W rachunku prawdopodobieństwa mówiąc o zmiennej losowej

advertisement
Przedziały ufności dla wartości oczekiwanej m.
Model I
Zakładamy, że populacja generalna ma rozkład N(m,). Wartość średnia m jest nie znana, zaś  jest znane. Zachodzi to
w sytuacji np. gdy pomiaru danej cechy dokonujemy przyrządem pomiarowym o znanej dokładności (rozrzut pomiarów
powinien być podany przez wytwórcę przyrządu pomiarowego). Przedział ufności dla średniej otrzymuje się wówczas z wzoru:
P( x  u 


< m < x  u
)=1-
n
n
gdzie u wyznacza się z tablicy rozkładu normalnego N(0, 1) w taki sposób aby dla danego z góry prawdopodobieństwa
1 -  spełniona była relacja
P(u  U  u )  1    P( U  u )   .
Model II
Zakładamy, że populacja generalna ma rozkład N(m,). Wartość średnia m i odchylenie standardowe  populacji są nie
znane. Z populacji wylosowano niezależnie małą próbę o liczebności n. Przedział ufności dla średniej otrzymuje się wówczas
z wzoru:
s
s
< m < x  t
)=1-
n 1
n 1
P( x  t 
gdzie t,n-1 oznacza wartość zmiennej t - Studenta odczytaną z tablicy tego rozkładu dla n - 1 stopni swobody w taki sposób, aby
dla danego z góry prawdopodobieństwa 1 -  spełniona była relacja
P(t ,n1  t  t ,n1 )  1    P( t  t ,n1 )  
Model III
Zakładamy, że populacja generalna ma rozkład N(m,) lub dowolny inny rozkład o średniej m i odchyleniu . Wartość średnia
m i odchylenie standardowe  populacji są nie znane, zaś liczba obserwacji n jest bardzo duża (n > 30) przynajmniej
kilkadziesiąt. Przedział ufności dla średniej otrzymuje się wówczas z wzoru:
P( x  u 
s
s
< m < x  u
)=1-
n
n
gdzie u wyznacza się z tablicy rozkładu N(0, 1) w taki sposób aby dla danego z góry prawdopodobieństwa
1 -  spełniona była relacja
P(u  U  u )  1    P( U  u )  
Przedziały ufności dla wariancji i odchylenia standardowego
Model I
Populacja generalna ma rozkład normalny N(m, ) o nieznanych parametrach m i  . Z populacji tej wylosowano niezależnie
2
próby n elementów ( zakładamy, że n jest małe, tj. n<30). Z próby obliczono s .. Wówczas przedział ufności dla wariancji 2
populacji generalnej określony jest wzorem:
 2

ns 2 
 ns
2
P 2  σ  2
  1 α
χ
χ
α
α
 ,n 1
1 ,n 1 
2
 2

gdzie
 2
2
,n 1
,
2
1 , n 1
2
są wartościami zmiennej
2
wyznaczonymi z tablicy rozkładu
2
z n - 1 stopniami swobody .
Chcąc wyznaczyć przedział ufności dla odchylenia standardowego  bierzemy pierwiastek kwadratowy z końców przedziału
ufności dla wariancji 2 .
Model II
Przedział ufności dla odchylenia standardowego  populacji generalnej, gdy liczba obserwacji n jest bardzo duża
przynajmniej kilkadziesiąt określony jest wzorem:
 s 2n
P
 
 2n  1  u
s 2n
2 n  1  u

 =1-

gdzie u wyznacza się z tablicy rozkładu N(0, 1) w taki sposób aby
dla danego z góry prawdopodobieństwa 1 -  spełniona była relacja
P(u  U  u )  1    P( U  u )   .
Download