ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΑΘΗΝΩΝ ΤΜΗΜΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ. Πέτρος ελλαπόρτας Παναγιώτης Τσιαµυρτζής ΣΗΜΕΙΩΣΕΙΣ ΜΑΘΗΜΑΤΟΣ Στατιστική κατά Bayes

Μέγεθος: px
Εμφάνιση ξεκινά από τη σελίδα:

Download "ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΑΘΗΝΩΝ ΤΜΗΜΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ. Πέτρος ελλαπόρτας Παναγιώτης Τσιαµυρτζής ΣΗΜΕΙΩΣΕΙΣ ΜΑΘΗΜΑΤΟΣ Στατιστική κατά Bayes"

Transcript

1 ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΑΘΗΝΩΝ ΤΜΗΜΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ Πέτρος ελλαπόρτας Παναγιώτης Τσιαµυρτζής ΣΗΜΕΙΩΣΕΙΣ ΜΑΘΗΜΑΤΟΣ Στατιστική κατά Bayes ΑΘΗΝΑ 004

2 Συµπερασµατολογία κατά Bayes Κεφάλαιο ο Εισαγωγή. Αβεβαιότητα και πιθανότητα Θεωρία και πρακτική πάνε χέρι-χέρι. Αν η πρώτη δεν έχει πρακτικές εφαρµογές, δεν έχει αναπτυχθεί σωστά. Αν η δεύτερη δεν υποστηρίζεται από µία καλά θεµελιωµένη θεωρία είναι υποκειµενική, παραπλανητική και ασυνεπής. Η στατιστική κατά Bayes βασίζεται σε µία απλή ιδέα: η µόνη ικανοποιητική περιγραφή της αβεβαιότητας µας επιτυγχάνεται µέσω της πιθανότητας. Η αβεβαιότητα υπάρχει καθηµερινά στην ζωή µας, δίνει οµορφιά και ενδιαφέρον στην ζωή µας. Η Μπευζιανή προσέγγιση µας δίνει, µέσω του υπολογισµού πιθανοτήτων, ένα ισχυρό εργαλείο να καταλάβουµε, να χειριστούµε και να ελέγξουµε την αβεβαιότητα. Ο χρυσός κανόνας έπεται αυτόµατα: όλες οι άγνωστες ποσότητες πρέπει να περιγράφονται δια µέσου πιθανοτήτων. Γιατί δεν υπάρχει άλλος συνεπής τρόπος να περιγράψουµε την αβεβαιότητα; Γιατί ο µόνος ικανοποιητικός τρόπος να συνδέσουµε διάφορες γνώµες που αφορούν την αβεβαιότητα είναι να το κάνουµε µε τον ίδιο ακριβώς τρόπο όπως χειριζόµαστε τις πιθανότητες. Εάν προχωρήσουµε πέρα από µία απλή πρόταση για την αβεβαιότητα και θεωρήσουµε σύνολα προτάσεων, που δεν επιθυµούµε να αντικρούονται µεταξύ τους, τότε καταλήγουµε στην πιθανότητα. Η βασική ιδέα ονοµάζεται συνέπεια (coherece), και δύο προσεγγίσεις βρίσκονται στους DeGroot (970, Optmal Statstcal Decsos, McGraw-Hll) και De Fett (974, Theory of Probablty, Vol, Wley). Σηµειώστε ότι η συνέπεια δεν συζητείται στην κλασική στατιστική. Οι τρεις βασικοί κανόνες µε τους οποίους ο λογισµός πιθανοτήτων καταφέρνει να είναι συνεπής είναι η πιθανότητα (βρίσκεται στο (0,) µε το 0 να εκφράζει το αδύνατο), ο αθροιστικός και ο πολλαπλασιαστικός κανόνας. Με βάση αυτούς, όλοι οι άλλοι κανόνες έπονται. Αυτά είναι τα µόνα εργαλεία µας. Πιθανότατα είναι το µόνο εργαλείο που χρειαζόµαστε για την µελέτη της αβεβαιότητας µας.

