本科概率论及数理统计课件第六章新

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概率论与数理统计 第六章 样本及抽样分布

概率论与数理统计 第六章 样本及抽样分布

x0 o.w.
n 1
n5
n 15
15
(2)t-分布(学生分布)
设 X ~ N ( 0 ,1), Y ~ 2 ( n ) 且X、Y为独立随 机变量,则称随机变量
t
X Y /n

X
1 n 2 ( X 12 ...... X n )
为自由度为n的t-分布。记为: t ~ t ( n ) 。
3
§1 随机样本
总体: 研究对象在某项数量指标的全体. 记为X。通常称总体X。 个体: 总体X中的每一个元素(实数)xi。 根据总体所含的个体数分为: 有限总体和无限总体。
4
总体与取样
X1
X
X2 X3 Xn
取样模型
X
X2 X1
X3
X4
X5
河流污染取样
5
总体、样本、统计量
总体 样本 统计量
X1 X2
2 ( n ) 分布:
具有可加性
2 X X 12 ...... X n , X i ~ N (0,1)
3. 4.
t ( n ) 分布:
X ~ N (0,1), Y ~ 2 ( n )
t(n) X Y /n
F ( n1 , n 2 ) 分布: U ~ 2 ( n1 ), V ~ 2 ( n 2 )



F (n1 , n2 )
19
分位点及性质:
定义: Pr[ X z ]

z
(1)标准正态分布分位点

(x)
( x)dx 1 ( x)dx


z
z1
( x)
Pr[ X z ]

概率论与数理统计(06)第6章 统计量及其抽样分布

概率论与数理统计(06)第6章  统计量及其抽样分布
一个任意分 布的总体
σx =
σ
n
当样本容量足够 大时( 大时(n ≥ 30) , 样本均值的抽样 分布逐渐趋于正 态分布
6 - 11
µx = µ
xቤተ መጻሕፍቲ ባይዱ
x 的分布趋 于正态分布 的过程
6 - 12
6.4 正态总体 6.3.1 χ2分布 6.3.2 t 分布 6.3.3 F 分布
6 - 13
χ2 分布
第六章 样本与统计量
6.1引言 6.1引言
数理统计学: 运用概率论的基础知识,对要研究的随机现象进行 多次观察或试验,研究如何合理地获得数据资料, 建立有效的数学方法,根据所获得的数据资料,对 所关心的问题作出估计与检验。
6-1
§6.2总体与样本 6.2总体与样本
对某一问题的研究对象全体称为总体。 组成总体的某个基本单元,称为个体。 总体可以是具体事物的集合,如一批产品。 也可以是关于事物的度量数据集合,如长度测量。 总体可以包含有限个个体,也可以包含无限个个体。 有限总体在个体相当多的情况下,可以作为无限 总体进行研究。 总体中的个体,应当有共同的可观察的特征。该 特征与研究目的有关。
6 - 16
χ2分布
(图示) 图示)
n=1 n=4 n=10
n=20
6 - 17 不同容量样本的抽样分布
χ2
t 分布
6 - 18
t 分布
1. 高 塞 特 (W.S.Gosset) 于 1908 年 在 一 篇 以 (W. “Student”(学生)为笔名的论文中首次提出 Student”(学生)
X ~ N(µ,σ ) ,则
2
χ2分布
2. 3.
z=
X −µ
Y=z

概率论与数理统计-6

概率论与数理统计-6

一、统计量
定义1 设X1, X2, …, Xn是总体X的样本,样本函数g(X1, X2, …, Xn)是样 本的实体函数,且不含有任何未知参数,则称这类样本函数g(X1, X2, …, Xn)为统计量。
由于样本具有二重性,统计量作为样本的函数也具有二重性,即对 一次具体的观测或试验,它们都是具体的数值,但当脱离开具体的某 次观测或试验,样本是随机变量,因此统计量也是随机变量。
n i 1
( xi
x )2
1n (
n 1 i1
xi2
nx 2 )

