华南理工大学概率论与数理统计课件 (18)

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华理概率论与数理统计PPT C22ps

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连续型随机变量的概率密度
1)定义:如果对于随机变量X 的分布函数F x ()存在
非负函数ϕ()x ,使对于任意实数x x R ,∈,有F x t dt x ()()=-∞⎰ϕ,则称X 为连续型随机变
量,其中,ϕ()x 称为X 的概率密度函数。

2)性质:
(1)ϕ()x ≥0;
(2)ϕ()x dx =-∞∞
⎰1;2.4 连续型随机变量
5)结论:(1)对连续型随机变量X ,P X c {}==0
(2)P a X b P a X b ()()≤≤=<≤ )(b X a P <≤=
)(b X a P <<==-F b F a ()()
(3)连续型随机变量的分布函数是连续函数。

连续型随机变量与离散型随机变量的区别: 1)由于连续型随机变量X 是在一个区间内取值,所以它的所有可能取值不能一一列举出来,因而不能用分布律来描述它。

2)它在任一指定值的概率为0。

即:P X c ()==0
例5. 设连续型随机变量ξ的密度函数为
⎩⎨
⎧<<=其它

1
0,4)(3
x x
x p (1) 若已知存在a ,使}{}{a P a P >=<ξξ,试
求常数a
(2) 已知05.0}(=>b P ξ,试求常数b 。

概率论与数理统计课件ppt

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简化数据结构,解释变量间的关系。
操作步骤
计算相关系数矩阵、求特征值和特征 向量、确定主成分个数。
实例
分析消费者对不同品牌手机的偏好。
聚类分析
聚类分析
常见方法
目的
实例
将类似的对象归为同一 组,即“簇”,不同簇
的对象尽可能不同。
层次聚类、K均值聚类、 DBSCAN等。
揭示数据的内在结构, 用于分类、猜测和决策
用数学符号表示一个随机实验的结果 。
随机变量可以取到任何实数值,且取 每个结果的概率为一个确定的函数。
离散型随机变量
随机变量可以取到所有可能的结果, 且取每个结果的概率为一个确定的数 。
随机变量的函数变换
线性变换
对于随机变量X和常数a、b,有 aX+b的散布与X的散布不同。
非线性变换
对于随机变量X和函数g(x),g(X)的散 布与X的散布不同。
置信区间
根据样本数据对总体参数进行估计的一个范围,表示我们对 估计的可靠程度。
假设检验与置信水平
假设检验
通过样本数据对总体参数或散布进行 假设,然后根据检验结果判断假设是 否成立。
置信水平
假设检验中,我们相信结论正确的概 率,通常表示为百分比。
05 数理统计的应用
方差分析
方差分析(ANOVA)
随机进程在通讯、气象、物理等领域有广泛应用。
马尔科夫链蒙特卡洛方法
01
马尔科夫链蒙特卡洛方法是一种 基于蒙特卡洛模拟的统计推断方 法,通过构造一个马尔科夫链来 到达近似求解复杂问题的目的。
02
马尔科夫链蒙特卡洛方法在许多 领域都有应用,如物理学、化学 、经济学等。
04 数理统计基础
样本与样本空间

概率论与数理统计课件【】

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观察 n 次试验中 A 发生的次数.
试验者 德.摩根
n
2048
nA
1061
fn (A)
0.5181
蒲丰
4040
2048
0.5069
费勒
10000
4979
0.4979
ቤተ መጻሕፍቲ ባይዱK.皮尔逊
12000
6019
0.5016
K.皮尔逊
24000
12012
0.5005
一口袋中有6个乒乓球,其中4个白的,2个红的.有 放回地进行重复抽球,观察抽出红色球的次数。
的次数 nA
称为事件 A 发生的频 数.比值
nA n
称为事件
A 发生的频 率,并记
成 fn ( A).
通过实践人们发现,随着试验重复次数n 的大量增加,频率fn ( A)会
越来越稳定于某一个常数, 我们称这个常数为频率的稳定值.其实这个值
就是事件A的概率f ( A).
在相同的条件下,多次抛一枚均匀的硬币,设事件 A =“正面朝上”,
1.1.4 事件间的关系与运算
1. 包含关系与相等: “事件 A发生必有事件B发生 ” 记为AB。 A=B AB且BA.
A B
A
B Ω
2. 和(并)事件: “事件A与事件B至少有一个 发生”,记作AB或A+B。
显然:AAB,BAB;若AB,则AB=B。
推广:n个事件A1, A2,…, An至少有一个发生,
1.1.3 随机事件与样本空间
❖样本空间: 试验的所有可能结果所组成的集合称为 试验E的样本空间, 记为Ω. ❖样本点: 试验的每一个可能出现的结果(样本空 间中的元素)称为试验E的一个样本点, 记为ω.