3 Συµπερασµατολογία κατά Bayes Όπως θα περιγράψουµε στις σηµειώσεις αυτές, η συνταγή είναι απλή: τί είναι αβέβαιο και σε ενδιαφέρει; ονόµασε το θ. Τί ξέρεις; ονόµασε το x. Στην συνέχεια υπολόγισε το P(θ x). Πώς; µε τους κανόνες του λογισµού πιθανοτήτων. Τίποτα παραπάνω, τίποτα παρακάτω! Θέλεις να πάρεις αποφάσεις; µεγιστοποίησε την αναµενόµενη χρησιµότητα. Θέλεις να ερµηνεύσεις την πιθανότητα; αυτό είναι προσωπική Σου υπόθεση. εν υπάρχει αληθινή πιθανότητα αλλά απλά µία έκφραση της σχέσης Σου µε τον κόσµο. Θέλεις να κάνεις προβλέψεις; χρησιµοποίησε µόνο λογισµό πιθανοτήτων. Θέλεις να επιλέξεις ένα µοντέλο από ένα σύνολο µοντέλων Μ; Χρησιµοποίησε µόνο λογισµό πιθανοτήτων!. Στατιστική συµπερασµατολογία Πριν καθορίσουµε τί είναι η συµπερασµατολογία κατά Bayes, θα πρέπει να δώσουµε απάντηση σε µία γενικότερη και ευρύτερη ερώτηση: «Τί είναι η στατιστική συµπερασµατολογία». Πολλές απαντήσεις θα µπορούσαν να δοθούν στο συγκεκριµένο ερώτηµα, αλλά οι περισσότερες από αυτές καταλήγουν στην θέση ότι στατιστική συµπερασµατολογία είναι η επιστήµη η οποία έχει στόχο να εξάγει συµπεράσµατα για έναν πληθυσµό µελετώντας ένα δείγµα που προέρχεται από τον πληθυσµό αυτό. Μία τέτοια ερµηνεία της στατιστικής συµπερασµατολογίας, οδηγεί σε µία πληθώρα ερωτηµάτων όπως τί εννοούµε λέγοντας πληθυσµός, ποια είναι η σχέση πληθυσµού-δείγµατος, πώς θα επιλέξουµε το κατάλληλο δειγµατοληπτικό σχήµα, κ.α. Ας επικεντρώσουµε την προσοχή µας σε ένα απλό παράδειγµα, για να γίνουν κατανοητά τα παραπάνω. Ας υποθέσουµε ότι η ασική Υπηρεσία θέλει να εκτιµήσει την αναλογία των δέντρων που παρουσιάζουν κάποια συγκεκριµένη ασθένεια σε ένα µεγάλο δάσος. Είναι εκ των πραγµάτων αδύνατο να ελεγχθεί κάθε ένα από τα δέντρα του δάσους για να βρεθεί η αναλογία τους, και για αυτόν τον λόγο κρίνεται σκόπιµο να ληφθεί και να µελετηθεί ένα δείγµα από τα δέντρα για την εξαγωγή συµπερασµάτων. Με βάση την υπόθεσή ότι ακολουθούµε τυχαία δειγµατοληψία για την επιλογή του δείγµατος, θέτουµε θ την αναλογία των δέντρων που έχουν την ασθένεια έτσι ώστε κάθε δέντρο που έχει την ασθένεια στο δείγµα µας συλλέγεται ανεξάρτητα από όλα τα άλλα στο δείγµα, µε πιθανότητα θ. Θεωρώντας Χ ως την τυχαία µεταβλητή η

