 0 в области |
||
G'X- |
• |
-XG7 с положительным п (ш + 1)-мерным объе |
мом, |
и |
объем В0 положителен. |
Легко показать, что оба эти случая возможны. В самом деле, пусть G — интервал 0 < х < 1 , т — 1, так что В — квадрат { 0 < лг0< 1,
0 < л 'і< I}. Если выбрать фо(-Ѵ') = 1, фі(х) = / 3 ( 1 —2 х ),т о
1 |
/ з (1 — 2.ѵ0) |
1%, (А"01А*і) • 11 |
2 / 3 ( х 0 — дц) |
/ 3 ( 1 - 2 n) |
и множество В0 состоит из точек, расположенных на диагонали Хо=Хі
квадрата В. Если выбрать |
Фо(*) = 1, ф і(*) = sgn |
(Ѵа — х), то |
легко |
||||
вычислить, |
что |
|
|
|
|
|
|
|
|
/ РіGo. *i)= |
Фі М |
Фі (*і) — Фі (х0) |
|
||
|
|
= |
|
||||
|
|
|
|
Фі Ш |
|
|
|
и Ц7 (Хо, |
* 0 = 0 в |
двух |
четвертях |
{0 < * о < ’/2, 0<ЛГ|< |
'/2} и |
||
{ ‘/а < х 0< 1 , |
V * s£ * i< l} квадрата В*). |
|
|
|
|||
Верхняя |
граница |
(30) |
для дисперсии D 0[f] |
имеет простой гео |
метрический смысл: она равна квадрату расстояния (в метрике пространства Li) от функции ҢР) до линейного подпространства,
определяемого функциями ф0(Л), . . . , фт (Л).
*) В качестве фі(х) в этом примере использована вторая функ ция системы Хаара [82].
ISO ВЫЧИСЛЕНИЕ ИНТЕГРАЛОВ (СЛОЖНЫЕ ОЦЕНКИ) [ГЛ. 4
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
П р и м е р . |
Рассмотрим |
интеграл / |
= [ |
f(x)dx. |
Пусть т = 1 и |
|||||||||
заданы |
две |
ортоиормпрованные |
|
о |
|
(р0(.ѵ )= 1, |
фі (д-) = |
|||||||
функции: |
||||||||||||||
= УЗ(1 — 2х). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Обозначим через і |
и г| две случайные точки (вместо Q (0> |
и Q ^ ) |
||||||||||||
и вычислим определители, входящие в (27): |
|
|
|
|
|
|||||||||
W, = |
f (6) Фі (л) - |
/ (11) Фі (ё) = |
Ѵ з и (I) (1 - |
2)1) - |
/ |
(11) (1 - |
26)], |
|||||||
И'/ гр0 = |
Фо (I) Фі (11) — Фо (ч)Фі (6) |
= |
2 у ъ |
(6 — 1.1). |
|
|
|
|||||||
Из (27) |
и (29) вытекает оценка интеграла I : |
|
|
|
|
|||||||||
|
|
О[!] = |
2 - 1 (6 - |
I))“ |
1 [(1 - |
2іі) f (І) |
- |
(1 - |
2 |) |
f (11)], |
|
|||
где 6 и 1) имеют совместную плотность распределения |
|
|
||||||||||||
|
|
РііП{х, у) = 3(х — у)2, |
0 < |
л-, у < \ . |
|
(33) |
||||||||
Для |
расчета интеграла / |
= |
jexdx по десяти значениям подынтег- |
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
o' |
|
|
|
|
|
|
|
|
ральнои функции запишем оценку |
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
4 , ( і - г , і , ) е8‘ - ( і - г ; , ) Л |
|
(34) |
||||||||
|
|
W 1=1 |
|
2 (ё£ - |
11«) |
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
Дисперсия этой оценки, согласно (30) , |
где |
имеет место знак равен- |
||||||||||||
ства, |
есть |
|
|
|
|
|
|
|
I |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(1 — 2x)dx |
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
- |
3 |
[ |
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
б |
|
|
|
|
|
|
= |
0,2 |
{0,5 (е3 — 1) — (е— I)2 — 3(3 — е)2} = 0 ,0 0 0 7 8 8 . |
Уменьшение дисперсии по сравнению с простейшим методом весьма значительное.
