Statystyka, prognozowanie, ekonometria, data mining Strona Główna
Reklama pqstat.pl
Statystyka, prognozowanie, ekonometria, data mining
Forum miłośników statystyki - Portal Statystyczny

FAQFAQ  SzukajSzukaj  UżytkownicyUżytkownicy  GrupyGrupy  StatystykiStatystyki
RejestracjaRejestracja  ZalogujZaloguj  Chat   Regulamin  Kadra forum
PORTAL STATYSTYCZNY
 Ogłoszenie 
FORUM STATYSTYCZNE MA JUŻ 10 LAT

Znasz statystykę lub ekonometrię, metody prognozowania, data mining i chcesz pomóc w rozwoju forum statystycznego ?
Pisz na: administrator(małpa)statystycy.pl

Rozpoczął swoją działalność portal statystyczny - masz pomysł na jego rozwój ?

Drogi forumowiczu! Zanim napiszesz posta zapoznaj się z regulaminem forum i przedstaw się
The International Year of Statistics (Statistics2013) Free statistics help forum. Discuss statistical research, statistical consulting Smarter Poland Portal statystyczny
Statystyka, prognozowanie, ekonometria, data mining Strona Główna » Tagi » prawdopodobienstwo i statystyka
Podobne tagi tematów
prawdopodobienstwo i statystyka, prawdopodobienstwo, statystyka

Tematy oznaczone jako prawdopodobienstwo i statystyka
Tytuł / treść wątku  Wyświetleń  Odpowiedzi 

[PiS] - 2007_01_08_Zad.1,2,7 oraz 3


proszę bardzop o wskazówki do zadania 1, 2 oraz 7 z egzaminu z 8 stycznia 2007 z pis.

Proszę takąe o wytłumacznie warunku X+Y=2 w zadaniu 7 bo dla mnie ten warunek ma zerowe prawdopodobieństwo i nie jestem w stanie wyznaczyć potrzebnaego rozkładu.

Z góry dziekuję.
27157 22

[PiS] - 1996_10_05_Zad.6


Witam,

zastanawiam się nad rozwiązaniem do zadania 6.
http://www.wne.uw.edu.pl/inf/egz_aktuarialne/egz01ps.pdf

Nijak nie wychodzi mi odpowiedz D podana w rozwiązaniach, lecz odp. E. Uzywam takich wzorow:

MSE(S) = D2(S) + B2(S)

gdzie:

D2(S) - oznacza wariancję estymatora S,
B2(S) = E[(S)] − θ, - to obciążenie estymatora podniesnione do kwadratu

D(S) = 2(N-1)*σ4*c2 ; σ4 - odchylenie z rozk. normalnego do potęgi 4, c2 - współczynnik c podniesiony do kwadratu
B2(S) = (c(N-1)-1) do kwadratu

Gdzies mam błąd ?

Dzieki wszystkim za odp.
Pawel
8998 6

[PiS] - 2002_04_13_Zad.6


Witam!
Zastanawiam się nad zadaniem 6 z egzaminu PiS 2002_04_13_zad.6
W serwisie www.aktuariusze.net.pl można znaleźć rozwiązanie, moim zdaniem błędne, chyba, że po prostu go całkiem nie zrozumiałem. Mianowicie autor stwierdza, że LICZNIK jest niezależny od MIANOWNIKa.
Jeżeli chodzi o licznik i mianownik z treści zadania, to na pewno nie jest to prawda. Daruje sobie uzasadnienianie tego, bo myślę, że to jest oczywiste, w razie potrzeby mogę to wyrazić ściślej.
Mało tego, gdyby to była prawda (że są niezależne), to wtedy otrzymałoby się inną odpowiedź niż ta która jest w rozwiązaniu (bo autor rozwiązania pisze, że zmienna o rozkładzie F(m-1,n-1) ma wartośc oczekiwaną (m-1)/(n-1) - coś tu nie gra, chyba, że to chodzi o inny rozkład F niż mi się wydaje).