4 Συµπερασµατολογία κατά Bayes 3 οποία αντιστοιχεί στον αριθµό των δέντρων που έχουν την ασθένεια στο δείγµα, η ασική Υπηρεσία θα χρησιµοποιήσει την παρατηρηθείσα τιµή Χx, για να µπορέσει να εξάγει συµπεράσµατα για την παράµετρο θ του πληθυσµού. Η συµπερασµατολογία θα µπορούσε να προκύψει είτε από σηµειακή εκτίµηση, είτε από την κατασκευή ενός διαστήµατος (µε βεβαιότητα 95% το θ βρίσκεται στο διάστηµα [0.08,0.]), είτε από τον έλεγχο κάποιας υπόθεσης (απορρίπτουµε την υπόθεση ότι το θ<0.07 σε 5% επίπεδο σηµαντικότητας), είτε κάνοντας προβλέψεις (προβλέπουµε ότι το 5% των δέντρων θα προβληθούν από την ασθένεια το επόµενο έτος), είτε µε την λήψη απόφασης (αποφασίζουµε να εντοπίσουµε και να αφαιρέσουµε όλα τα µολυσµένα δέντρα). Στην περίπτωση αυτή γίνεται εµφανές πως για την εξαγωγή συµπερασµάτων για την παράµετρο θ του πληθυσµού, είναι απαραίτητο να παρατηρηθεί η τιµή της µεταβλητής Χx, του δείγµατος. Επιπλέον, τα συµπεράσµατα προκύπτουν εφόσον καθοριστεί κάποιο µοντέλο πιθανότητας, f(x θ), το οποίο καθορίζει πως για µια δεδοµένη τιµή του θ κατανέµονται οι πιθανότητες για διαφορετικές τιµές της µεταβλητής Χ. Στο συγκεκριµένο παράδειγµα, µε τις υποθέσεις που κάναµε για την τυχαία δειγµατοληψία, το µοντέλο θα είναι της µορφής: Χ θ ~ B(,θ). Η στατιστική συµπερασµατολογία οδηγεί σε συµπεράσµατα για την παράµετρο θ του πληθυσµού µέσω της παρατήρησης της µεταβλητής Χ, και τα βασικά συµπεράσµατα βασίζονται στο ότι οι τιµές του θ που δίνουν µεγάλη πιθανότητα στην τιµή του x που παρατηρήθηκε, είναι πιο πιθανές απ ότι εκείνες που δίνουν στο x µικρή πιθανότητα (αρχή της µέγιστης πιθανοφάνειας). Πριν κάνουµε λόγο για την συµπερασµατολογία κατά Bayes, υπάρχουν ορισµένα σηµεία που αφορούν την κλασική στατιστική τα οποία θα πρέπει να αναφερθούν. Το πιο σηµαντικό από τα σηµεία αυτά είναι ότι η παράµετρος θ (η οποία δεν είναι γνωστή), χρησιµοποιείται περισσότερο σαν να είναι µία σταθερά και όχι σαν τυχαία µεταβλητή. Αυτό αποτελεί και τον θεµέλιο λίθο της κλασικής στατιστικής, όµως οδηγεί σε πολλά προβλήµατα ερµηνείας. Για παράδειγµα, όταν λέµε ότι θέλουµε το 95% διάστηµα εµπιστοσύνης του [0.08,0.], εννοούµε πως υπάρχει 95% πιθανότητα η παράµετρος θ να βρίσκεται µεταξύ 0.08 και 0.. Όµως σε αυτήν την περίπτωση υπάρχει πρόβληµα ερµηνείας, διότι το θ δεν είναι τυχαίο: είτε θα ανήκει στο διάστηµα, είτε δεν θα ανήκει σε αυτό, και άρα η πιθανότητα δεν µπορεί και δεν