Так как р - п (х, i/)s=:6, то удобно находить значения 6 и т) мето
дом Неймана |
(п. 5.3 гл. 2): |
выбираем три случайных числа у £, у £, |
у £ |
||||
и проверяем |
условие у £ < |
( у £— у £) 2 . Если |
оно выполнено, |
то |
|||
іі = Уі , |
Чі = |
У,-- Эффективность отбора э = '/о . |
Пример |
расчета |
по |
||
формуле |
(34) |
приведен в табл. 1. Результат этого расчета |
Ѳ10= |
1,731. |
|||
2.4. Замечания. «Методу п. 2.3 посвящено |
несколько |
работ |
[20, |
||||
31, 137]. |
Исследователей привлекает большая |
общность |
метода |
и |
значительное уменьшение дисперсии. Однако он имеет и свои недо статки. Во-первых, пока нет удобных и достаточно общих приемов
для разыгрывания точек |
с плотностью (28) *). |
Во-вто- |
||
*) Если известна верхняя граница плотности |
p ( Q ^ |
, . . . , |
Q ^ ) ^ |
|
sSc, то для разыгрывания точек Q(0\ |
. . . , Q (m) |
можно |
использовать |
|
метод Неймана, эффективность которого э = 1 /с . |
|
|
|
§ 31 |
|
ИСПОЛЬЗОВАНИЕ СМЕЩЕННЫХ ОЦЕНОК |
151 |
||
|
|
|
|
Т а б л и ц а 1 |
|
і |
ч |
чі |
Числитель |
Знаменатель |
's t*4l |
1 |
0,69186 |
0,03391 |
2,2588 |
0,6579 |
1,716 |
2 |
0,91682 |
0,12904 |
2,8043 |
0,7878 |
1'780 |
3 |
0,22501 |
0,70177 |
— 1,6128 |
—0,4762 |
1,694 |
4 |
0,95114 |
0,16021 |
2,8182 |
0,7909 |
1,782 |
5 |
0,40837 |
0,93030 |
— 1,7569 |
—0,5219 |
1,683 |
рых, в формуле (27), вообще говоря, присутствуют отрицательные случайные веса (ср. пример п. 2.3); а формула со знакопеременными
весами практически плоха, |
если |
число |
слагаемых велико. |
Чтобы |
|
устранить эти |
недостатки, |
надо |
использовать другие плотности |
||
р(Ро, ■■• 1 Рт)> отличные от |
(28) (см. [33]). Наиболее подробно изу |
||||
чен случай, когда все точки Q(I), |
Q(m* представляют |
собой |
|||
функции от одной случайной точки Q(0) |
(Б. Л. Грановский [20, 21]). |
||||
§ 3. |
Использование смещенных оценок |
|
|||
Все указанные в гл. 3 и 4 оцеки 0 интеграла |
|
||||
|
I = U {P)P (Р) dP |
(35) |
|||
|
О |
|
|
|
представляют собой несмещенные оценки: МѲ = /. Боль шинство авторов ([33, 130]) включают условие несме щенности даже в определение случайной квадратурной
|
|
|
|
N |
|
|
формулы (20), |
требуя, |
чтобы |
2 |
и ,/(QOl= |
/ для всех |
|
f ( P ) e L 2(G; |
р). |
И мы |
отдали |
/=і |
|
традиции в |
дань этой |
||||||
гл. 3, п. 2.4. |
как указано в гл. 3, |
п. |
1.7, при |
больших N |
||
Однако, |
(когда количество используемых значений f(QU)) вели
ко) для практических |
целей достаточно требовать толь- |
|
|
р |
>І. В самом |
ко, чтобы оценка была состоятельной: 0 |
||
деле, обычно порядок дисперсии D0= O((V_I) и берюят- |
||
ная ошибка rN оказывается /> = 0(Л М /2). |
В тех случа |
|
ях, когда смещение |
0—I — 0(N~1), ясно, что при боль |
ших N порядок ошибки определяется величиной rN, а не смещением.
