wyklad4_2008_tekst.pdf
(
89 KB
)
Pobierz
262661232 UNPDF
Wykład4
Rozkładyiichdystrybuanty
Dwatypyzmiennychlosowych
•
Je±liwszystkiewarto±ci,jakiemo»eprzyjmowa¢zmiennamo»nawypisa¢wpostacici¡gu
{
x
1
,x
2
,...
}
,
tomówimy,»ejesttozmiennadyskretna.
•
Je±liwszystkichwarto±cizmiennejNIEMONAwypisa¢wpostacici¡gu,tomówimy,»ejestto
zmiennaci¡gła.
•
Takjestzawsze,gdyzbiórwarto±cizawierajaki±przedział(
a,b
).
Rozkładzmiennejlosowejdyskretnej
Rozkładtakiejzmiennejtoopisjejmo»liwychwarto±ciiprawdopodobie«stw,zjakimitewarto±cizmienna
przyjmuje.
•
X
=wynikrzutusymetryczn¡kostk¡
•
Warto±ci,jakiemo»eprzyj¡¢
X
to1,2,3,4,5i6.
•
Prawdopodobie«stwoka»dejztychwarto±cijestrówne
1
6
.
•
Wygodniejestpoda¢tenrozkładwtabelce:
x
k
123456
p
k
1
6
1
6
1
6
1
6
1
6
1
6
•
Warto±¢±redniazmiennejlosowej
•
Je»eli
P
(
X
=
x
k
)=
p
k
, k
=0
,
1
,
2
,
3
,...
,to
•
warto±¢±rednia(warto±¢oczekiwana)zmiennej
X
E
(
X
)=
X
k
x
k
·
p
k
.
•
Intuicja:naprostejrozmieszczamymasy
p
i
wpunktach
x
i
,
i
=0
,
1
,
2
...
.
•
Warto±¢±redniato±rodekci¦»ko±citegoukładu(mo»enieistnie¢!)
•
Jakajestwarto±¢±rednia(warto±¢oczekiwana)liczbyoczekwjednymrzuciekostk¡?
Wariancjazmiennejlosowej
•
Je»eli
P
(
X
=
x
k
)=
p
k
, k
=0
,
1
,
2
,
3
,...
,to
•
wariancjazmiennej
X
Var
(
X
)=
X
k
(
x
k
−
E
(
X
))
2
·
p
k
.
•
Wariancj¦oznaczasi¦te»symbolem
D
2
(
X
).
•
Wariancjamierzy
rozrzut
wyników—±rednieodchylenieodwarto±ci±redniej.
•
Wariancj¦mo»nate»obliczy¢zewzoru
Var
(
X
)=
X
k
x
2
k
·
p
k
−
(
E
(
X
))
2
.
1
Rozkładyci¡głe(zg¦sto±ci¡)
•
Je±lidanajesttakafunkcja
f
:
R
!
[0
,
1
),»e
R
1
−1
f
(
x
)
dx
=1,to
•
f
nazywamyg¦sto±ci¡rozkładuzmiennej
X
iobliczamy
•
prawdopodobie«stwa
Z
b
P
(
a<X<b
)=
f
(
x
)
dx.
a
Przykładyg¦sto±ci
•
Rozkładjednostajnynaodcinku[
a,b
]
•
8
>
<
b
−
a
,
gdy
x
2
[
a,b
]
,
f
(
x
)=
>
:
0
,
gdy
x/
2
[
a,b
]
.
Przykładyg¦sto±ci
•
Rozkładnormalnyzparametrami
m
2
R
i
>
0
•
f
(
x
)=
1
p
2
e
−
(
x
−
m
)
2
2
2
, x
2
R
Przykładyg¦sto±ci
•
Rozkładwykładniczyzparametrem
>
0
•
8
>
<
0
,
gdy
x<
0
,
f
(
x
)=
>
:
e
−
x
,
gdy
x
0
.
Warto±¢±rednia
•
Gdyrozkładmag¦sto±¢
f
(
x
),to
•
Z
1
−1
xf
(
x
)
dx,
gdycałkajestzbie»na
.
E
(
X
)=
•
Gdycałkaniejestzbie»na,to
E
(
X
)nieistnieje.
Wariancja
•
Gdyrozkładmag¦sto±¢
f
(
x
),to
•
Z
1
−1
(
x
−
E
(
X
))
2
f
(
x
)
dx,
gdycałkazbie»na.
