Главная » Просмотр файлов » 1612725209-a23bee82d85f38806186b1a563141c58

1612725209-a23bee82d85f38806186b1a563141c58 (828890), страница 15

Файл №828890 1612725209-a23bee82d85f38806186b1a563141c58 (Коршунов, Чернова - Сборник задач и упражнений) 15 страница1612725209-a23bee82d85f38806186b1a563141c58 (828890) страница 152021-02-07СтудИзба
Просмтор этого файла доступен только зарегистрированным пользователям. Но у нас супер быстрая регистрация: достаточно только электронной почты!

Текст из файла (страница 15)

. , xn )> c, 1, еслиf1 (x1 , . . . , xn )f2 (x1 , . . . , xn )0, если< c,δ(x1 , . . . , xn ) =f1 (x1 , . . . , xn ) ρ, если f2 (x1 , . . . , xn ) = c,f1 (x1 , . . . , xn )где константы c и ρ однозначным образом находятся из уравненияEH1 δ(X1 , . . . , Xn )n f (X , . . . , X )on f (X , . . . , X )o21n21n= PH 1> c + ρPH1= c = ε.f1 (X1 , .

. . , Xn )f1 (X1 , . . . , Xn )18.1. Пусть имеется некоторая выборка. Основная гипотезасостоит в том, что элементы выборки имеют стандартное нормальное распределение. Альтернатива — в том, что элементы выборки имеют распределение Бернулли с параметром 1/2. Построить наиболее мощный критерий, различающий эти две гипотезыс вероятностью ошибки первого рода, равной 1/2.18.2.

По выборке X1 объёма 1 проверяются гипотезы о плотности f распределения наблюдения X1 : гипотеза H1 = {f = f1 }против альтернативы H2 = {f = f2 }. Здесь2y при y ∈ [0, 1],2(1 − y) при y ∈ [0, 1],f1 (y) =f2 (y) =0 при y 6∈ [0, 1],0при y 6∈ [0, 1].Построить наиболее мощный критерий размера ε и вычислить егомощность.Р е ш е н и е. Отношение правдоподобия при n = 1 равно 1/x1 −1. Поэтомунаиболее мощный критерий отвергает основную гипотезу, если 1/x1 − 1 > c,что равносильно неравенству x1 < c1 . Число c1 определяется из равенстваα(δ) = PH1 {X1 < c1 } = c21 = ε.√√Следовательно, c1 = ε и основная гипотеза отвергается, если X1 < ε.Мощность этого критерия равна√β(δ) = PH2 {X1 < c1 } = 1 − (1 − c1 )2 = 1 − (1 − ε)2 .18.3.

Проверяются гипотезы о плотности f распределения наблюдений X1 , . . . , Xn : гипотеза H1 = {f = f1 } против альтернати-§ 18. наиболее мощные критериивы H2 = {f = f2 }. Здесь1 при y ∈ [0, 1],f1 (y) =0 при y 6∈ [0, 1],f2 (y) =872y при y ∈ [0, 1],0 при y 6∈ [0, 1].Построить наиболее мощный критерий размера εа) при n = 1;б) при n = 2.18.4. По выборке X1 объёма 1 проверяется гипотеза о том, чтоX1 распределено равномерно на отрезке [0, 1], против альтернативы о том, что X1 имеет распределение с плотностью 3/2 при y ∈ [0, 1/2],f (y) = 1/2 при y ∈ (1/2, 1],0при y 6∈ [0, 1].Построить наиболее мощный критерий размера 1/4.Р е ш е н и е. Отношение правдоподобия равняется 3/2, если x1 ∈ [0, 1/2],и 1/2, если x1 ∈ (1/2, 1]. Заметим, что для любого 1/2 6 c < 3/2n f (X )o21PH 1> c = PH1 {0 6 X1 6 1/2} = 1/2 > 1/4.f1 (X1 )Как только c > 3/2, вероятность PH1 {f2 (X1 )/f1 (X1 ) > c} становится равнойнулю, что меньше 1/4.