Pozdrawiam
6838 3

[PiS] - 2006_06_05_Zad.3


Zadanie 3, PS (PiS lepiej teraz nie uzywac :P), EA XXXIX wyglada nastepujaco:

Zmienne losowe [tex:f3b2c968a2] X_1,ldots X_5,; Y_1,ldots,Y_4[/tex:f3b2c968a2] są niezależne o tym samym rozkładzie Pareto z gęstością [tex:f3b2c968a2] f_theta(x) = theta/(1+x)^{theta+1}[/tex:f3b2c968a2], gdzie [tex:f3b2c968a2]x>0[/tex:f3b2c968a2].
[tex:f3b2c968a2]theta[/tex:f3b2c968a2] jest nieznanym parametrem. Wyznaczono estymatory największej wiarogodności [tex:f3b2c968a2]hattheta_1[/tex:f3b2c968a2] i [tex:f3b2c968a2]hattheta_2[/tex:f3b2c968a2] parametru [tex:f3b2c968a2]theta[/tex:f3b2c968a2]:
estymator [tex:f3b2c968a2]hattheta_1[/tex:f3b2c968a2] na podstawie próby [tex:f3b2c968a2] X_1,ldots X_5[/tex:f3b2c968a2],
estymator [tex:f3b2c968a2]hattheta_2[/tex:f3b2c968a2] na podstawie próby [tex:f3b2c968a2] Y_1,ldots Y_4[/tex:f3b2c968a2].
Wyznaczyć stałe [tex:f3b2c968a2]a, b[/tex:f3b2c968a2], tak aby [tex:f3b2c968a2]P(hattheta_1/hattheta_2<a)=P(hattheta_1/hattheta_2>b)=0.05[/tex:f3b2c968a2].
Odp. (D) a=0.299, b=3.072

Czy to zadanie mozna zrobic jakos szybciej (i - przede wszystkim - nie korzystac z kwantyli rozkladu beta) niz tak, jak w nastepujacym szkicu?
a) latwo wyliczamy te estymatory: [tex:f3b2c968a2]hattheta_1 = 5/sum_i^5log(1+X_i)[/tex:f3b2c968a2] i [tex:f3b2c968a2]hattheta_2 = 4/sum_i^4log(1+Y_i)[/tex:f3b2c968a2]
b) dalej - dla [tex:f3b2c968a2]X[/tex:f3b2c968a2] z rozkladu Pareto j.w. wiemy, ze [tex:f3b2c968a2]log(1+X)[/tex:f3b2c968a2] ma rozklad [tex:f3b2c968a2]Exp(theta)[/tex:f3b2c968a2], wiec suma [tex:f3b2c968a2]n[/tex:f3b2c968a2] skladnikow bedzie miala rozklad [tex:f3b2c968a2]Gamma(n,theta)[/tex:f3b2c968a2]
c) ale teraz ...
6325 3

[PiS] - 1999_10_23_Zad.2


Bardzo prosze o pomoc w rozwiazaniu zadnia:

W urnie znajduje sie 10 kul bialych i 10 kul czarnych. Wybieramy, bez zwracania, po jednej kuli az do momentu wyciagniecia po raz pierwszy kuli czarnej. Znajdz wartosc oczekiwana liczby wyciagnietych kul.
Wynik: 10/11
Wskazowka autora: mozna uproscic rozwiazanie, wyobrazajac sobie iz 20 kul (w tym 10 bialych i 10 czarnych) poddanych zostalo losowej permutacji)

Nie wiem jak skorzystac ze wskazowki i rozwiazac to jakos sprawnie;/

Pozdrawiam,
Ewa
5755 4

[PiS] - 2006_03_20_Zad.1


http://www.wne.uw.edu.pl/inf/egz_aktuarialne/egz38ps.pdf

Link do zadań, nie potrafię zrobić pierwszego...heh, nawet mój profesor zdębiał jak je zobaczył.

To przerasta mój prosty matematyczny umysł - warunkujemy czymś, co ma prawdopodobieństwo zerowe (prawdopodobieństwo, że zmienna o rozkładzie ciągłym przyjmie konkretną wartość liczbową, jest chyba takim prawdopodobieństwem, nie?)