152 |
ВЫЧИСЛЕНИЕ ИНТЕГРАЛОВ (СЛОЖНЫЕ ОЦЕНКИ) |
[ГЛ. 4 |
3.1. Взвешенная равномерная выборка. Предполо жим, что нам удалось найти допустимую по отношению
к f(P) плотность р{Р), приближенно пропорциональную |/(Р)| . Д. Хэндскомб [137] предложил в качестве оцен- - ки интеграла по конечной области G
/0 = I f (Р) dP
в
использовать величину
= І |
11—1 |
p[Qc), |
(36)] |
t=l |
|
|
гг
где Qi, .. ., Q,v — независимые случайные точки, рав-: номерно распределенные в G.
Естественно сравнить оценку (36) с оценкой метода существенной выборки, где рекомендуется использовать такую же плотность р{Р). Согласно п. 3.2.1 гл. 3 полу чаем оценку
|
|
Ѳ,ѵ = |
1 у |
f (Qi) |
|
|
|
|
|
|
|
N |
|
|
|
где Qi, . . . |
, Qs — независимые реализации |
случайной |
|||||
точки Q с плотностью р(Р). Сразу видно, что при слож |
|||||||
ных р(Р) расчет |
по формуле |
(36) |
гораздо |
проще, так |
|||
как не требуется |
разыгрывать точки Qf с этой плот |
||||||
ностью. |
|
|
|
|
|
|
; |
Предположим, |
что |
|
|/(Р ) |dP < oo . Тогда по теоре- |
||||
|
(стр. N87)Iѵ величина |
N |
|
||||
ме Хинчина |
(VgMOS / (Qi) —-» /0, |
||||||
а величина |
(Vq/N) 2 |
Р (Qi) —■-> І> |
когда N -ѵ оо (здесь |
||||
Ѵа— объем |
|
1 |
G). |
Следовательно, по |
известному |
||
области |
свойству сходимости по вероятности, величина 0N также
сходится по вероятности к / о, так что оценка 0N состо ятельна.
Оценка (36) исследовалась в работе М. Поуэлла и Дж. Свэнна [164]. При некоторых предположениях от носительно f(P) и р(Р) удалось доказать, что, когда
§ 31 ИСПОЛЬЗОВАНИЕ СМЕЩЕННЫХ ОЦЕНОК 153
N —y оо, дисперсия |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Dö" = |
т 5 1/ |
|
|
(р )]2 d p + |
° Ш ’ |
(з7) |
|||
а смещение |
(7 |
|
|
|
_____ |
' |
' |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
М0іѴ- |
/0 = О ( ] / DOjv/A'). |
|
|
|
||||
Легко видеть, |
что если /'(Р )^О .и p = p ( P ) = f (Р)/Іо, то |
||||||||
главные члены в D0Wи М0/ѵ—/о обращаются в нули |
(ср. |
||||||||
с методом существенной выборки). |
|
|
|
|
|||||
П р и м е р. Вычислить |
интеграл / = [ exd x = e —1. |
Пусть р(х) = • |
|||||||
= (2/з) (І+.ѵ). Оценка (36) |
при N = 1 0 |
о |
|
|
|
|
|||
равна |
|
|
|
|
|||||
|
|
|
10 |
V// |
10 |
\ |
|
|
|
|
біо = |
>.5 2 |
* ' / ( l O + g |
YiJ. |
|
|
|
||
Главный член дисперсии |
в этим примере легко вычисляется: |
|
|||||||
1 |
|
|
1 |
/ |
1 5 |
г + |
28 \ |
= 0,00287, |
|
I"\ех — /р (.ѵ)Г t/л: = |
цЗ (в — 1 )^ у — у |
2 7 / j |
о
віо время как для простейшего метода D 0,o= 0,0242.