《概率论与数理统计》课件

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频数
17 20
10
2
1
入 则参数 的极大似然估计值为 ( ).
A1
B2
C3 D4
提交
设9八是9 的极大似然估计,g(9)是9函数,
若g(9)具有单值反函数,则g(9)的极大似然估计
为g(9八).
例 4 设总体X 的概率分布为
X
12
3
p
92 29(1−9) (1−9)2
现在观察容量为 3 的样本,观测值分别为 1 ,2 ,1,
n
9k ) = ln p(xi ;91 ,92
9k );
, i=1
(三) 对9i求偏导,然后令其为零,得到方程组
? ln L(91 ,92 ,
)
?9i
9
k = 0,
i = 1, 2,
k
解方程组得 (i = 1,2, , k) 则 为9i的极大似然估计量.
X ~ B(1, p), X1 , X2 , , Xn
其中 入> 0, 山 > 0 为未知参数,求参数入, 山 的矩估计.
解 设X1 , X2 , , Xn 为来自总体X 的一个样本,由于总体中
包含了两个未知参数,因此考虑总体的一阶、二阶原点矩,
1
j j EX = xf (x)dx = x入e −入(x−山)dx =山+ 入
2
j j EX2 = x2 f (x)dx = x2入e−入(x−山)dx = 山+ 1 + 1
矩估计量为( ).
A)
n −1
n
(Xi − X)2
i=1
1n
n C)
Xi 2
i=1
A
C
B) n −1 n Xi 2 i=1

华理概率论与数理统计PPT C11ps

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概率论与数理统计主讲教师:胡海燕hyhu@公邮:gailvtongji_hu@ 密码:gailvtongji周四(今天, 实时:周五周日阵雨转阵雨南风主要内容随机事件及其概率数理统计的基本知识⏹⏹随机变量及其分布⏹随机变量的数字特征⏹多维随机变量⏹大数定律与中心极限定理⏹⏹参数估计⏹假设检验⏹方差分析⏹回归分析◆可在相同条件下重复进行。

◆每次试验的可能结果不止一个,并且事先明确试验的所有可能结果。

◆试验前无法预知究竟哪个结果出现。

♊样本空间所有可能结果放在一起构成的集合,记为。

♊随机试验Ω♊样本点每一个可能的结果,记为。

ω♊随机事件样本空间的一个子集,简称事件。

事件常用大写字母A、B、C等表示。

♊基本事件由一个样本点组成的单点集称为一个基本事件,记为E.♊事件A发生该子集A中至少有一个样本点出现。

●特殊的事件☞必然事件:Ω☞不可能事件:∅解:令ωij i j i j (,,,,,,)<=12345表示两球的号码为i 和j ,则 Ω={ωωωωωωωωωω12131415232425343545,,,,,,,,,}事件A 表示两个球的号码为双数, 则 A ={ω24}事件B 表示两个球的号码为单数, 则 B ={351513,,ωωω}事件C 表示两个球的号码均不超过3, 则 C ={ωωω121323,,}例2.一袋中有三个白球(编号1,2,3)与二个黑球(编号4,5),现从中任取两个,观察两球的号码。

试表示事件“两个球的号码为双数”、“两个球的号码为单数”、“两个球的号码不超过3”。

“两个球的号码都不超过5”=“有一个球的号码是6”=Ω∅。

华理概率论与数理统计PPT C31ps

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(1)非负性: p(x, y) 0 ;