Поэтому следует взять c = 3/2 и найти ρ из условияn f (X )n f (X )1ρ3o3o2121+ ρPH1= ρPH1 {0 6 X1 6 1/2} = .= PH 1>=4f1 (X1 )2f1 (X1 )22Отсюда ρ = 1/2. Поэтому наиболее мощный критерий размера 1/4 имеетвид: δ(X1 ) = 0 (гипотеза H1 принимается) при X1 ∈ (1/2, 1] и δ(X1 ) = 1/2(гипотеза H2 принимается с вероятностью 1/2) при X1 ∈ [0, 1/2].18.5. Пусть X1 — выборка объёма 1. Основная гипотеза состоит в том, что элементы выборки распределены равномерно наотрезке [0, 1]. Альтернатива — в том, что элементы выборки имеютпоказательное распределение с параметром 1.

Построить наиболее мощный критерий размера ε для различения этих гипотез ивычислить его мощность.18.6. Пусть X1 — выборка объёма 1 из распределения Пуассона с параметром λ. Рассматриваются две простые гипотезы: λ = 1и λ = 2. Построить наиболее мощный критерий δ = δ(X1 ) с вероятностью ошибки первого рода α = 1 − e−1 . Найти мощностьэтого критерия.88отдел vi. проверка гипотез18.7. Пусть X1 — выборка объёма 1. Гипотеза состоит в том,что X1 имеет показательное распределение с параметром α = 2.Альтернатива состоит в том, что X1 имеет плотность 1/2 при y ∈ [0, 1],при y ∈ [3/2, 2],f2 (y) = 10при y 6∈ [0, 1] ∪ [3/2, 2].Построить наиболее мощный критерий размера 1/3.18.8.

Пусть X1 — выборка объёма 1. Гипотеза состоит в том,что X1 имеет равномерное распределение на отрезке [1, 2]. Альтернатива состоит в том, что X1 имеет плотность 1/2 при y ∈ [0, 1),при y ∈ [1, 3/2],f2 (y) = 10при y 6∈ [0, 3/2].Построить наиболее мощный критерий размера 1/6.18.9. Пусть X1 — выборка объёма 1. Гипотеза состоит в том,что X1 имеет распределение Бернулли с параметром p = 1/2.

Альтернатива состоит в том, что X1 имеет биномиальное распределение с параметрами m = 2 и p = 1/2. Построить наиболее мощныйкритерий размера 1/5.18.10. В последовательности независимых испытаний вероятности положительных исходов одинаковы и равны p. Построить критерий для проверки гипотезы p = 0 против альтернативыp = 0, 01 и определить наименьший объём выборки, при которомвероятности ошибок первого и второго рода не превосходят 0,01.18.11.

У игрока, наблюдавшего за игрой в кости, создалосьвпечатление, что шестёрка выпадает в 18% бросаний, пятёрка —в 14%, а остальные четыре грани выпадают равновероятно (т. е. свероятностью 0,17). Получив приглашение принять участие в игре, игрок попросил разрешения предварительно проверить своюгипотезу на n производимых подряд бросаниях кости. Единственная рассматриваемая им альтернатива состоит в том, что игральная кость сделана «честно». При n = 2 найти наиболее мощныйкритерий размера 0,0196.18.12.

Пусть X1 — выборка объёма 1. Проверяются гипотезы§ 18. наиболее мощные критерии89о распределении F наблюдения X1 : гипотеза H1 = {F = F1 } против альтернативы H2 = {F = F2 }. Распределение F1 есть смесьв равной пропорции вырожденного в нуле распределения и равномерного на отрезке [0, 1]. Распределение F2 есть также смесьв равной пропорции вырожденного в нуле распределения и распределения с плотностью 2y на отрезке [0, 1]. Построить наиболеемощный критерий размера 1/2. Найти все ε ∈ [0, 1], при которых наиболее мощный критерий с ошибкой первого рода равнойε будет рандомизированным.18.13. Пусть X1 , .

. . , Xn — выборка из нормального распределения со средним a и известной дисперсией σ 2 . Построить наиболее мощный критерий размера ε для проверки гипотезы H1 ={a = a1 } против альтернативы H2 = {a = a2 }, где a1 < a2 . Будетли этот критерий состоятельным?Р е ш е н и е. Отношение правдоподобия имеет абсолютно непрерывноераспределение при гипотезе H1 , поэтому наиболее мощный критерий будетнерандомизированным. Критическое множество определяется неравенством()nf2 (X1 , . . .