Pomocy? :roll:
5647 3

[PiS] - 2003_01_25_Zad.10


Witam!
Bardzo proszę o pomoc w rozwiązaniu zadania 10
http://www.wne.uw.edu.pl/inf/egz_aktuarialne/egz28ps.pdf
Nie mam pojęcia jak i czym to ruszyć, będę bardzooo wdzięczna za wskazówki.

Pozdrawiam,
Ewa
5275 3

[PiS] - 2006_06_05_zad.3


Są zadanka (takie jak w temacie), w których dochodzę do ilorazu dwóch funkcji gamma i nie wiem co mam dalej zrobić?
Konkretniej mam X~Gamma(n,theta) Y~Gamma(m,theta)
oraz Pr(frac{X/n}{Y/m}>a)=0.05
No i trzeba znaleźć a.
Możecie mi pomóc i powiedzieć jak to zrobić?
4798 2

[PiS] - 2008_12_15_Zad.1


Witam po przerwie,
zadanie jak w temacie, chodzi o znalezienie wariancji sumy rozkladow poissona pod warunkiem innych rozkladow poissona. Rozwiazalem zadanie w ten sposob ze znalazlem rozklad warunkowy i potem policzylem jego wariancje. Problem pojawia sie w tym, ze rozklad ma nieznana mi postac (to znaczy nie jest to zaden ze znanych mi rozkladow)

P(n)=(2/3)^9 * (1/2)^n * Symbol_Newtona(9,n), gdzie n=0,...,9

Po policzeniu na kalkulatorze momentow, wychodzi dobra odpowiedz...

Podobne zadanie pojawilo sie 24.03.2001, zadanie 8. i tam rozklad warunkowy to byl poprostu rozklad Bernoulliego.

Czy ktos ma jakis pomysl?
4669 2

[PiS] - 1997_04_05_Zad.6


Witam
Mam problem z takim zadaniem (podobno pochodzi z VI EA):

[tex:40d33f64a5]large x_{1}, x_{2}, ..., x_{n}[/tex:40d33f64a5] jest próbą losową z rozkładu o gęstości:
[tex:40d33f64a5]large f_{theta}(x)=left{begin{array} 0&, xleqtheta\e^{-(x-theta)}&,xgeqthetaend{array}[/tex:40d33f64a5].
Znależć estymator parametru [tex:40d33f64a5]largetheta[/tex:40d33f64a5] otrzymany metodą największej wiarogodności.

Wiem tylko jak zastosować metodę wiarogodności w najogólniejszym przypadku, ale tutaj to nie wystarcza. Przejrzałam zadania z tą metodą, które rozwiązaliście na forum, ale nadal nie wiem. :->
Z góry dziękuje za pomoc.
4162 1

[PiS] - 2007_12_03_Zad.5


Proszę o pomoc w rozwiązaniu Zadania 5
Egzamin 44
Z góry dzięki za pomoc ;-)
4135 1

[PiS] - 1999_06_19_Zad.9


prośba o pomoc w rozwiązaniu tego zadania (zadanie nr 9)

Egzamin nr 14
3886 1

[PiS] - Estymator - jeden po drugim


Czy na PiS40, zad3., jest jakis sprytniejszy sposob niz zwykle na palcach, nietrudne zreszta choc troche czasochlonne i latwo sie pomylic, wyliczenie najpier ENW [tex:7b651ee54e]mu[/tex:7b651ee54e], potem ENW [tex:7b651ee54e]sigma^2[/tex:7b651ee54e] i wreszcie obciazenia tego ostatniego estymatora?

Zad3.
Zakładamy, że [tex:7b651ee54e] X_1,, ldots,,, X_n,; Y_1,, ldots ,,, Y_n[/tex:7b651ee54e] są niezależnymi zmiennymi losowymi o rozkładach normalnych, przy czym [tex:7b651ee54e] EX_i=EY_i=mu,,; VarX_i=sigma^2,,; VarY_i=4sigma^2[/tex:7b651ee54e]. Parametry [tex:7b651ee54e] mu,,, sigma[/tex:7b651ee54e] są nieznane. Niech [tex:7b651ee54e] hatsigma^2[/tex:7b651ee54e] będzie estymatorem największej wiarogodności parametru [tex:7b651ee54e]sigma^2[/tex:7b651ee54e] w tym modelu. Wyznaczyć stałą [tex:7b651ee54e]a[/tex:7b651ee54e], tak aby [tex:7b651ee54e]tildesigma^2=ahatsigma^2[/tex:7b651ee54e] był estymatorem nieobciążonym parametru [tex:7b651ee54e]sigma^2[/tex:7b651ee54e].