(2)规范性:

p(x,

y)dxdy 1
★ ( , ) 落在平面区域 G 内的概率为:
P{( ,) G} p( x, y)dxdy . G
例 4. 设 ( , ) 具有概率密度
p(x, y)
P( X 0,Y 3) P( X 0,Y 4) P( X 1,Y 3)
P( X 1,Y 4) P( X 2,Y 3) P( X 2,Y 4)
20 5 30
55
000
210 210 210
210
二维离散随机变量的分布函数
续,因此, F(x, y) 的图形是由若干矩形平面块组 成的台阶形“曲面”。
例 3.二维随机变量 ( X ,Y) 的联合分布律为:
Y0
1
pi
X
0 0.3 0.2 0.5
1 0.2 0.3 0.5
p j 0.5 0.5
1
0,
x 0 or y 0
F
(x,
y)

0.3, 0.5,
解:设 X 及 Y 分别是取出的 4 件产品中一等品及二等
品的件数,则我们有
P( X
i,Y

j)
C3i C5j C24i j C140

i 0,1,2,3; j 0,1,2,3,4; 4 i j 0,1,2
即 i 0,1,2,3; j 0,1,2,3,4; i j 2,3,4
易见,若(X,Y)在区域D上(内) 服从均匀分布 ,对D内任意区域G,有
P{( X ,Y } G} SG SD

概率论与数理统计书ppt课件

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条件概率与独立性
CHAPTER
随机变量及其分布
02
随机变量的概念与性质
定义随机变量为在样本空间中的实值函数,其取值依赖于随机试验的结果。
随机变量
讨论随机变量的可数性、可加性、正态性等性质。
随机变量的性质
离散型随机变量的概念
定义离散型随机变量为只能取可数个值的随机变量。
离散型随机变量的分布
讨论离散型随机变量的概率分布,如二项分布、泊松分布等。
应用
中心极限定理及其应用
CHAPTER
贝叶斯推断与决策分析
07
贝叶斯推断的基本原理
金融风险管理
贝叶斯推断在金融风险管理领域有着广泛的应用,如信用风险评估、投资组合优化等。
医疗诊断
贝叶斯推断在医疗诊断方面也有着重要的应用,如疾病诊断、预后评估等。
机器学习与人工智能
贝叶斯推断在机器学习算法和人工智能领域中也有着广泛的应用,如朴素贝叶斯分类器、高斯混合模型等。
参数估计与置信区间
01
点估计
用单一的数值估计参数的值。
02
区间估计
给出参数的一个估计区间,通常包括一个置信水平。
比较两个或多个组的均值差异,确定因素对结果的影响。
方差分析
检验两个或多个组的方差是否相等。
方差齐性检验
研究变量之间的关系,并预测结果。
回归分析
假设检验与方差分析
CHAPTER
回归分析与线性模型
应用
在现实生活中,大数定律被广泛应用于保险、赌博、金融等领域,通过统计数据来预测未来的趋势和风险。
大数定律及其应用
在独立随机变量序列中,它们的和的分布近似于正态分布,即中心极限定理。这意味着,当样本量足够大时,样本均值近似于正态分布。

华南理工大学概率论与数理统计课件 (18)

华南理工大学概率论与数理统计课件 (18)

则取U-统计量 U X ,对做区间估计。 sn
对给定的置信水平1-,由
PU
u 1
确定临界值(X的双侧分位数)得的2 置信区间为
X
u
2
s
n
,
X
u
2
s
n
将观测值 x1, x2,L , xn 代入,则可得具体的区间。
[例] 已知某零件的直径服从正态分布,从该批产品中随机抽取10件, 测得平均直径为202.5mm,已知总体标准差σ=2.5mm,试建立 该种零件平均直径的置信区间,给定置信度为0.95。 解:已知
解如下不等式
35 ,即1.96 285.3 35 n