, Xn )1 X22≡ exp(Xi − a1 ) − (Xi − a2 )> c,f1 (X1 , . . . , Xn )2σ 2 i=1что эквивалентно соотношению X > c1 , где c1 определяется по заданномуразмеру ε следующим образом:α(δ) = PH1 X > c1√ c − a √ X − a1√ c1 − a111= PH 1n> n=Φn= ε.σσσ√Следовательно, n(c1 − a1 )/σ = ζ1−ε , где ζ1−ε — квантиль уровня 1 − ε стан√дартного нормального распределения.

Поэтому c1 = a1 +σζ1−ε / n и наиболеемощный критерий размера ε имеет вид√1, если X > a1 + σζ1−ε / n,√δ =0, если X < a1 + σζ1−ε / n.Мощность этого критерия равна√ β(δ) = PH2 X > a1 + σζ1−ε / n√ X − a2√ a2 − a1√ a2 − a1 = PH 2n> ζ1−ε − n= Φ ζ1−ε − n.σσσМощность критерия стремится к 1 с ростом n при любом фиксированном ε,√так как ζ1−ε − n(a2 − a1 )/σ → −∞. Поэтому критерий состоятелен.90отдел vi. проверка гипотез18.14.

По выборке объёма n при заданной вероятности ошибкипервого рода построить наиболее мощный критерий для различения двух простых гипотез относительно неизвестной дисперсиинормального распределения, если математическое ожидание известно и равно нулю.18.15. Пусть X1 , .

. . , Xn — выборка из нормального распределения с параметрами a и σ 2 . Построить наиболее мощный критерий для проверки гипотезы H1 = {a = a1 , σ 2 = σ12 } противальтернативы H2 = {a = a2 , σ 2 = σ22 }.18.16. По выборке из показательного распределения с параметром α построить наиболее мощный критерий асимптотического размера ε, различающий гипотезу α = α1 и альтернативуα = α2 , если α1 < α2 .

Вычислить предел мощности построенногокритерия при n → ∞.18.17. По выборке из распределения Пуассона с параметром λпостроить наиболее мощный критерий асимптотического размераε, различающий гипотезу λ = λ1 и альтернативу λ = λ2 , еслиλ1 < λ2 . Вычислить предел мощности построенного критерия приn → ∞.18.18. По выборке из биномиального распределения с параметрами m и p построить наиболее мощный критерий асимптотического размера ε, различающий гипотезу p = p1 и альтернативуp = p2 , если p1 < p2 .

Вычислить предел мощности построенногокритерия при n → ∞.18.19. По выборке из геометрического распределения с параметром p построить наиболее мощный критерий асимптотического размера ε, различающий гипотезу p = p1 и альтернативуp = p2 , если p1 < p2 . Вычислить предел мощности построенногокритерия при n → ∞.18.20. Вероятность успеха p в схеме Бернулли неизвестна.Для проверки гипотезы p = p1 против альтернативы p = p2 , гдеp2 > p1 , проведён эксперимент, в котором наблюдали число успехов, предшествующих первой неудаче. Построить наиболее мощный критерий размера ps1 , где s > 1 — заданное целое число.

Найти мощность этого критерия.§ 19. равномерно наиболее мощные критерии9118.21. Для какой постоянной c, участвующей в определениинаиболее мощного критерия (в лемме Неймана — Пирсона), этоткритерий совпадает с байесовским, если предположить, что априорные вероятности гипотез H1 и H2 равны соответственно 1/3и 2/3?18.22. Доказать состоятельность наиболее мощного критерия.18.23. Обозначим через m(ε) мощность наиболее мощногокритерия среди всех рандомизированных критериев размера ε.Доказать, что m(ε) > ε.§ 19.

Равномерно наиболее мощные критерииПусть {Fθ , θ ∈ Θ} — некоторое параметрическое семейство распределений и X1 , X2 , . . . — выборка из распределения Fθ . Пусть проверяется простаягипотеза θ = θ0 против сложной альтернативы θ ∈ Θ0 , где θ0 — фиксированная точка в Θ, а Θ0 — некоторое подмножество в Θ, причём θ0 6∈ Θ0 .Обозначим черезα(δ) = Eθ0 δ(X1 , . . . , Xn )размер критерия δ, а черезβθ (δ) = 1 − Eθ δ(X1 , . .