(3)样本标准差
S
S2
1 n 1
n i 1
(Xi
X
)2
它的观测值记为 s
s2
1 n 1
n i 1
( xi
x )2

(6-5)
(4)样本k阶原点矩
Ak
1 n
n i 1
X
k i
(k
1,2 ,3,
)
它的观测值记为 ak
解 将样本的观察值由小到大排列为 1 2 3 3 4 4 4 5 6 8
所以样本的频率分布如表所示
X
1
2
3
4
5
6
8
fn
0.1
0.1
0.2
0.3
0.1
0.1
0.1
例1 设总体服从泊松分布,容量为10的样本观察值如下:
214 3 5 6 4 8 4 3 试构造样本的分布函数F10(x)。
例1 设随机变量 X ~ (0 ,1) 分布,求D(X)。
解 因为 X ~ (0 ,1)
所以 又
E(X ) p E( X 2 ) 0 (1 p) 12 p p

第6章 第4讲 正定二次型 课件(共26张PPT)- 《概率论与数理统计(慕课版)》同步教学(人民邮

第6章 第4讲 正定二次型 课件(共26张PPT)- 《概率论与数理统计(慕课版)》同步教学(人民邮

之差为2r – m为符号差.
3
01
正定二次型的定义
惯性定理
任意二次型 X T AX 都可通过非退化线性变换化为规范形
z12 z22
z 2p z 2p 1
z 2p q,
其中 p 为正惯性指数,q 为负惯性指数,p + q为二次型的秩
且 p 、q 由二次型唯一确定,即规范情势唯一的.
霍尔维茨定理
例5
方程3x 2 5 y 2 5z 2 4 xy 4 xz 10 yz 1表示何种二次曲面.
2
2
2
f
x
,
y
,
z

解 因为
3x 5 y 5z 4 xy 4 xz 10 yz
是一个二次型,
3 2 -2
其矩阵A= 2 5 -5 ,由 A - E 0 得
因为 3 2 3 0,
所以A不是正定矩阵,从而二次型不是正定二次型.
10
01
正定二次型的定义
例3
已知A为n阶正定矩阵,E为n阶单位矩阵,证明 | A E | 1.

设A的特征值为 1 , 2 ,
, n, 由A为正定矩阵知
1 0, 2 0,
A + E 的特征值为 1 1, 2 1,
4
01
正定二次型的定义
定义6.3
对应矩阵A 称为正定矩阵.
实二次型 f ( x1 , x2 ,
恒有 f (c1 , c2 ,
, xn ) X T AX,若对任意 (c1 , c2 ,
, cn ) 0,则称 f ( x1 , x2 ,
, cn )T 0,

概率论数理统计课件第6讲

概率论数理统计课件第6讲

(2) X的分布函数为
F x
x

5 3 5 3 (3) P X F F 2 2 2 2 1 0.9375 0.0625
2.3.3 常见的连续型随机变量
均匀分布、指数分布、正态分布
1. 均匀分布 (Uniform) 若随机变量X 的概率密度为:
(2).
f ( x) dx 1;

这两条性质是判定函数 f(x) 是否为某随机变量 X 的概率密度函数的充 要条件。
f(x)与x轴所围 面积等于1。
(3). 对 f(x)的进一步理解:
若x是 f(x)的连续点,则 x x f (t )dt P( x X x x) x lim lim x 0 x 0 x x =f(x), 故, X的概率密度函数f(x)在 x 这一点的值, 恰 好是X 落在区间 [x , x +△x]上的概率与区间长 度△x 之比的极限。 这里, 如果把概率理解为 质量,f (x)相当于物理学中的线密度。
这100个数据中,最小值是128,最大值是155。
作频率直方图的步骤
(1). 先确定作图区间 (a, b); a = 最小数据-ε/ 2,b = 最大数据+ε/ 2,
ε 是数据的精度。 本例中 ε = 1, a = 127.5, b = 155.5 。
(2). 确定数据分组数 m = 7, 组距 d = (b − a) / m=28/7=4,
1

p k 0, k 1,2,,
2。
p
k 1

k
1.
随机变量X 的所有取值 随机变量X的 各个取值所 对应的概率
常用的离散型随机变量的分布
1.两点分布( 0-1分布) 模型:一个人射击,射中的概率为p,不中的概 率为 q=1-p. 规定:

西北工业大学《概率论与数理统计》课件-第六章 参数估计

西北工业大学《概率论与数理统计》课件-第六章 参数估计
最大概率的思想就是最大似然法的基本思想 .
(2) 似然函数
定义6.1 设总体X的分布密度(或分布律)为 p(x; ), 其中 (1, 2, ,m )为未知参数. 又设
( x1, x2,, xn ) 为自总体X的样本(X1,X2,…,Xn) 的一 个观察值,则称样本的联合分布
n
L( ) p(x1, x2, … , xn; ) p( xi; )
2º似然估计方程组与最大似然估计之间没有必 然
从中解得 pˆ k n
参数 p的估计值
这时, 对一切 0< p <1, 均有
P{Y k; pˆ } P{Y k; p}
综上所述: 设某试验的可能结果为: A1, A2 , ···, Ai , ···
若在一次试验中,某结果 Ai 出现,则应选择参 数使Ai 出现的概率最大.
以上这种选择一个参数使得实验结果具有
(k 1,2,, m)
(4) 求最大似然估计(MLE)的步骤:
1 写出似然函数
(1, 2 , ,m )
n
L( ) L( x1, x2,, xn; ) p( xi; )
n
i 1
2 取对数 ln L( ) ln p( xi; )
i 1
3 解似然方程(组)
ln L

ln L
2
为来自总体X的简单随机样本. 矩估计法的具体步骤:
1 求出k E( X k ) (1,2,,m ), k 1,2,,m;
2 要求k Ak , k 1,2,, m
这是一个包含 m个未知参数1,2 ,,m的方程组.
3 解出其中1,2,,m , 用ˆ1,ˆ2,,ˆm表示.
4 用方程组的解ˆ1, ˆ2 , ,ˆm 分别作为 1,2 ,,m的估计量,这个估计量称为

东华大学《概率论与数理统计》课件 第6章样本与抽样分布

东华大学《概率论与数理统计》课件 第6章样本与抽样分布

X

n



本的
观察

,
则g( x1 , x2 , xn )是统计量g( X1 , X 2 , X n )的观察值.
例1 设总体X 服从两点分布b(1, p) ,其中p 是未知参数,
X1,
,
X

5
来自X的简

随机样本.试指出
X1
X

2
max
1 i 5
X
i
,
X5 2 p,
( X5 X1)2
哪些是统计量,哪些不是统计量,为什么?
从国产轿车中抽5辆进行耗 油量试验
样本容量为5 抽到哪5辆是随机的
对总体X在相同条件下,进行n次重复、独立观察,其结果依次记 为 X1,X2,…,Xn.这样得到的随机变量X1,X2,…,Xn.是来自总体的一个简单 随机样本,其特点是:
1. 代表性:X1,X2,…,Xn中每一个与所考察的总体X有相同的分布. 2. 独立性:X1,X2,…,Xn相互独立.
k同分布,
E(
X
k i
)
k
k 1, 2, , n 再由辛钦大数定律可得上述结论.
再由依概率收敛性质知,可将上述性质推广为
g( A1 , A2 , , Ak ) P g(1, 2 , , k )
其中g为连续函数.
矩估计法的理论依据
2. 经验分布函数
设X1, X2,
,
X

n


F的

个Hale Waihona Puke 本,用S(
x
则称变量
t X Yn
所服从的分布为自由度为 n的 t 分布.

概率论与数理统计第六章样本及抽样分析

概率论与数理统计第六章样本及抽样分析
则 Y1 Y2 ~ 2 (n1 n2 )
期望与方差:E(Y) = n, D(Y) = 2n
X1, X2,……, Xn 来自标准正态总体 X 的样本,那么
Y (X1 X2 )2 (X3 X4 )2 (X5 X6 )2
是否服从卡方分布?若 kY ~ χ2( n ),求 k,n
第六章 样本及抽样分析
… 19.675 2… 21.026 23.337 26.217 28.299
… 22.362 24.736 27.688 29.819
… 23.685 26.119 29.141 30.319