3.2.Простейший метод Монте-Карло с поправочны множителем. Пусть требуется вычислить интеграл вида (35), где р(Р) — заданная плотность вероятностей, оп
ределенная в G и Qi, |
. . . , Qn— независимые реализа |
||||||||
ции случайной |
точки |
|
Q с плотностью р{Р). |
В качестве |
|||||
сцепки интеграла I |
рассмотрим величину |
|
|||||||
|
|
‘ |
, |
N |
|
|
|
(38) |
|
|
0 л / |
= |
1 |
У |
/ ( Q i ) |
j r |
У , |
V (Qi ) |
|
|
|
|
N ä |
. |
i=i |
|
|
||
где функция ѵ(Р) |
пока не определена. Если |
Mn(Q) = l, |
|||||||
то оценка (38) |
будет |
состоятельной |
(доказывается так |
||||||
же, как в п. 3.1). |
|
|
|
|
|
|
|
||
Оценка (38) |
сходна |
с |
оценкой |
(36), так как при |
больших N |
||||
с большой |
вероятностью |
|
|
—1 |
|
|
|
||
N |
—I |
|
|
|
|
|
|
|
у 2 * i - È - S o - * )
L/v .
154 |
ВЫЧИСЛЕНИЕ ИНТЕГРАЛОВ (СЛОЖНЫЕ ОЦЕНКИ) |
[ГЛ. 4 |
|||||
В то же |
время |
для |
0 л, гораздо легче вычислить, математическое |
||||
ожидание и дисперсию. |
|
|
|
|
|||
Т е о р е м а |
5. |
Если |
f(P)<=L2(G-, р), y (P )e L 2(G; р) |
||||
и Mo (Q) = 1, то |
|
|
|
|
|
||
|
Шы = |
І - ^ r |
l f { \ - v ) p d P , |
|
(39) |
||
|
|
|
' v |
G |
|
|
|
|
Щѵ = |
^ j [/ - |
/ (2 - |
V))2 p dP + |
0 |
(40) |
|
Д о к а з а т е л ь с т в о . |
Для |
краткости |
обозначим /,= |
||||
—/(Qi). Vi=v{Qi). Заметив, что при і фк |
величины эти |
||||||
независимы, запишем |
|
|
|
|
|||
МѲд, = ^ |
М s |
i m = і |
|
N |
|
|
|
2 м /.-ми* + 2 |
м м |
|
|||||
|
|
|
|
фіфІг |
і=1 |
|
|
|
|
|
= іѴ-2 [УѴ(ЛУ- |
1) М[Ш + УѴМ(fv)]. |
(41) |
Так как М/ = Л Му= 1, то
М0,ѵ = / - А Г 1М ( / - И
.что равносильно (39).
Перейдем к вычислению дисперсии Ш Л-. Так как
= Ä7? М |
2 M w , |
л |
I,і,к,1=1 |
то в сумме необходимо выделить слагаемые с четырьч мя различными индексами (і, /, /г, /), с тремя различны ми индексами, например вида (г, i,k, I) с двумя различ ными индексами вида (і, і, k, к) или вида (г, г, г, I) и со всеми совпадающими индексами (і,і,і,і). Тогда нетруд но получить, что
МЩ, = ЛГ4 {N (N - 1) (N - 2) (N - 3) (М/)2(Му)2 +
+ ЛУ(ДУ - 1) (ЛУ - 2) [М (/») (Му)2 + 4M (/у) М/Му +
+ (М/)2М (у2)] + N (ЛУ- 1) [М f ) М (у2) + 2{М (/у)}2 +
+ 2М/М (fv2) + 2МуМ f v ) ] + ЛУМ(fv2)}.