D
2
(
X
)=
•
Gdycałkaniejestzbie»na,to
D
2
(
X
)nieistnieje.
•
Wariancj¦mo»nate»liczy¢zewzoru
D
2
(
X
)=
Z
1
−1
x
2
f
(
x
)
dx
−
(
E
(
X
))
2
.
Jakopisa¢całyrozkładjedn¡funkcj¡?
2
1
•
Przypu±¢my,»enaprostejrozło»yli±mymas¦jednostkow¡.
•
Abyzna¢mas¦ka»degoodcinka,wystarczyzna¢mas¦ka»dejpółprostej(
−1
,t
)dlawszystkich
t
2
R
,
bowtedy
•
m
(
a,b
)=
m
(
−1
,b
)
−
m
(
−1
,a
].
•
Analogicznie:abyzna¢rozkładzmiennej
X
,musimyumie¢obliczy¢
P
(
a<X<b
)dladowolnych
a<b
.
•
Wtymceluwystarczyzna¢
P
(
−1
<X<t
)dlawszystkich
t
2
R
,bowtedy
•
P
(
a<X<b
)=
P
(
−1
<X<b
)
−
P
(
−1
<X
¬
a
).
Dystrybuantarozkładu
Niech
X
b¦dziezmienn¡losow¡.Funkcj¦zmiennej
t
2
R
okre±lon¡wzorem
F
X
(
t
)=
P
(
X<t
)
nazywamy
dystrybuant¡
rozkładuzmiennej
X
.
Przykładydystrybuant
•
Je»eli
X
jeststała,toznaczy
X
c
,wtedy
•
(
0
,
gdy
t
¬
c,
1
,
gdy
t>c,
F
X
(
t
)=
Przykładydystrybuant
•
Je»eli
X
marozkładdwupunktowy,toznaczydlapewnych
x
1
<x
2
(
x
1
zprawdopodobie«stwem
p,
x
2
zprawdopodobie«stwem1
−
p,
X
=
•
wtedydystrybuant¡jestfunkcja
•
8
>
<
>
:
0
,
gdy
t
¬
x
1
,
p,
gdy
x
1
<t
¬
x
2
,
1
,
gdy
t>x
2
,
F
X
(
t
)=
Przykładydystrybuant
•
Je»eli
S
n
marozkładBernoulliegozparametrami
n
oraz
p
,to
•
8
>
>
>
>
>
<
0
,
gdy
t
¬
0
,
...,
gdy0
<t
¬
1
,
...,
gdy1
<t
¬
2
,
.... ...
1
,
gdy
t>n.
F
X
(
t
)=
>
>
>
>
>
:
Przykładydystrybuant
•
Je»eli
X
marozkładjednostajnynaodcinku[
a,b
],to
•
8
>
<
0
,
gdy
t
¬
a,
t
−
a
F
X
(
t
)=
b
−
a
,
gdy
a<t
¬
b,
1
,
gdy
t>b.
>
:
3
Przykładydystrybuant
•
Je»eli
X
mastandardowyrozkładnormalny,toznaczyzparametrami
m
=0i
=1,wówczas
•
Z
t
1
p
2
e
−
x
2
/
2
dx.
F
X
(
t
)=
−1
•
Tapierwotnaniejestfunkcj¡elementarn¡,wi¦ctrzebabyło:
•
nada¢jejnazw¦(oznaczenie)oraz
•
stablicowa¢warto±ci.
•
Nazwanoj¡(
t
),
•
tablicejejwarto±cidla
t
2
[0
,
3]mo»naznale¹¢wwi¦kszo±cipodr¦cznikówdostatystykilubw
internecie,np.http://neyman.im.pwr.wroc.pl/˜szajow/sas/node40.html
Własno±cidystrybuanty
Ka»dadystybuanta
F
:
R
−!
R
manast¦puj¡cetrzywłasno±ci:
•
F
jestfunkcj¡niemalej¡c¡.
•
F
jestfunkcj¡lewostronnieci¡gł¡(bowdefinicjiprzyj¦li±my
P
(
X<t
)).
•
lim
t
!−1
F
(
t
)=0
,
lim
t
!1
F
(
t
)=1.
Jakrozpozna¢dystrybuant¦?
Je±lidanajestfunkcja
F
:
R
−!