查表练习: 求下列各式中的 C 值
1. Y ~ 2(24), P(Y C ) 0.1 2. Y ~ 2(40), P(Y C ) 0.95
样本可看成 n 维随机变量(X1, X 2 ,, X n), 则有 P( x1, x2 ,, xn ) = P( x1)P( x2 ) P( xn )
或 f ( x1, x2 ,, xn ) = f ( x1) f ( x2 ) f ( xn )
身高总体
178.4 161.5 174.9 182.7 171.0 165.3 172.8 182.1 180.2 176.8 181.7 175.7 177.3 180.0 179.4 177.0 181.3 176.5 176.0 175.7 168.1 184.6 169.1 177.8 175.1 161.8 174.3 176.0 163.7 176.8 177.3 175.3 180.2 176.8 181.9 178.4 181.5 177.6 179.9 178.2 174.7 176.0 175.7 180.3 166.2 177.2 171.9 182.9 176.8 179.5 167.0 174.8 182.7 174.9 178.1 179.9 175.4 184.4 175.1 179.4 173.2 176.1 177.6 180.5 164.3 170.5 177.5 168.3 173.0 176.8 173.9 180.7 166.5 180.0 165.6 179.4 182.2 176.3 177.4 183.4 167.9 176.1 177.4 183.4 176.9 168.0 179.0 178.8 173.1 173.2 162.2 179.9 178.2 183.0 174.0 180.8 173.1 173.2 176.8 171.1 169.0 178.3 171.6 181.2 167.6 161.1 166.0 190.2 180.3 166.2 174.9 175.8 176.5 164.2 173.0 176.8 170.5 180.5 177.3 175.3 163.7 176.8 171.1 168.5 171.2 170.2 177.1 169.4 175.7 177.3 183.2 168.6 175.1 179.4 169.1 169.9 168.5 180.2 174.9 171.0 171.0 168.8 177.7 168.6 176.6 175.9 176.8 179.5 174.3 176.0

《概率论与数理统计》第六章

《概率论与数理统计》第六章
所以,X是一个随机变量!
既然总体是随机变量X,自然就有其概率分布。
我们把X的分布称为总体分布。
总体的特性是由总体分布来刻画的。因此,常 把总体和总体分布视为同义语。
第六章 样本及抽样分布 ‹#›
例2
在例1中,假定物体真实长度为(未知)。一般 说来,测量值X就是总体,取 附近值的概率要大一 些,而离 越远的值被取到的概率就越小。
k=1,2,…
第六章 样本及抽样分布 ‹#›
它反映了总体k 阶矩的信息
样本k阶中心矩
Bk
1 n
n i 1
(Xi
X )k
它反映了总体k 阶 中心矩的信息
第六章 样本及抽样分布 ‹#›
统计量的观察值
1 n
x n i1 xi;
s2
1 n 1
n i1
(xi
x )2
s
1 n 1
n i1
(xi
x
)2
第六章 样本及抽样分布 ‹#›
实际上,我们真正关心的并不一定是总体或个
体本身,而真正关心的是总体或个体的某项数量指 标。
如:某电子产品的使用寿命,某天的最高气温, 加工出来的某零件的长度等数量指标。因此,有时也
将总体理解为那些研究对象的某项数量指标的全
体。
第六章 样本及抽样分布 ‹#›
为评价某种产品质量的好坏,通常的做法是: 从全部产品中随机(任意)地抽取一些样品进行观测(检
样本X1,X2,…,Xn 既被看成数值,又被看成随机变量, 这就是所谓的样本的二重性。
随机样本
例 4 (例2续) 在前面测量物体长度的例子中,如果我们 在完全相同的条件下,独立地测量了n 次,把这 n 次测 量结果,即样本记为
X1,X2,…,Xn .

概率论与数理统计基本概念及抽样分布PPT课件

概率论与数理统计基本概念及抽样分布PPT课件

~
2 (n1 ),
2 2
~
2 (n2 ), 且它们相互独立,

2 1
2 2
~
2 (n1
n2 )
《概率统计》
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结束
4. 2分布的百分位点
对给定的α(0<α<1)
(1)称满足
P{ 2
2
(n)}
,即
f ( y)dy
x2 ( n)
的点为 2分布的上100α百分位点。
f(y)
(2)称满足
注:在研究中,往往关心每个个体的一个(或几个)数量指标和 该数量指标在总体中的分布情况. 这时,每个个体具有的数量 指标的全体就是总体.
或,总体:研究对象的某项数量指标的值的全体.
《概率统计》
某批 灯泡的 寿命
该批灯泡寿命的 全体就是总体
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结束
为推断总体分布及各种特征,按一定规则从总体中抽取若 干个体进行观察试验,以获得有关总体的信息,这一抽取过程 为 “抽样”.
( x)
(1)称满足条件 P{X>Xα} =α,
α

( x)dx
X
的点Xα为N(0,1)分布的上100α百分位点.
X1-α
0
由于 P{X X } 1 记 -Xα= X1-α
(2)称满足条件 P {| X | X }
2
2
的点 X 为N(0,1)分布的双侧100α百分位点.
X
2

E(X )
E(1 n
n i 1
Xi)
1 n
n i 1
E(Xi )
1 n
n
D(X ) D(1 n
n i1
Xi)