n
1.96
285.3 35
2
=255.26
至少抽取 256 份坏帐
延伸:单个参数总体比率的区间估计
根据中心极限定理,当n较大时,二次分布近似正态分布。
np 5, n(1 p) 5
将正态分布标准化,得
即 p ~ N p, p(1 p)
X =202.5, n=10, 1-α=0.95 X ~ N (,s 2 )
查标准正态分布表,得μα/2=1.96 所以在1-α置信度下,μ的置信区间为
X
2
s
n
,
X
2
s
n
)
计算结果为:[200.95, 204.05]
例1 某车间生产滚珠,从长期实践中知道,滚珠直径X 可以认为服从正态分布,从某天的产品中随机抽取6个, 测得直径为(单位:cm)
结果表明,如果多次反复抽样,
p( X X ) p( X )
每次都可以由样本值确定一个估
计区间,每个区间或者包含总体

华理概率论与数理统计PPT C24ps

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② 0-1 分布(两点分布)
a.随机变量 X 的取值范围:0,1.
( 即 样 本 空 间 只 含 有 两 个 基 本 事 件 .)
m 1 m b.分布律: P( X m) p q , m 0,1; p q 1 或者, X 0 1
P ( X m)
1 p
p
c.定义:如果随机变量 X 具有以上的分布律, 则称 X 服从两点分布。
2 2 重要公式: DX EX (EX )
性质 1. D( c) 0
性质 2. D(aX B) a DX
2
2 E ( X C ) DX 性质 3. 等号当且仅当 C EX 时成立 .
X EX 性质 4. 标准化随机变量: Y DX ,则 EY 0 , DY 1 .
ab EX 2
2
2 2 a ab b a b 2 2 所以, DX EX ( EX ) 3 2 a 2 2 ab b 2 ( a b ) 2 12 12
例3:设随机变量X的概率密度为
1 x 1 x 0 f ( x) 1 x 0 x 1
返回
. .) 的E 及D存在, 性质5 切贝雪夫不等式设随机变量(rv 则对于任何 0,有 D P ( E ) 2 ,
或 P( E ) 1 2 (对立事件)
D
用密度函数计算不等式左边:
ab 3 P{| | (b a )} 8 2 1
a b 3 (ba ) 2 8 a b 3 (ba ) 2 8
|x
a b 3 | ( b a ) 2 8
p( x)dx
1 dx ba

概率论与数理统计完整版课件全套ppt教学教程-最全电子讲义(最新)

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点”或“6 点”3 个基本事件,即 A {2 ,4 ,6} 。
四、事件的关系与运算
在一个样本空间中显然可以定义不止一个事件。概率论的重要研究课 题之一是希望从简单事件的概率推算出复杂事件的概率。为此,需要研究 事件间的关系与运算。
事件是一个集合,因此事件间的关系和运算自然按照集合之间的关系 和运算来处理。
1 事件的包含与相等
若 A B ,则称事件 B 包含事件 A ,这里指的是事件 A 发生必然导致事件 B 发生, 即属于 A 的样本点都属于 B ,如图1-2所示。显然,对任何事件A,必有 A 。
若 A B 且 B A ,则称事件 A 与 B 相等,记为 A B。
图1-2 A B
事件 A B {x | x A或x B},称为事件A与事件B的和事件,即当且仅当事件 A 或 事件 B 至少有一个发生时,和事件 A B 发生。它由属于 A 或 B 的所有公共样本点构 成,如图 1-4 所示。
图 1-4 A B
4 事件的差
事件 A B {x | x A且x B}称为事件 A 与事件 B 的差事件,即当且仅当事件 A 发 生但事件 B 不发生时,积事件A B发生。它是由属于 A 但不属于 B 的样本点构成的集 合,如图1-5所示。差事件 A B 也可写作 AB 。
定义1 在相同的条件下重复进行了 n 次试验,如果事件 A 在这 n 次试验中出现
了 nA
次,则称比值
nA n
为事件 A
发生的频率,记为fn ( 源自) ,即fn( A)
nA n
显然,频率 fn ( A) 的大小表示了在 n 次试验中事件 A 发生的频繁程度。频率 大,事件 A 发生就频繁,在一次试验中 A 发生的可能性就大,也就是事件 A 发