Вычитая из МѲ/ѵ квадрат выражения (41) и принимая
§ 31 |
ИСПОЛЬЗОВАНИЕ СМЕЩЕННЫХ ОЦЕНОК |
155 |
||
во внимание равенства М/ =/ , |
Ми=1, найдем |
выраже |
||
ние для дисперсии |
|
|
|
|
D0at= N~4 {N (N - 1) ( - 4N + |
6) /2 + |
|
|
|
|
+ N ( N - l ) ( N - 2 ) [ M ( f * ) + /2М(и*)] + |
|
||
+ |
2N ( N - 1) (N - 4) /М (fv) + N ( M - 2 ) [ M (fv)\2 + |
|||
|
+ N(N — l)[M (Г' ) M (V-) -b 2/M (fv1) + 2M (f2v)j + |
|||
|
|
|
+ УѴМ(/V)}. |
|
В этом выражении легко выделить главные члены |
||||
D0A, = іѴ-1 { - 4/2 + М (/2) + / ?'М (V1) + |
2/M (fv)} + |
|||
|
+ 0 ( N - 2) = /Ѵ-‘М [(/ — 2/ |
+ / ü)2| + 0(N-t). |
Последняя формула совпадает с (40), и таким образом
теорема доказана. |
_ |
Из (39) видно, |
что оценка 0N будет несмещенной для |
любой функции f(P) тогда и только тогда, когда ѵ(Р) = = 1. В этом случае (38) обращается в оценку простейше го метода Монте-Карло. Однако для каждой конкрет
ной f(P) существует бесконечно много |
таких |
ѵ(Р), что |
|||
j' f ( l - v ) p d P = 0. |
|
|
|
|
|
Ü |
(40) видно, |
что если v ( P ) = 2 |
—f(P)fI, то главный |
||
Из |
|||||
член |
выражения |
DO* обращается |
в |
нуль |
и 00*= |
— 0(N~2). При этом смещение в нуль не обращается н, согласно (39), равно
М0,ѵ — / == - (/М Г1D/(Q).
В этом смысле оценка 0* хуже, чем оценка 0*. Неясно, однако, играет ли указанное свойство какую-либо роль па практике, когда выбор p=f / I или v = 2—f/I в точно сти невозможен. Заметим, что функция ѵ(Р) в теореме 5 не обязана быть знакопостоянной, так что если Іг(Р)>Иі
ifzif(P) и значение интеграла |
Mli(Q) = |
j h(P)p(P)dP — |
||||||
= СфО известно, |
то |
целесообразно |
|
G |
ц= 2— |
|||
положить |
||||||||
—Іг(Р)/С. |
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Приме р. |
Вычислить |
интеграл / = |
J |
exdx — 1,7183. |
Так как |
|||
|
|
|
|
|
о |
|
|
|
h [ x ) = l - ) - x f s e x , |
то |
положим |
ѵ = 2 — |
(2/з) |
(1+*) = (2/з) (2—х). |
156 - |
ВЫЧИСЛЕНИЕ ИНТЕГРАЛОВ (СЛОЖНЫЕ ОЦЕНКИ) |
[ГЛ. 4 |
|||
Согласно |
(38) при /Ѵ =10 |
получим оценку |
іо |
|
|
|
|
_2_ |
/ ю |
|
|
|
010 |
20- |
V у( |
|
|
|
ЗШ |
і=і |
|
||
|
|
|
Главный член дисперсии тот же, что в примере и. 3.1, так что
D 0ю«0,00287, невероятная ошибка Гю=0,6751/ DlJ^, “ 0,036. Смеще
ние же равно М01О— / = |
—0,1(1— е/3) = —0,0094, т. |
е. в несколько |
||||
раз меньше. (С увеличением N |
различие |
это еще |
увеличивается: |
|||
например, |
при 7V = 100 |
вероятная |
ошибка |
Гю о»0,011, а |
смещение |
|
равно — 0,00094). |
|
|
|
|
|
|
3.3. |
Численный |
пример. Большинство оценок |
в гл. 3 и 4 илл |
|||
стрировались одним и тем же примером: формулой для |
расчета ин |
|||||
теграла |
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