第六章《概率论与数理统计教程》课件

第六章《概率论与数理统计教程》课件

1

例5. 设X服从[0,λ]区间上的均匀分布,参数
λ>0,求λ的最大似然估计. 1 解:由题意得: X ~ f ( x; )
1 L( x1 , x 2 ,..., x n ; ) n 0
0 x
0 其它 0 x1 , x 2 ,..., x n
dL n n1 0 d
其它
无解.
应用最大似然估计基本思想: L越大,样本观察值越可能出现 取 max( x1 , x 2 ,..., x n ) 此时,L取值最大, 所以,所求最大似然估计为 max( x1 , x 2 ,..., x n )
考虑L的取值,要使L取值最大,λ应最小, 0 x1 , x 2 ,..., x n


例2 设总体 X ~ N ( , 2 ) ,其中 及 2 都是未知参数,如
果取得样本观测值为 x1 ,, x n , 求 及 2 的矩估计值。
解: 因为总体X的分布中有两个未知参数,所以应考虑一、二阶 原点矩,我们有 v1 ( X ) E ( X )
v 2 ( X ) E( X 2 ) D( X ) [ E( X )]2 2 2
e

e
1 2
2
2
( x )2 2 2
e
L( x1 , x 2 ,..., x n ; , )
2
i 1
1 2
2
( xi )2
(
2
1 2
2

1 2 2
) e
n

i 1
n
( xi )2

1 n 2 n 1 n 2 2 ) 2 ( x i ) ln 2 ln L n ln( ( xi ) 2 i 1 2 2 2 n 2 2 i 1 1 ln L 1 n Xi X 2 ( xi ) 0 n i 1 i 1 1 n 2 1 n n ln L n 1 ( xi )2 ( xi X )2 2 2 4 ( x i ) 0 n i 1 n i 1 2 2 2 i 1

第六章.ppt数理统计

第六章.ppt数理统计
用频率近似概率

例:从鱼塘里捞一条鱼,这条鱼为鲤鱼的概率?
重复捞取鱼1000次,每次捞一条,有100次左右是鲤鱼,
近似认为再捞一次鱼是鲤鱼的概率为10%。
用频率近似概率

3、主观定义 人们根据经验和所掌握的信息对事件发 生的可能性给以主观的估计。
例:本拉登活着的概率;估计自己能考上大学 的概率;上一个新项目能否赚钱的概率。
(3)不可能事件:每次试验必然不会发生的事件 称为不可能事件。
上例中,观察正反面正面出现的次数为3次——这一事件为不可
能事件
二、事件的关系和运算

(1)包含——事件A发生必然导致B发生, A包含于B
例:抛两个硬币,观察正反面情况:可能结果:①1正2 反,②1反2正,③12全正,④12全反四个基本事件。
解:P(A)=40%,P(B)=50%,P(AB)=30%, P(A+B)=40%+50%-30%=60%; P(A/B)(抽一个公司,已知它进行销售预测,那么它研究 广告效果的概率)=P(AB)/P(B)=30%/50%=60%。 P(B/A)(已知这个公司研究广告效果,那么它进行销售 预测的概率是多少)=P(AB)/P(A)=30%/40%=75%。

(二)概率的运算法则
1、加法公式
两个互斥事件A、B,P(A+B)=P(A)+P(B) A、B互斥(A、B没有交集),P(A+B)(A、B至少 一个发生的概率)=P(A)+P(B)
2、乘法公式
(1)条件概率(事件B已经发生的条件下 事件A发生的概率)。 P(A/B)=P(AB)/P(B)

例:将一枚硬币掷两次,观察出现正反面的情况,设事件 A为“至少一次为正面”,事件B为“两次掷出同一面”, 现在来求已知事件A已经发生的条件下事件B发生的概率 P(B/A)。 解:S={正正、正反、反正、反反}, A={正正、正反、反正}, B={正正,反反}, A已经发生(抛两次硬币后,知道至少有一次正面), 那么掷出同一面的概率是1/3。