概率论与数理统计(最新完整版)ppt课件

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(1) 试验可以在相同的条件下重复地进行;
.
(2) 试验的所有可能结果:
正面,反面; (3) 进行一次试验之前不能
确定哪一个结果会出现.
故为随机试验.
同理可知下列试验都为随机试验
1.“抛掷一枚骰子,观察出现的点数”.
2.“从一批产品中,依次任选三件, 记 录出现正品与次品的件数”.
.
3. 记录某公共汽车站 某日上午某时刻的等 车人 数.
(3)分 配 律
A(BC)(A B)(AC)AB AC ,
A (BC)AB AC
( A B ) C ( A C ) ( B C ) ( A C ) B C ( )
(对 4律 ):偶 A B A B ,A B A B .
n
n
Ai Ai,
i1
i1
.
n
n
Ai Ai
i1
i1
三 完备事件组
4. 考察某地区 10 月 份的平均气温.
5. 从一批灯泡中任取 一只,测试其寿命.
.
四、概率的统计定义
1、随机事件:在试验的结果中,可能发生、也可能不发 生的事件。比如,抛硬币试验中,”徽花向上”是随机事 件;掷一枚骰子中,”出现奇数点”是一个随机事件等。
2、频率:设A为实验E中的一个随机事件,将E重复n次, A发生m次,称f(A)=m/n为事件A的频率. 随着实验次数n的增加,频率将处于稳定状态.比如投 硬币实验,频率将稳定在1/2附近.
B A
.
6. 事件的互逆(对立)
若事件 A 、B 满足 A B 且 A B .
则称 A 与B 为互逆(或对立)事件. A 的逆记作 A .
实例 “骰子出现1点”对立 “骰子不出现1点”

《概率论于数理统计》PPT课件

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这里固然有把哪个假设作为原假设从而引起检验结果不同这一原因;除此外还有一个根本的原因,即样本容量不够大.
若样本容量足够大,则不论把哪个假设作为原假设所得检验结果基本上应该是一样的.否则假设检验便无意义了!
由于假设检验是控制犯第一类错误的概率, 使得拒绝原假设 H0 的决策变得比较慎重, 也就是 H0 得到特别的保护. 因而, 通常把有把握的, 经验的结论作为原假设, 或者尽量使后果严重的错误成为第一类错误.
查表得 F0.05( 17, 12 ) = 2.59,
F0.95( 17, 12 ) =
拒绝外,故接受原假设, 即认为内径的稳定程度相同.
8.2.4 样本容量的选取
虽然当样本容量 n 固定时, 我们不能同时控制犯两类错误的概率, 但可以适当选取 n 的值, 使犯取伪错误的概率 控制在预先给定的限度内.
8.2 正态总体的参数检验
8.2.1 单个正态总体情况
1. 方差 已知,关于 的检验(u检验法)
(2) 选取检验统计量
~ N(0,1)
(1)
(3) 对给定的显著性水平 ,可以在N(0,1)表中查到分位点的值 ,使
得拒绝域为
W:
(4) 由样本观察值算出统计量的实测值
假设检验与置信区间对照
接受域
置信区间
检验统计量及其在 H0为真时的分布
枢轴量及其分布
0
0
( 2 已知)
( 2 已知)
原假设 H0
备择假设 H1
待估参数
接受域
置信区间
检验统计量及其在 H0为真时的分布
枢轴量及其分布
原假设 H0
备择假设 H1
待估参数
0
0
0
0
0