R
,którajest
•
niemalej¡ca,
•
lewostronnieci¡głai
•
magranice:0w
−1
oraz1w
1
,
•
tojestonadystrybuant¡rozkładupewnejzmiennejlosowej.
Zadanie
Dlajakichstałych
a
oraz
b
funkcja
8
>
<
0
,
dla
t
¬
0
,
at
+
b,
dla0
<t
¬
1
,
1
,
dla
t>
1
,
F
(
t
)=
>
:
jestdystrybuant¡?
Rozwi¡zanie:
•
Granices¡ju»takie,jaktrzeba.
•
Takokre±lonafunkcjajestlewostronnieciagła.
•
Dlajakich
a,b
jestniemalej¡ca?
•
Oczywi±cie
a
0.
•
Niemo»emale¢wotoczeniuzera,wi¦c
b
0.
•
Niemo»emale¢wotoczeniujedynki,wi¦c
a
+
b
¬
1.
Kiedyrozkładjestci¡głytzn.mag¦sto±¢?
•
Danajestdystrybuanta
F
(
t
).Jakpozna¢,czytenrozkładmag¦sto±¢?
•
Dystrybuantarozkładuzg¦sto±ci¡tocałkaztejg¦sto±ci,wi¦c
4
•
g¦sto±¢topochodnadystrybuanty.
•
Gdynaprzykład
F
(
t
)=
1
arctg
x
+
1
2
,to
•
g¦sto±¢jestrówna
F
0
(
t
)=
1
1
1+
t
2
.
Kiedyrozkładjestci¡gły?
•
Gdydystrybuanta
F
X
(
t
)mapochodn¡(pozaconajwy»ejsko«czon¡liczb¡punktów),
•
tapochodnajestnieujemnai
•
całkapocałejprostejztejpochodnejjestrówna1,
•
totapochodnajestg¦sto±ci¡rozkładu.
•
Wówczas
Z
b
a
F
0
X
(
t
)
dt.
P
(
a<X<b
)=
Kiedyrozkładjestdyskretny?
•
Gdydystrybuantajestfunkcj¡stał¡naprzedziałach,aro±nietylkowpunktachskoków,
•
tojestdystrybuant¡zmiennej
X
orozkładziedyskretnym.
•
Je±li
x
i
jestpunktemskokudystrybuanty,to
•
P
(
X
=
x
i
)=wysoko±¢skokudystrybuantywtympunkcie.
Parametryrozkładunormalnego
Przypu±¢my,»ezmiennalosowa
X
marozkładnormalnyzparametrami
m
2
R
oraz
>
0,tzn.
•
rozkładog¦sto±ci
f
(
x
)=
1
−
(
x
−
m
)
2
2
2
.
p
2
e
•
E
(
X
)=?
•
Var
(
X
)=?
•
E
(
X
)=
m
•
Var
(
X
)=
2
Mediana
Przypu±¢my,»edanajestzmiennalosowa
X
.
•
Median¡
zmiennej
X
nazywamyka»d¡tak¡liczb¦
m
,dlaktórejzachodz¡nierówno±ci:
•
P
(
−1
<X
¬
m
)
1
2
, P
(
m
¬
X<
1
)
1
2
.
•
Mediana
m
dzielirozkład„napołowy”tzn.
•
nalewood
m
jestconajmniejpołowaprawdopodobie«stwai
•
naprawood
m
jestconajmniejpołowaprawdopodobie«stwa.
•
Jakoblicza¢median¦zapomocadystrybuanty?
•
Dlaczegodefinicjaformalnajesttakskomplikowana?
Kwantyleikwartyle
Przypu±¢my,»edanajestzmiennalosowa
X
.
5
Plik z chomika:
CJ168
Inne pliki z tego folderu:
7 wykładów ze statystyki.pdf
(703 KB)
Podręcznik.pdf
(1317 KB)
Rachunek Prawdopodobienstwa I i II-03--Kotowicz.pdf
(531 KB)
Przewodnik Po Statystyce [2002] [J. Górniak].pdf
(39393 KB)
Probabilistyka.A.Plucinska.E.Plucinski[gsa].pdf
(91312 KB)
Inne foldery tego chomika:
Analiza Regresji
Budownictwo ogólne
Dokumenty
Galeria
Geodezja
Zgłoś jeśli
naruszono regulamin