电子科技大学应用数学学院:《数学建模》参数检验(徐全智)

1.参数检验。样本平均值和理论平均值的 差异性检验。 对在(0,1)上均匀分布随机变量X有 E(X)=2;E(X2)=3; D(X)=12:D(X2) 如果随机数r,r2,…,rN是X的N个独 立观测值,令 ∑ k∑;2 它们的平均值和方差为 E(F)=2, E(r2)= D(F)=12N,D(r2)=45N 由中心极限定理知统计量 E(r 2N( D(r) E(r √45N(r2- DOr 渐近服从正态分布N(0,1)
1.参数检验。样本平均值和理论平均值的 差异性检验。 对在(0,1)上均匀分布随机变量 X 有 E(X)= 2 1 ; E(X2)= 3 1 ; D(X)= 12 1 ; D(X2)= 45 4 如果随机数 r1,r2,…,rN是 X 的 N 个独 立观测值,令 = = N i N i r r 1 1 , = = N i N i r r 1 2 1 2 它们的平均值和方差为 E( r )= 2 1 , E( 2 r )= 3 1 D( r )= 12N 1 , D( 2 r )= 45N 4 由中心极限定理知统计量 ) 2 1 12 ( ( ) ( ) 1 = − − = N r D r r E r U , ) 3 1 45 ( 2 1 ( ) ( ) 2 2 2 2 2 = − − = N r D r r E r U 渐近服从正态分布 N(0,1)

给定显著性水平,根据正态分布确定临 界值,据此判断F与E(X),r2与E(X2) 的差异是否显著,从而决定能否把r,r2,…, rN看成(0,1)上均匀分布的随机变量X的 N个独立样本值。 3.独立性检验。独立性检验主要是检验 随机数r,r2,…,rN中前后各数的统计相 关性是否显著。 两个随机变量的相关系数反映它们之 间的线性相关程度。 若两个随机变量相互独立,则它们的相 关系数必为零(反之不一定),故可以利用 相关系数来检验随机数的独立性。 设给定N个随机数r,r2, °°,rNy 计 算前后相距为K的样本相关系数 N-K K1M-k2+K-产2]/S2 K=1,2
给定显著性水平,根据正态分布确定临 界值,据此判断 r 与 E(X), 2 r 与 E(X2) 的差异是否显著,从而决定能否把 r1,r2,…, rN 看成(0,1)上均匀分布的随机变量 X 的 N 个独立样本值。 3.独立性检验。独立性检验主要是检验 随机数 r1,r2,…,rN中前后各数的统计相 关性是否显著。 两个随机变量的相关系数反映它们之 间的线性相关程度。 若两个随机变量相互独立,则它们的相 关系数必为零(反之不一定),故可以利用 相关系数来检验随机数的独立性。 设给定 N 个随机数 r1,r2,…,rN,计 算前后相距为 K 的样本相关系数 2 2 1 1 R [ rr r ]/ S N K i K = N K i i K − − = − + , K=1,2,…

其中, ∑( 对若干不同的K值提出原假设pK=0, 若原假设成立,则当N充分大时(例如N K>50)时统计量Rk渐近服从正态分布 N(0,1),可用大样本检验法 在给定显著性水平下,若拒绝了原假 设,可认为随机r,r2,…,rN有一定程度 的线性相关性,更不可能是相互独立的
其中, S 2 = = − N i N i r r 1 1 2 ( ) 。 对若干不同的 K 值提出原假设ρK=0, 若原假设成立,则当 N 充分大时(例如 N -K>50)时统计量 RK 渐近服从正态分布 N(0,1),可用大样本检验法。 在给定显著性水平下,若拒绝了原假 设,可认为随机 r1,r2,…,rN 有一定程度 的线性相关性,更不可能是相互独立的
按次数下载不扣除下载券;
注册用户24小时内重复下载只扣除一次;
顺序:VIP每日次数-->可用次数-->下载券;
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》正态分布判别方法原理分析(徐全智).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》例 7.1.1 老鼠在哪个房间?(徐全智).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》第八章 多元回归分析(徐全智)(2/2).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》第八章 多元回归分析(徐全智)(1/2).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》2003年研究生试题(徐全智).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》除雪问题(徐全智).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》2003年数学建模试卷分析.doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》2002年数学建模试题(上).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》2002年试题解答要点及部分答案.doc
- 国防科技大学:《数学建模》课程教学资源(课件讲稿)第四讲 线性规划模型.pdf
- 国防科技大学:《数学建模》课程教学资源(课件讲稿)第三讲 种群模塑.pdf
- 国防科技大学:《数学建模》课程教学资源(课件讲稿)第二讲 初等模型.pdf
- 国防科技大学:《数学建模》课程教学资源(课件讲稿)第一讲 导论.pdf
- 《中国古代数学的萌芽与发展》讲义.pdf
- 清华大学:《数学建模》课程教学资源(PPT讲座)优化模型与LINDO/LINGO软件(主讲:谢金星).pdf
- 《数学建模》课程教学资源(PPT课件讲稿)第十章 统计方法建模.ppt
- 《数学建模》课程教学资源(PPT课件讲稿)第八章 离散系统建模.ppt
- 《数学建模》课程教学资源(PPT课件讲稿)第七章 差分方程模型.ppt
- 《数学建模》课程教学资源(PPT课件讲稿)第六章 微分方程建模.ppt
- 《数学建模》课程教学资源(PPT课件讲稿)第五章 微分方程模型.ppt
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》反函数法(徐全智).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》频率法试验次数确定公式证明(徐全智).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》核反应堆屏蔽层设计问题(徐全智).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》三种常用的理论分布(徐全智).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》模拟过程(徐全智).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》输出结果分析(徐全智).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》例 6.1.1 开水房拥挤成因分析数据采集(徐全智).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》例 6.1.3. 施肥效果分析(徐全智).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》例 6.2.3 估计供水塔的水流量(MCM92A)(徐全智).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》例 2. 录像机磁带计数器模型 (徐全智).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》方法二 泰勒近似(徐全智).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》一元线性回归问题(徐全智).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》数据残差图分析原理(徐全智).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》测算失败一方开始应投入兵力(徐全智).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》证明相轨线(徐全智).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》n 人合作对策模型(徐全智).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》例 4.2 单摆运动(徐全智).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》例 4.2 航船阻力(徐全智).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》例 2.新产品销售模型(徐全智).doc
- 电子科技大学应用数学学院:《数学建模》例 3:“9.11”事件的反思(徐全智).doc