概率论与数理统计 课件

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05
多元统计分析
多元正态分布
01
多元正态分布的定义
多元正态分布是多个连续随机变量的 联合分布,其概率密度函数是多元高 斯函数。
02
多元正态分布的性质
多元正态分布具有旋转对称性、椭球 等高性、最大似然估计等性质。
03
多元正态分布的应用
在多元统计分析中,多元正态分布被 广泛用于描述多维数据的分布特征, 例如在回归分析、主成分分析、因子 分析等中都有应用。
正态分布与指数分布
正态分布
一种常见的连续概率分布,其概率密 度函数呈钟形曲线,对称轴为均值, 形状由标准差决定。
指数分布
描述随机事件在单位时间内发生的次 数,其概率密度函数为指数函数。
均匀分布与对数正态分布
均匀分布
在一定区间内随机变量取值的可能性相等,其概率密度函数 为常数。
对数正态分布
描述随机变量取值的对数服从正态分布的情况,其概率密度 函数在对数尺度上呈正态分布。
因子分析
因子分析的定义
因子分析是一种探索性 统计分析方法,通过寻 找隐藏在数据中的公共 因子来解释变量之间的 相关性。
因子分析的步骤
包括确定因子个数、因 子旋转、因子得分计算 等步骤。
因子分析的应用
在多元统计分析中,因 子分析被广泛应用于市 场细分、顾客满意度分 析、社会问题研究等方 面。
06
随机过程与时间序列分析
描述随机变量取离散值的概率规 律。
02
离散概率分布的特 点
随机变量取值有限或可数,概率 质量函数定义了每个可能取值的 概率。
03
离散概率分布的表 示方法
列表法、图示法、概率质量函数 。
二项分布与泊松分布
1 2

华南理工大学概率论与数理统计ppt课件

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x 2.5
2 x
0.625
;
6
中心极限定理
✓ 设从均值为,方差为2的一个任意总体(正态/
非正态)中抽取容量为n的样本,当n充分大时 (n≥30) ,样本均值的抽样分布近似服从均值为 μ、方差为σ2/n的正态分布。
一个任意分布 的总体
x
n
当样本容量足够大 时(n 30) ,样本均 值的抽样分布逐渐 趋于正态分布
第一个 观察值
1 2
第二个观察值
1
2
3
4
P(x)
1,1 1,2 0.31,3 1,4
2,1 2,2 2,3 2,4
3
3,1 3,2 0.23,3 3,4
4
4,1 4,2 4,3 4,4
0.1
16个样本的均值(x)
第一个 观察值
第二个观察值
1
2
3
4
1
1.0 1.5 2.0 2.5
2
1.5 2.0 2.5 3.0
2 (n) 分布的密度函数为
伽码函数
f
( y)
2n
1
2n
2
yn
e 21 y
2,
y
0
0,
; y0
(n 1) n!
18
2(n) 分布密度函数的图形
f(y)
0.5 0.4
n=1
0.3
0.2 n=4
0.1
n=10
0 1 3 5 7 9 11 13 15 17 x
图5-4
其图形随自由度的 不同而有所改变.
t分布、F分布的一些结论的熟练运用. 它们
是后面各章的基础.
;
17
2 ——分布

概率论与数理统计ppt课件(完整版)

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27
( 1)
n 1
例4. 设P(A)=p, P(B)=q, P(AB)=r, 用p, q, r表示下列 事件的概率:
(1) P ( A B ); (2) P ( A B); (3) P ( A B); (4)P( A B ).
28
§5. 条件概率
(一)条件概率: 设试验E的样本空间为S, A, B是事件, 要考虑 在A已经发生的条件下B发生的概率, 这就是条件概 率问题.
P(B) P( A).
一般地有: P(B-A)=P(B)-P(AB).
26
性质4. 对任一事件 A,
P( A) 1.
性质5. 对任一事件A, P( A) 1 P( A).
性质6. 对任意两事件 A, B有 P( A B) P( A) P(B) P( AB ).
推广
P( A B C) P ( A) P ( B ) P (C )
1 对于每一个事件 B, 有 1 P(B | A) 0.
0
2 P(S | A) 1.
0
3 设B 1 , B 2 , 两两互不相容, 则 P( B i | A ) P(B i | A).
i 1 i 1
0
此外, 条件概率具有无条件概率类似性质.例如:
(1) P( | A) 0.
m( A) P ( A) m( )
(其中m( ) 是样本空间的度量 , m( A) 是构成事件A 的子区域的度量) 这样借助于几何上的度 量来合理 规定的概率称为 几何概率 . 说明 当古典概型的试验结果为连续无穷多个时, 就归结为几何概率.
20
会面问题
例1 甲、乙两人相约在 0 到 T 这段时间内, 在预