概率论与数理统计ppt课件

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称这种试验为等可能概型(或古典概型)。
*
例1:一袋中有8个球,其中3个为红球,5个为黄球,设摸到每一球的可能性相等,从袋中不放回摸两球, 记A={恰是一红一黄},求P(A). 解:
(注:当L>m或L<0时,记 )
例2:有N件产品,其中D件是次品,从中不放 回的取n件, 记Ak={恰有k件次品},求P(Ak). 解:
*
第四章 随机变量的数字特征 4.1 数学期望 4.2 方差 4.3 协方差及相关系数 4.4 矩、协方差矩阵 第五章 大数定律和中心极限定理 5.1 大数定律 5.2 中心极限定理 第六章 数理统计的基本概念 6.1 总体和样本 6.2 常用的分布
*
第七章 参数估计 7.1 参数的点估计 7.2 估计量的评选标准 7.3 区间估计 第八章 假设检验 8.1 假设检验 8.2 正态总体均值的假设检验 8.3 正态总体方差的假设检验 8.4 置信区间与假设检验之间的关系 8.5 样本容量的选取 8.6 分布拟合检验 8.7 秩和检验 第九章 方差分析及回归分析 9.1 单因素试验的方差分析 9.2 双因素试验的方差分析 9.3 一元线性回归 9.4 多元线性回归
解: 设 Ai={ 这人第i次通过考核 },i=1,2,3 A={ 这人通过考核 },
亦可:
*
例:从52张牌中任取2张,采用(1)放回抽样,(2)不放 回抽样,求恰是“一红一黑”的概率。
利用乘法公式
与 不相容
(1)若为放回抽样:
(2)若为不放回抽样:
解: 设 Ai={第i次取到红牌},i=1,2 B={取2张恰是一红一黑}



1 2 N


1 2 N
……

概率论与数理统计6-8

概率论与数理统计6-8

无关的样本的连续函数,则称g(X1,X2,…,Xn)为
统计量。 统计量是样本的函数,它是一个随机变量, 如果x1, x2, …, xn是样本观察值, 则g(x1, x2, …, xn)是统计量g(X1, X2, …, Xn)的一个观察值.X i ; n i 1 2 n 1 2 2. 样本方差 S (X i X ) ; n - 1 i 1 1 n k 3. 样本k阶原点矩 A k X i , k 1, 2, ; n i 1 1 n 4. 样本k阶中心矩 Bk (X i X ) k , k 2, 3, . n i 1
§7.1 点估计 一. 问题的提法:
设总体X的分布函数F ( x; θ )的形式为已知 ,
是待估参数, 1 , X 2 , , X n 是X的一个样本, X
x1, x2 , , xn 是相应的一个样本值。
点估计问题就是要构造 一个适当的统计量 ˆ ( X , X , X ),用它的观察值 ˆ( x , x , , x )
2
分布具有可加性,定义 X 1 ,X 2 , ,X n 独立 中 n 1 同服从N (0,1),所以 = X ~ ( , ) 2 2 i 1
2 2 i n
β α α-1 -x x e , x 0, 分布的概率密度为 f ( x) Γ (α ) : 0 , 其它. n 1 2 2 比较 (n)的密度可知: (n) 分布就是 , 2 2 2 的分布, 即 (n) (n / 2, 1/2).
N (0, 2 ) ,X1,X2,X3 为取自总体的一个样本, 2.设总体 X~
试求:(1)3X1-2X2+X3 的分布;(2)
2 X1 X 22 X 32
的分布。

概率论与数理统计第六章

概率论与数理统计第六章

Ch 6 数理统计的基本概念§6.1 基本概念 一、总体与样本1、总体——研究对象的全体,记为X 。

2、个体——构成总体的每一个对象,记为i X 。

3、总体容量——总体中包含的个体的个数。

有限总体——容量有限;无限总体——容量无限。

为推断总体X 的分布,从总体中抽取n 个个体,则对应n 个r.v.n X X X .....2,1——来自于总体X 的一个样本。

n X X X ......,21的取值((n x x x ,.....,21)--观测结果)称为样本的观测值,简称为样本值,整个抽取过程称之为抽样。

抽取的目的是根据样本的取值情况推断总体情况,因此应尽可能的使抽取的样本能反映总体的状况,故要求抽取的样本具有以下性质:文档收集自网络,仅用于个人学习⑴ 代表性:样本中每个r.v.i X 与总体X 具有相同的分布。

文档收集自网络,仅用于个人学习⑵ 独立性:n X X X ......,21相互独立。

——简单的随机抽样所得的样本称为简单的随机样本;若总体X 的分布函数为F (x ),则样本n X X X .....2,1的联合分布函数)().....,(121*i ni n x F x x x F =∏=。