/ = |
I exdx = 1,718. |
|
о |
|
Выпишем все |
эти формулы |
при N = 1 0 (точнее, с использованием |
десяти значении подынтегральной функции). |
||
Во-первых, |
две грубые оценки: |
1.Простейший метод
1 10 |
V |
0 д о = І 5 |
е \ |
2.Геометрический метод
|
I 10-,- |
|
|
е, |
|
|
V.. |
|
|
|
если |
еу. < е 1, |
|||
|
°io = Tö2 Z‘’ |
где |
Z‘ = |
если |
, |
у, |
|
|
І=1 |
|
|
0, |
еу(- |
ё* е . |
|
Во-вторых, четыре оценки, соответствующие основным методам |
|||||||
уменьшения дисперсии: |
|
|
|
|
|
||
3. |
Выделение главной части Л = 1 + * |
|
|
|
|||
|
о |
|
1 , |
1 V ( ѵ{ |
\ |
|
|
|
Ѳю - |
2 + 10^ ! Vе |
— Vj• |
|
|||
4. |
Существенная |
выборка с плотностью |
р— (2/з) (1 -f-*)' |
||||
|
іо |
|
|
|
|
|
|
|
- » 2 |
1+ 5, |
где |
|
|
|
|
|
(=і |
|
|
|
|
|
|
5.Симметризованная оценка
1—
+ е
§ 31 |
! ИСПОЛЬЗОВАНИЕ СМЕЩЕННЫХ ОЦЕНОК |
1 5 7 |
6.Выборка по двум группам
|
|
|
1 |
4 |
s< |
, |
1 |
6 |
е<2> |
|
Ѳіо |
|
I |
ѵч |
1 |
чьгч |
|
||
|
|
т |
Z |
e |
+ І 2 Z i e |
||||
где |
|
|
|
«•=1 |
|
|
|
1=1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
E(l) _ |
l’l |
t(2) _ | + V‘+4 |
||||||
|
6t- |
— 2 » |
6£ |
— |
|
2 |
|
||
Затем две оценки, соответствующие двухэтапным схемам расчета: |
|||||||||
7. |
Выделение главной части Л = а о (1 + х ) |
при а0= 1,690 |
|||||||
|
|
|
|
|
« 10 |
/ Y |
|
\ |
|
|
Ѳ10 =0,8451 + ± 2 |
[е |
|
l,6 9 0 v j. |
|||||
|
|
|
|
|
і=1 |
|
|
|
|
8. |
Существенная |
выборка с р = (1 + а пх )/(1 + 0 ,5 а 0) при ао=1,81 |
|||||||
|
|
|
|
|
ш |
|
|
ус |
|
|
Ѳіо = |
0,1905 2 ' |
+ |
|
1,816, |
' |
|||
|
|
|
|
|
і=і |
|
|||
где |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
( у |
|
|
|
|
|
|
6,. |
= |
0,5525 |
1 + |
6,896у,: - і) . |
||||
Далее случайная |
|
квадратурная |
формула интерполяционного |
||||||
типа: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
оА 1 ^ ( 1 - 2 п , ) Л - ( 1 - 2 6 , ) Л
у* |
°ю —ю Zl |
|
|
h - ’k |
|
1=1 |
|
|
|
где для расчета пары 6,, |
т),- надо |
выбрать три случайных числа у,-, |
||
Ѵ£>7£ |
и проверить условие |
у,- < |
— у ,)2. Если это условие вы |
|
полнено, то£1- = уг, Ti[- = yt-, |
в противном случае надо выбрать новую |
|||
тройку |
случайных чисел. |
В |
среднем на получение каждой пары |
|
т]£ |
придется затратить |
6 |
проб. |
|
И, наконец, две смещенные оценки:
10.Взвешенная равномерная выборка
в“^ ( ! /‘)/ ,о+іл
11.Простейшая оценка с поправочным множителем
юю
2 0 - Ѵ i=i
В табл. 2 сравниваются трудоемкости !'iO-D 0lo этих оценок по отношению к вычислительной машине БЭСМ-4: / І0 — это время рас чета Ѳю в миллисекундах (Для смещенных оценок в качестве ЬѲю приведено значение главного члена дисперсии.)