《概率论与数理统计》课件

《概率论与数理统计》课件

条件概率与独立性
条件概率
在某个事件B已经发生的条件下,另 一事件A发生的概率,记为P(A|B)。
独立性
两个事件A和B如果满足 P(A∩B)=P(A)P(B),则称事件A和B是 独立的。
随机变量及其分布
01
随机变量
随机变量是定义在样本空间上的 一个实值函数,表示随机试验的 结果。
02
离散型随机变量
03
连续型随机变量
离散型随机变量的取值可以一一 列举出来,其概率分布可以用概 率质量函数或概率函数表示。
连续型随机变量的取值范围是一 个区间或半开区间,其概率分布 可以用概率密度函数表示。
数理统计初步
02
统计数据的描述
01
统计数据的收集
描述如何通过调查、试验或观测 等方法,获取用于统计分析的数
据。
03
夫链
随机过程的基本概念
随机过程
随机过程是一组随机变量,每个随机 变量对应于时间或空间的一个点。
有限维分布
描述随机过程在有限个时间点上的联 合分布。
独立性
如果随机过程在不相交的时间区间上 的随机变量是独立的,则该随机过程
是独立的。
马尔科夫链及其性质
马尔科夫性
在已知现在状态下,未来与过去独立,即“未来 只取决于现在”。
03
数据的可视化
介绍如何使用图表(如直方图、 散点图等)将数据可视化,以便 更直观地理解数据分布和关系。
02
数据的整理
介绍如何对数据进行分类、排序 和分组,以便更好地理解和分析

