И их оценок по схеме Пирсона

↑

▷ Содержание

⇐ ПредыдущаяСтр 2 из 9Следующая ⇒

Таблица 1

Название	Теоретические характеристики	Выборочные характеристики
Математическое ожидание	MX
Начальный момент порядка k, k ³ 2	MXk
Дисперсия	DX=M (X- MY)2 = = M X 2 – (MX)2
Ковариация	cov(X, Y) =M (X - M X)(Y - MY) = = M XY – (MX)(MY)
Коэффициент корреляции
Функция распределения	Теоретическая функция распределения F (x)	Выборочная функция распределения Fn *(x)
Плотность распределения	Теоретическая плотность распределения   f (x)	Гистограмма fn *(x)
Медиана	Теоретическая медиана m, определяемая равенствами P (X ³ m) ³ ½, P (X £ m) ³ ½,	Выборочная медиана
Размах	Теоретический размах, равный b - a (для распределения, сосредоточенного в интервале [ a, b ])	Выборочный размах x ( n ) – x (1)

  Всякий математический результат, предназначенный для непосредственного практического применения, должен обладать свойством устойчивости по отношению к небольшим отклонениям от исходных предположений. Для обозначения этого свойства в настоящее время принято использовать термин «робастность». В математической статистике понятию робастности придают точный смысл, рассматривая ее как непрерывность распределения статистик решающих правил при введении той или иной топологии в окрестности исходной модели. Другой подход состоит в использовании широко распространенного в общей теории статистических решений и в теории игр принципа минимакса.

     Из сказанного неизбежно вытекает, что традиционно используемые методы обработки экспериментальных данных, в частности, методы, основанные на предположении нормальности рассматриваемых процессов, уже в силу исторического «естественного отбора» должны обладать ярко выраженными свойствами робастности. Это действительно так, и далее будет показано, что при применении к очень широким классам моделей, т.е. при работе в условиях очень большой априорной неопределенности робастные решения часто сводятся к известным процедурам нормальной теории. При этом любая дополнительная информация о модели, снижающая уровень априорной неопределенности, позволяет повысить точность и достоверность принимаемого решения. Эти соображения приводят к построению иерархической системы решающих правил, отражающих иерархию уровней неопределенности, которая позволяет в самых разных ситуациях найти оптимальное соотношение между предположениями, закладываемыми в исходную модель, и статистической информацией, извлекаемой из данных на основе этой модели. В то же время, существуют области, в которых традиционная теория работает плохо или даже полностью отказывает. К ним прежде всего относятся задачи обработки измерений, содержащих аномальные выбросы или помехи (выпадающие измерения). Обсуждение таких проблем будет проведено ниже на примере простейшей модельной задачи оценивания центра симметричного распределения. В широком плане такие постановки приводят к формированию различных комплексов условий априорной неопределенности, по отношению к которым исследователю и приходится находить оптимальные статистические решения.

     Оценка любого параметра теоретического распределения на практике выступает как конкретное число, а в теории – как случайная величина, функция от выборочных значений x ₁,…, x_n. Любая такая функция называется статистикой.

     Какими свойствами должна обладать статистика, чтобы ее можно было использовать в качестве оценки некоего параметра c теоретического распределения? Любая статистика является случайной величиной с каким-то своим законом распределения, поэтому можно изучать этот закон, а также ее среднее, дисперсию и т.д. Ясно, что она должна быть близка к истинному значению оцениваемого параметра и возможное отклонение должно уменьшаться при . Сформулируем эти свойства более точно.

• Состоятельность. Статистика g=g(x ₁,…, x_n) называется состоятельной оценкой параметра c, если

(сходимость по вероятности, но можно рассматривать и другие типы сходимости). В частности, доказывается, что предложенная К.Пирсоном оценка для F (x) состоятельна, а его оценки для моментов α _k теоретического распределения являются состоятельными при условии конечности моментов удвоенного порядка α_{2 k}.

· Несмещенность. Статистика g=g(x ₁,…, x_n) называется несмещенной оценкой параметра c, если математическое ожидание M g(x ₁,…, x_n)= c. Часто рассматривают асимптотическую несмещенность: Доказывается, что введенные К.Пирсоном оценки для начальных моментов и для центральных моментов при известном математическом ожидании a являются несмещенными. В то же время, если в оценке, например, для дисперсии математическое ожидание заменено на его оценку по той же выборке, то такая оценка имеет смещение, которое стремится к нулю при . Введение поправки приводит к исправленной оценке

 которая является несмещенной. Как правило, все нелинейные статистики дают смещенные оценки, которые исправляются с помощью специально подобранных множителей.

• Эффективность. Если статистика g=g(x ₁,…, x_n) является несмещенной оценкой параметра c, то ее точность определяется ее разбросом относительно истинного значения с. Обычно этот разброс измеряют ее дисперсией Dg _n. Оценка называется эффективной, если  Как правило, для любого параметра теоретического распределения существует оценка максимального правдоподобия, у которой дисперсия убывает быстрее всего, хотя и встречаются особо сложные ситуации, когда оценка максимального правдоподобия не существует. В то же время, часто приходится использовать упрощенные оценки с худшими свойствами.

  Пусть g _n и g_n – две несмещенные оценки одного и того же параметра c. Относительной эффективностью g _n относительно g_n называется отношение их дисперсий:

Обычно рассматривают асимптотическую эффективность при  Чаще всего в качестве второй оценки g_n берут теоретически оптимальную оценку максимального правдоподобия и сравнивают с ней другие возможные оценки g _n. При этом эффективность меняется от 0 до 1. Если, например, эффективность g _n равна 80%, это значит, что при ее использовании вместо g_n теряется 20% информации, для достижения заданной точности придется получить на 20% измерений больше.

        Важным понятием теории оценок является понятие доверительной оценки параметра c. Доверительным интервалом [g₁, g₂] с коэффициентом доверия (надежности) α называется пара статистик g₁=g₁(x ₁,…, x_n) и g₂=g₂(x ₁,…, x_n) таких, что

1. для любых x ₁,…, x_n выполняется неравенство ;
2. 

  Практическая схема применения введенных понятий обычно такова. Имеется набор измерений x ₁,…, x_n. Принимаются предположения, что этот набор можно рассматривать как выборку и из тех или иных теоретических или экспериментальных соображений подбирается семейство функций, к которому может принадлежать теоретический закон F (x). Если это семейство параметрическое, то нужно найти оценки его параметров и, тем самым, найти оценку F (x). Если семейство слишком обширно, приходится пользоваться эмпирической функцией распределения F* (x), стараясь модернизировать ее с учетом всей доступной априорной информации. Зная оценку F (x) и контролируя ее точность, можно делать на ее основе различные статистические выводы, в частности, решать задачи управления и прогнозирования.

Познавательные статьи:



Психологические особенности спортивного соревнования

Приготовление дезинфицирующих растворов различной концентрации

Занятость населения и рынок труда

Социальный статус семьи и её типология