文档收集自网络,仅用于个人学习若X 为连续型,且d.f 为f(x),且联合p.d.f 为:)()....,(121*i ni n x f x x x f =∏= 若X 为离散型,且分布律为:....2,1,)(===k p x X P k k 则联合分布律:in i i in n i i p p p x X x X x X P ....).....,(212211⋅⋅====。

...2,1.....3,2,1=in i i i 二、统计量Def:不含有任何未知数的关于样本空本空间的函数称为统计量。

e.g.1 设总体X~),(2σμN ,其中2,σμ未知,(n X X X .....2,1)为取自总体X 的一个样本,则:∑∑==--==n i i n i i X X n S X n X 1221)(11,1均为统计量。

概率论与数理统计6.第六章:样本及抽样分布

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),
,
,
,
是来
Z=
(

证明统计量 Z 服从自由度为 2 的 t 分布。
14
),
,
,
,
是来 , .ຫໍສະໝຸດ 自 总 体 X 的 样 本 , E( ) 则 ,D( )=
是来自总体 X ,D(X)= . ,
,D( )=
11
3. 设 , 本 ,E(X)=
, , 为来自总体 X 的样 ,D(X)=9, 为样本均值 , 试用 < ≥ ,
切比雪夫不等式估计 P{ P{ 4.设 , 则当 K= > ≤ , , . 是总体 X
lim f (t ) (t )
n
1 e 2
t2 2
, x
3.分位点 设 T~t(n), 若对 :0<<1,存在 t(n)>0,
4
满足 P{Tt(n)}=, 则称 t(n)为 t(n)的上侧分位点 注: t1 (n) t (n) 三、F—分布 1.构造 若 1 ~2(n1), 2~2(n2),1, 2 独立,则
y0
2. F—分布的分位点 对于 :0<<1,若存在 F(n1, n2)>0, 满足 P{FF(n1, n2)}=, 则称 F(n1, n2)
5
为 F(n1, n2)的上侧 分位点; 注: F1 (n1 , n2 )
1 F (n2 , n1 )
§ 6.3 正态总体的抽样分布定理
X Y /n ~ t ( n)
t(n)称为自由度为 n 的 t—分布。 t(n) 的概率密度为
n 1 ) 1 t 2 n2 2 f (t ) (1 ) , t n n n ( ) 2 (