Odp. (A) tzn. [tex:7b651ee54e] a=frac{8n}{8n-4}[/tex:7b651ee54e].
3658 0

[PiS] - 1996_10_05_Zad.6


Zakładamy, że [tex:d65f31b97f]x_1,...,x_nsimmathcal{N}(mu,sigma^2).[/tex:d65f31b97f]

Z teorii wiemy, że wówczas ([tex:d65f31b97f]sigma>0[/tex:d65f31b97f])

[tex:d65f31b97f]frac{S(c)}{csigma^2}simchi^2(n-1).[/tex:d65f31b97f]

Wartość oczekiwana i wariancja rozkładu [tex:d65f31b97f]chi^2(n-1)[/tex:d65f31b97f] (chi-kwadrat z [tex:d65f31b97f](n-1)[/tex:d65f31b97f] stopniami swobody) wynoszą odpowiednio [tex:d65f31b97f](n-1)[/tex:d65f31b97f] oraz [tex:d65f31b97f]2(n-1)[/tex:d65f31b97f].

[tex:d65f31b97f]MSEleft[S(c)right]=mathbf{E}left[(S(c)-sigma^2)^2right]=mathbf{E}left[left(S(c)right)^2right]-2sigma^2mathbf{E}left[S(c)right]+sigma^4=c^2mathbf{E}left[left(sum_{i=1}^nleft(x_i-bar{x}right)^2right)^2right]-2csigma^2mathbf{E}left[sum_{i=1}^nleft(x_i-bar{x}right)^2right]+sigma^4[/tex:d65f31b97f]

[tex:d65f31b97f]=c^2sigma^4mathbf{E}left[left(frac{1}{sigma^2}sum_{i=1}^nleft(x_i-bar{x}right)^2right)^2right]-2csigma^4mathbf{E}left[frac{1}{sigma^2}sum_{i=1}^nleft(x_i-bar{x}right)^2right]+sigma^4=c^2sigma^4left[2(n-1)+(n-1)^2right]-2csigma^4(n-1)+sigma^4=:f(c).[/tex:d65f31b97f]

[tex:d65f31b97f]f[/tex:d65f31b97f] jest funkcją kwadratową, której wykresem jest parabola o ramionach skierowanych do góry ([tex:d65f31b97f]2(n-1)+(n-1)^2>0[/tex:d65f31b97f] dla [tex:d65f31b97f]nge 2[/tex:d65f31b97f]; dla [tex:d65f31b97f]n=1[/tex:d65f31b97f], [tex:d65f31b97f]S(c)equiv 0[/tex:d65f31b97f]), a więc [tex:d65f31b97f]f[/tex:d65f31b97f] osiąga minimum w punkcie

[tex:d65f31b97f]c_{min}=frac{2sigma^4(n-1)}{2sigma^4left[2(n-1)+(n-1)^2right]}=frac{1}{n+1}.[/tex:d65f31b97f]
2623 0

Ideą przyświecającą istnieniu forum statystycznego jest stworzenie możliwości wymiany informacji, poglądów i doświadczeń osób związanych ze statystyką, mierzenie się z różnego rodzaju problemami statystycznymi i aktuarialnymi. Poruszane problemy: Statystyka w badaniach sondażowych rynku, metody reprezentacyjne, Teoria i rachunek prawdopodobieństwa, statystyka opisowa, teoria estymacji, testowanie hipotez statystycznych, ekonometria, prognozowanie, metody data mining.
Copyright (C) 2006-2015 Statystycy.pl
Powered by phpBB modified by Przemo © 2003 phpBB Group
Strona wygenerowana w 0,02 sekundy. Zapytań do SQL: 10