Характеристики

Тип файла
PDF-файл
Размер
1,03 Mb
Тип материала
Высшее учебное заведение

Список файлов книги

Свежие статьи
Популярно сейчас
Почему делать на заказ в разы дороже, чем купить готовую учебную работу на СтудИзбе? Наши учебные работы продаются каждый год, тогда как большинство заказов выполняются с нуля. Найдите подходящий учебный материал на СтудИзбе!
Ответы на популярные вопросы
Да! Наши авторы собирают и выкладывают те работы, которые сдаются в Вашем учебном заведении ежегодно и уже проверены преподавателями.
Да! У нас любой человек может выложить любую учебную работу и зарабатывать на её продажах! Но каждый учебный материал публикуется только после тщательной проверки администрацией.
Вернём деньги! А если быть более точными, то автору даётся немного времени на исправление, а если не исправит или выйдет время, то вернём деньги в полном объёме!
Да! На равне с готовыми студенческими работами у нас продаются услуги. Цены на услуги видны сразу, то есть Вам нужно только указать параметры и сразу можно оплачивать.
Отзывы студентов
Ставлю 10/10
Все нравится, очень удобный сайт, помогает в учебе. Кроме этого, можно заработать самому, выставляя готовые учебные материалы на продажу здесь. Рейтинги и отзывы на преподавателей очень помогают сориентироваться в начале нового семестра. Спасибо за такую функцию. Ставлю максимальную оценку.
Лучшая платформа для успешной сдачи сессии
Познакомился со СтудИзбой благодаря своему другу, очень нравится интерфейс, количество доступных файлов, цена, в общем, все прекрасно. Даже сам продаю какие-то свои работы.
Студизба ван лав ❤
Очень офигенный сайт для студентов. Много полезных учебных материалов. Пользуюсь студизбой с октября 2021 года. Серьёзных нареканий нет. Хотелось бы, что бы ввели подписочную модель и сделали материалы дешевле 300 рублей в рамках подписки бесплатными.
Отличный сайт
Лично меня всё устраивает - и покупка, и продажа; и цены, и возможность предпросмотра куска файла, и обилие бесплатных файлов (в подборках по авторам, читай, ВУЗам и факультетам). Есть определённые баги, но всё решаемо, да и администраторы реагируют в течение суток.
Маленький отзыв о большом помощнике!
Студизба спасает в те моменты, когда сроки горят, а работ накопилось достаточно. Довольно удобный сайт с простой навигацией и огромным количеством материалов.
Студ. Изба как крупнейший сборник работ для студентов
Тут дофига бывает всего полезного. Печально, что бывают предметы по которым даже одного бесплатного решения нет, но это скорее вопрос к студентам. В остальном всё здорово.
Спасательный островок
Если уже не успеваешь разобраться или застрял на каком-то задание поможет тебе быстро и недорого решить твою проблему.
Всё и так отлично
Всё очень удобно. Особенно круто, что есть система бонусов и можно выводить остатки денег. Очень много качественных бесплатных файлов.
Отзыв о системе "Студизба"
Отличная платформа для распространения работ, востребованных студентами. Хорошо налаженная и качественная работа сайта, огромная база заданий и аудитория.
Отличный помощник
Отличный сайт с кучей полезных файлов, позволяющий найти много методичек / учебников / отзывов о вузах и преподователях.
Отлично помогает студентам в любой момент для решения трудных и незамедлительных задач
Хотелось бы больше конкретной информации о преподавателях. А так в принципе хороший сайт, всегда им пользуюсь и ни разу не было желания прекратить. Хороший сайт для помощи студентам, удобный и приятный интерфейс. Из недостатков можно выделить только отсутствия небольшого количества файлов.
Спасибо за шикарный сайт
Великолепный сайт на котором студент за не большие деньги может найти помощь с дз, проектами курсовыми, лабораторными, а также узнать отзывы на преподавателей и бесплатно скачать пособия.
Популярные преподаватели
Добавляйте материалы
и зарабатывайте!
Продажи идут автоматически
6549
Авторов
на СтудИзбе
300
Средний доход
с одного платного файла
Обучение Подробнее