Эмпирическое распределение. Точечные оценки параметров распределения генеральной совокупности

 

Во многих случаях мы располагаем информацией о виде закона распределения случайной величины (нормальный, бернуллиевский, равномерный и т. п.), но не знаем параметров этого распределения, таких как M[x], D[x]. Для определения этих параметров применяется выборочный метод.

Пусть выборка объема n представлена в виде вариационного ряда. Назовем выборочной средней величину

Величина называется относительной частотой значения признака x_i.

Если значения признака, полученные из выборки, не группировать и не представлять в виде вариационного ряда, то для вычисления выборочной средней нужно пользоваться формулой

.

Естественно считать величину выборочной оценкой параметра M _x.

Выборочная оценка параметра, представляющая собой число, называется точечной оценкой.

Выборочную дисперсию можно считать точечной оценкой дисперсии D [x] генеральной совокупности.

Используя выборочный метод можно сделать некоторые выводы о наличии или глубине корреляционной связи случайных величин x иh, даже не зная закона совместного их распределения. Выборку объема n в этом случае представим в виде таблицы, где i -й отобранный объект (i = 1, 2,..., n)представлен парой чисел x_i, y_i:

 

x 1	x 2	...	xn
y 1	y 2	...	yn

Выборочный коэффициент корреляции рассчитывается по формуле

Здесь

,

Выборочный коэффициент корреляции можно рассматривать как точечную оценку коэффициента корреляции r_xh, характеризующего генеральную совокупность.

Выборочные параметры или любые другие зависят от того, какие объекты генеральной совокупности попали в выборку и различаются от выборки к выборке. Поэтому они сами являются случайными величинами.

Пусть выборочный параметр dрассматривается как выборочная оценка параметра D генеральной совокупности и при этом выполняется равенство

M [d] = D ..

Такая выборочная оценка называется несмещенной.

Для доказательства несмещённости некоторых точечных оценок будем рассматривать выборку объема n как систему n независимых случайных величин x₁,x₂,... x _n, каждая из которых имеет тот же закон распределения с теми же параметрами, что и случайная величина x, представляющая генеральную совокупность. При таком подходе становятся очевидными равенства:

M [ x_i ] = M [x _i ] = M [x]; D [ x_i ] = D [x _i ] = D [x]

для всех i = 1, 2,..., n.

Теперь можно показать, что выборочная средняя есть несмещенная оценка средней генеральной совокупности или, что то же самое, математического ожидания интересующей нас случайной величины x:

Выведем формулу для дисперсии выборочной средней:

Найдем теперь, чему равно математическое ожидание вы­борочной дисперсии s ². Сначала преобразуем s ² следующим образом:

Здесь использовано преобразование:

Теперь, используя полученное выше выражение для величины s ², найдем ее математическое ожидание.

Так как M [s²] ¹ D [x], то выборочнаядисперсияне является несмещенной оценкойдисперсии генеральной совокупности.

Чтобы получить несмещенную оценку дисперсии генеральной совокупности, нужно умножить выборочную дисперсию на . Тогда получится величина

или

называемая исправленной выборочной дисперсией.

Пусть имеется ряд несмещенных точечных оценок одного и того же параметра генеральной совокупности. Та оценка, которая имеет наименьшую дисперсию, называется эффективной.

Полученная из выборки объема n точечная оценка d _n параметра D генеральной совокупности называется состоятельной, если она сходится по вероятности к D. Это означает, что для любых положительных чисел e и g найдется такое число n _eg, что для всех чисел n, удовлетворяющих неравенству n > n _eg выполняется условие

и являются несмещёнными, состоятельными и эффективными оценками величин D [x] и M [x].

Пример 28. Приведенная ниже таблица представляет собой случайную выборку значений признака X. Объем выборки n =100.

50,2	54,0	41,0	42,0	58,2	59,3	84,8	45,0	76,5	58,3
21,0	55,0	45,0	21,5	46,0	44,0	42,5	49,0	48,7	75,0
15,3	55,0	23,8	46,5	53,0	62,8	78,5	67,0	34,5	49,9
49,7	63,0	30,0	32,0	42,4	22,4	52,0	70,4	57,2	50,0
23,0	47,8	47,4	50,8	78,3	27,0	56,6	51,3	58,6	28,4
51,7	50,0	48,8	49,4	57,5	47,4	33,5	27,0	39,7	57,5
18,4	35,6	28,4	37,6	49,5	26,7	54,0	68,6	29,3	62,7
43,8	44,0	69,1	46,3	76,7	37,1	69,2	39,3	30,0	43,0
85,0	63,0	30,0	43,8	64,8	22,0	38,8	42,3	64,8	41,0
30,0	10,0	63,0	48,8	71,2	54,4	47,8	31,2	46,1	17,8

Найти закон распределения, точечные оценки математического ожидания, дисперсии и среднеквадратического отклонения признака X.

Решение. Значения Х в таблице почти не повторяются, поэтому построим интервальное распределение Х. Определим длину каждого частичного интервала (I_n), предварительно найдя по таблице размах выборочных значений (R):

,

,

где n =100 – объем выборки.

Нижняя граница первого интервала принимается равной а его верхнюю границу второй интервал будет (15; 25), третий (25; 35) и так далее. Если повторяющееся выборочное значение совпадает с границей двух соседних интервалов, то договоримся относить его к левому интервалу. Так число 55 дважды будет отнесено к интервалу (45; 55) и ни разу – к интервалу (55; 65).

В итоге этих действий получаем следующее интервальное распределение исходной выборки, куда внесены не только частоты , но и относительные частоты выборочных значений признака, попавшего в i -й частичный интервал:

 

xi –1– xi	5-15	15-25	25-35	35-45	45-55	55-65	65-75	75-85
ni
	0,01	0,09	0,14	0,19	0,29	0,15	0,07	0,06

 

Для проверки правильного заполнения таблицы нужно убедиться, что сумма элементов второй строки равна объему выборки (в нашем примере n =100), а сумма элементов третьей строки равна единице.

Распределение непрерывной случайной величины характеризуется функцией плотности вероятностей. В статистике ее оценкой является гистограмма относительных частот. Это ступенчатая фигура, для построения которой по горизонтальной оси откладываются частичные интервалы, по вертикальной – плотности относительных частот В нашем примере

 

0,001

0,009

0,014

0,019

0,029

0,015

0,007

0,006

 

От интервального распределения выборки можно перейти к точечному (дискретному) распределению, взяв за новые выборочные значения признака середины частичных интервалов. В рассматриваемом примере такое распределение будет иметь вид следующей таблицы:

 

xi
ni
	0,01	0,09	0,14	0,19	0,29	0,15	0,07	0,06

Для наглядности можно построить полигон относительных частот. Это ломаная линия, вершины которой находятся в точках (x_i, ).

Для точечного распределения выборки можно построить эмпирическую функцию распределения F^* (x). Она является статистической оценкой функции распределения вероятностей признака Х (интегрального закона распределения) и строится по формуле , где n – объем выборки, а n_х – сумма частот выборочных значений признака Х, меньших х. Ясно, что эмпирическую функцию распределения характеризует процесс накопления относительных частот. В нашем примере

Аналогом эмпирической функции распределения является кумулята относительных частот, представляющую собой для точечного (дискретного)выборочного распределения ломаную линию с вершинами в точках , где n – объем выборки, а n_х – сумма частот выборочных значений признака Х, меньших х_i.

Точечные статистические оценкигенеральных параметров распределения признака Х вычислим по формулам

где x_i – выборочное значение признака Х, n_i – частоты этих значений, n – объем выборки.

Получим