概率论与数理统计 第六章

概率论与数理统计 第六章

F-分布的概率密度为
n1 n1 1 2 2 [(n1 n2 ) / 2](n1 / n2 ) x , x 0, n1 n2 f ( x) (n1 / 2)(n2 / 2)[1 (n1 x / n2 )] 2 0, 其它.
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n 1 2
( x )
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f (x)
n
n 10
n 1
O
x
t-分布的概率密度性质
t-分布的概率密度为偶函数,且以标准正态概率 密度为其极限(n→∞)。
河南理工大学精品课程 概率论与数理统计 上α分位点(双侧 Nhomakorabea/2分位点)
定义 点 t (n) 为 t (n) 分布的上α 分位点
究,就是对相应的随机变量X的研究。
今后,我们称X的分布函数和数字特征分别为总体的 分布函数和数字特征,并不再区分总体与相应的随机变量
X.对总体的称呼:总体,总体X与总体F.
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例如,当X~N(μ,σ2)时,称总体X为正态总体.正态 总体有以下三种类型: ①μ未知,但σ2已知; ②σ2未知,但μ已知; ③μ,σ2均未知.
P{t t (n)} (0 1).
查附表4[P.298]:
t0.025 (8) 2.3060, t0.005 (4) 4.6041.
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双侧α/2分位点:
t1 / 2 (n), t / 2 (n)
f (x)
/2
t1 / 2 (n) O
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总体中每个研究对象(元素)称为个体。 例如:测试矿大全体男生的身高;
总体
总体 …
研究某批灯泡的质量 考察国产轿车的质量
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有限总体:一个厂某个月生产灯泡的个数的全体 总体
无限总体:一个厂生产灯泡的个数的全体
总体可以用一个随机变量 X 及其分布来描述。
g (x1, x2 , , xn ) 便是一个数。
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例如 总体 X ~ N (, 2 ), X1, X 2, , X nn是一个样本,
期望已知而方差未知,则 2X1 X 2 , X k
均为统计量, 1 n
g ( X1, X 2 , , X n ) 为一连续函数,其不包含任何
未知参数,则称 g (X1, X 2, , X n ) 为一个统计量。 g (x1, x2 , , xn ) 为 g (X1, X 2, , X n ) 的观测值。 注:g (X1, X 2, , X n ) 是随机变量的函数仍为随机变量。
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第六章 样本及抽样分布
一 、总体与样本 二 、统计量 三 、几个常用的分布 四 、正态总体统计量的分布
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第一节 总体与样本
一 、总体
研究对象的某项数量指标值的全体称为总体。
1 n 1
n k 1
(Xk
X )2
1
n
(
n 1 k 1
X
2 k
nX
2)
3、样本标准差 S
S2
1 n 1
n i1
(Xi
X
)2
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结论:
为来自总体X的样本
有E(X ) ____, D(X ) _____,
E(S 2 ) ____,
一 、 2 分布
二 、t 分布 三 、F 分布
(一)
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第三节 几种常用的分布
分布
1. 定义
设 X1, X 2, , X n 相互独立, 都服从正态分布N(0,1),
则称随机变量:
2
X
2 1
X
2 2
X
2 n
所服从的分布为自由度为 n 的 2 分布.记为 2 ~ 2 (n)
2 (n)
的点2 (n)为
称满足条件
的上 分位点。
2
(
n)
例: 0.1, n 25
2 0.1
(25)
34.382
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(二)t 分布
1. 定义: 设X~N(0,1) , Y~ 2(n) , 且X与Y相互独立, 则称变量 T X Yn
4、样本k 阶原点矩
Ak
1 n
n i 1
X
k i
它反映了总体k 阶矩的信息。
k 1,2, , n.
5、样本k 阶中心矩
Bk
1 n
n i 1
(Xi
X )k
可见
X
A1
,
S2
n
n
1
B2
注:统计量的分布称为抽样分布。
k 1,2,
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2 . 性质 (1) 可加性
12
~
2
(n1
),
2 2
~
2 (n2 ),
且 相互独立,
有12
2 2
~
2 (n1
n2 )
(2) 2 ~ 2 (n), 则 E( 2 ) n D( 2 ) 2n
证明
2
X
2 1
X 22
L
ቤተ መጻሕፍቲ ባይዱ
X
2 n
Xi ~ N (0,1) ,则
E
(
X
2 i
)
D(
X
i
)
E
2
(
X
i
)
1
D(
X
2 i
)
E
(
X
4 i
)
E
2
(
X
2 i
)
3
1
2
所以
E
(
2
)
nE
(
X
2 i
)
n
D(
2
)
nD(
X
2 i
)
2n
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2 分布的分位点
定义:对于给定的正数
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二 、样本
( X1, X 2,K , X n )
样本:在总体中抽取若干个有代表性的个体。
样本容量:样本中所含个体的数目n 。
① 代表性:样本的每个分量 X i 与总体X 有相同的
分布函数;
② 独立性:X1, X 2,K , X n 为相互独立的随机变量,
满足以上条件的样本 ( X1, X 2,K , X n ) 称为来自总体
X 的容量为n 的一个简单随机样本(简称样本)。
样本的一次具体实现 (x1, x2,K , xn ) 称为样本值。
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第二节 统计量 定义1 设 X1, X 2 , , X n 是来自总体X 的一个样本,
所服从的分布为自由度为 n 的 t 分布. 记为 T~t (n)。 T 的密度函数为:
f (x; n)
[(n 1)
2]
(1
x2
)
n1 2
(n 2) n n
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例:设 X1,X 2,L ,X n 是来自总体X的一个样本,总体的
k阶矩
(k=1,2,…l)存在,证明:
E(Ak)= E(Xk)
Ak p E( X k )
证明 因为样本 X1, X 2,K , X n 相互独立且与总体X
服从相同的分布。则
X
k 1
,
X
k 2
,K
,
X
k n
也相互独立,且
与 X k 服从相同的分布。
由辛钦定理
1 n
n i1
X
k i
P k
即 Ak P k .
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第三节
几种常用的分布
第六章
一般情况来说要得到某一统计量的分布是困难的, 而在正态总体的条件下一些统计量的分布能较方便地
被确定。 下面我们介绍最常用的三类随机变量:
2 k 1
Xk
2
k 1
不是统计量。
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几种常用的统计量
设 X1, X 2, , X n 是来自总体X 的一个样本,
1、样本均值
X
1 n
n k 1
Xk
它反映了总体X 取值的平均值的信息,常用来估计EX.
2、样本方差
S 2
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