04
数据的数字特征
介绍如何使用均值、中位数、众 数、方差等统计量来描述数据的
中心趋势和离散程度。
参数估计与置信区间
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置信区间 置信下限
样本统计量 (点估计)
置信区间与置信水平
/2
1–
s x /2
置信上限
x
x
我们用95%的置信水平得到某班学生考试成绩的置信区间为60-80分,如何理解?
错误的理解:60-80区间以95%的概率包含全班同学平均成绩的真值;或以95% 的概率保证全班同学平均成绩的真值落在60-80分之间。 正确的理解:如果做了多次抽样(如100次),大概有95次找到的区间包含真值, 有5次找到的区间不包括真值。
设总体的分布中含有一个参数,对给定的,如果由样本(X1,X2,…,Xn) 确定两个统计量 1( X1,X2,…,Xn ), 2( X1,X2,…,Xn ),使得 P{1 << 2}=1- ,则称随机区间( 1 , 2 )为参数的置信度(或置信水平) 为1- 的置信区间。
1——置信下限 2——置信上限
6
续解 (2)由题设知X~N(,0.06)
构造U-统计量,得EX的置信区间为
Xu2ຫໍສະໝຸດ sn , X u 2
s
n
而 x 14.95, s 0.06 0.1
n6
当=0.05时,u0.025 1.96
所以,EX的置信区间为(14.754,15.146)
当=0.01时,u0.005 2.58 所以,EX的置信区间为(14.692,15.208)
则取U-统计量 U X ,对做区间估计。 sn
对给定的置信水平1-,由
PU
u 1
确定临界值(X的双侧分位数)得的2 置信区间为
X
u
2
s
n
,
X
u
2
s
n
将观测值 x1, x2,L , xn 代入,则可得具体的区间。
[例] 已知某零件的直径服从正态分布,从该批产品中随机抽取10件, 测得平均直径为202.5mm,已知总体标准差σ=2.5mm,试建立 该种零件平均直径的置信区间,给定置信度为0.95。 解:已知
置信水平提高,置信区间扩大,估计精确度降低。
置信区间随置信水平的变化
x± u 2sx
sx
- 2.58sx
-1.65 s x
+1.65sx +2.58sx
x
-1.96s x
+1.96sx
90%的样本
95% 的样本
99% 的样本
我们引入误差的概念:
为什么记 / s X为z / 2 ?
14.6,15.1,14.9,14.8,15.2,15.1 (1)试求该天产品的平均直径EX的点估计; (2)若已知方差为0.06,试求该天平均直径EX的置信
区间:=0.05;=0.01。
解 (1)由矩法估计得EX的点估计值为
E¶X x 1 14.6 15.114.9 14.8 15.2 15.1 14.95
2、不同的置信水平,参数的置信区间不同。
3、置信区间越小,估计越精确,但置信水平会降低; 相反,置信水平越大,估计越可靠,但精确度会降 低,置信区间会较长。一般:对于固定的样本容量, 不能同时做到精确度高(置信区间小),可靠程度也 高(1- 大)。如果不降低可靠性,而要缩小估计范 围,则必须增大样本容量,增加抽样成本。
区间估计的思想
点估计总是有误差的,但没有衡量偏差程度的量, 区间估计则是按一定的可靠性程度对待估参数给出一个 区间范围。
引例 设某厂生产的灯泡使用寿命X~N(,1002),现 随机抽取5只,测量其寿命如下:1455,1502,1370, 1610,1430,则该厂灯泡的平均使用寿命如何估计?
置信水平、置信区间
正态总体方差未知,对均值的区间估计
正态总体 σ2未知时
n≥30时,只需将
X
2
s n
,
X
2
s
n
中的σ用 S近似代替即可 。
n<30时,由
t X ~ t(n 1)
Sn
P{t t /2} 1
即在1-α置信度下,μ的置信区间为
X
S n
t
2
(n
1)
,
X
S n
t
2
(n
1)
例2 某厂生产的一种塑料口杯的重量X被认为服从正态 分布,今随机抽取9个,测得其重量为(单位:克): 21.1,21.3,21.4,21.5,21.3,21.7,21.4,21.3, 21.6。试用95%的置信度估计全部口杯的平均重量。 解 由题设可知:口杯的重量X~N(,s2)
真值只有一个,一个特定的区间“总是包含”或“绝对不包含”该真值。但是,用 概率可以知道在多次抽样得到的区间中大概有多少个区间包含了参数的真值。
如果大家还是不能理解,那你们最好这样回答有关区间估计的结果: 该班同学平均成绩的置信区间是60-80分,置信度为95%。
正态总体方差已知,对均值的区间估计
如果总体X~N(,s2),其中s2已知, 未知,
X =202.5, n=10, 1-α=0.95 X ~ N (,s 2 )
查标准正态分布表,得μα/2=1.96 所以在1-α置信度下,μ的置信区间为
X
2
s
n
,
X
2
s
n
)
计算结果为:[200.95, 204.05]
例1 某车间生产滚珠,从长期实践中知道,滚珠直径X 可以认为服从正态分布,从某天的产品中随机抽取6个, 测得直径为(单位:cm)
由抽取的9个样本,可得 S 0.18 x 21.4 n 9
由 1 0.95 得 0.05 查表得 t0.025 (8) 2.306
t 2 (8)
S 2.306 0.18 0.13836
n
9
全部口杯的平均重量的置信区间为(21.26,21.54)
1. 参数区间估计的含义:估计总体参数的区间范围,并给出区间估 计成立的概率值。
p(1 2 ) 1
2. 其中: 1-α(0<α<1)称为置信度;α是区间估计的显著性水平,
其取值大小由实际问题确定,经常取1%、5%和10%。也称犯错 误的可能性。
几点说明
1、参数的置信水平为1-的置信区间( 1, 2) 表示该区间有100(1-)%的可能性包含总体参 数的真值。
0.45
p( X ) 1
0.4
sX
sX
0.35
p(z ) 1
0.3
sX
0.25
0.2
0.15
p(z ) sX 2
0.1 1
/2
0.05
/2
0
-2.5 -2 -1.5 -1 -0.5
0
0.5
1
1.5
2
2.5
/s X
注意
• 为迎接学校期中检查,原定于13周的上机 调往17周。另外,请各位同学做好课程准 备,以更好的完成课程学习。
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