5 Συµπερασµατολογία κατά Bayes 4 πρέπει να υπεισέρχεται σαν παράγοντας στην ερµηνεία του. Το µόνο τυχαίο στοιχείο στο µοντέλο πιθανότητας είναι τα δεδοµένα, οπότε η σωστή ερµηνεία του διαστήµατος είναι πως αν επαναλάβουµε την διαδικασία πολλές φορές, τότε στο προσεχές µέλλον τα διαστήµατα που θα κατασκευάσουµε θα περιλαµβάνουν την παράµετρο θ στο 95% των περιπτώσεων. Όλες οι συµπερασµατολογίες που βασίζονται στην κλασική θεωρία, οδηγούνται στο να έχουν αυτήν την µακροχρόνια ερµηνεία, παρ όλο που στην πράξη έχουµε ένα διάστηµα να ερµηνεύσουµε..3 Συµπερασµατολογία κατά Bayes Το πλαίσιο στο οποίο κινείται η συµπερασµατολογία κατά Bayes είναι παρόµοιο µε αυτό της κλασικής στατιστικής: υπάρχει η παράµετρος θ του πληθυσµού την οποία θέλουµε να εκτιµήσουµε, καθώς και η πιθανότητα f(x θ) η οποία καθορίζει την πιθανότητα παρατήρησης διαφορετικών x, κάτω από διαφορετικές τιµές της παραµέτρου θ. Όµως η θεµελιώδης διαφορά είναι ότι το θ χρησιµοποιείται σαν τυχαία ποσότητα. Αν και η διαφορά αυτή µπορεί να φανεί όχι και τόσο ουσιαστική, οδηγεί σε µία τελείως διαφορετική προσέγγιση, ως προς την ερµηνεία, από αυτήν την κλασικής στατιστικής. Στην ουσία, η συµπερασµατολογία µας θα βασιστεί στην f(θ x) και όχι στην f(x θ), δηλαδή στην πιθανότητα της κατανοµής της παραµέτρου δεδοµένης της x (δεδοµένα) και όχι της x δεδοµένης της παραµέτρου. Σε πολλές περιπτώσεις αυτό οδηγεί σε περισσότερο φυσικά συµπεράσµατα σε σχέση µε την κλασική στατιστική, για να µπορέσει όµως να επιτευχθεί αυτό θα πρέπει να καθορίσουµε την a-pror κατανοµή f(θ) (pror probablty dstrbuto), η οποία αντιπροσωπεύει «τις πεποιθήσεις» µας για την κατανοµή του θ προτού αποκτήσουµε οποιαδήποτε πληροφορία για τα δεδοµένα µας. Η ιδέα της a-pror κατανοµής της παραµέτρου θ αποτελεί και την «καρδιά» της θεωρίας κατά Bayes, και βασιζόµενοι στο αν µιλάµε σε έναν συνήγορο ή σε έναν αντιµαχόµενο της συγκεκριµένης µεθοδολογίας, η a-pror κατανοµή µπορεί να αποτελέσει το µεγαλύτερο πλεονέκτηµα ή το σοβαρότερο µειονέκτηµα έναντι της κλασικής στατιστικής.

6 Συµπερασµατολογία κατά Bayes 5.4 Η a-pror κατανοµή (Pror Dstrbuto) Σχεδόν σε όλες τις περιπτώσεις, όταν προσπαθούµε να εκτιµήσουµε την παράµετρο θ θα πρέπει να έχουµε κάποια γνώση ή κάποια πεποίθηση σχετικά µε την τιµή της θ προτού λάβουµε υπόψη µας τα δεδοµένα. Στο παράδειγµα (O Haga 994) που ακολουθεί, γίνονται κατανοητά τα παραπάνω. Ας υποθέσουµε ότι κάποιος κοιτάει έξω από το παράθυρο του σπιτιού του και βλέπει ένα ξύλινο αντικείµενο µε πράσινα φύλλα. Υπάρχουν δύο πιθανές υποθέσεις: η µία είναι πως αυτό το οποίο βλέπει το άτοµο είναι ένα δέντρο, και η άλλη είναι πως είναι ένας ταχυδρόµος. Φυσικά αποκλείουµε την περίπτωση να είναι ταχυδρόµος γιατί οι ταχυδρόµοι δεν έχουν αυτήν την µορφή, ενώ την έχουν τα δέντρα. Σε γλώσσα πιθανοτήτων αν θεωρήσουµε Α το ενδεχόµενο να δει κανείς το ξύλινο αντικείµενο µε τα πράσινα φύλλα, Β το ενδεχόµενο να είναι δέντρο και Β το ενδεχόµενο να είναι ταχυδρόµος, αποκλείουµε το Β γιατί f(a B)>f(A B). Εδώ χρησιµοποιείται η αρχή της µέγιστης πιθανοφάνειας. Όµως µπορούµε να θεωρήσουµε πως υπάρχει και µία τρίτη πιθανότητα Β3, ότι το αντικείµενο που βλέπουµε είναι αντίγραφο δέντρου. Σε αυτήν την περίπτωση µπορούµε να πούµε µε σιγουριά ότι f(a B)f(A B3) αλλά πάλι θα απορρίπταµε την Β3 έναντι της Β. Αυτό το οποία προκύπτει από το παράδειγµα, είναι πως παρ όλο που η πιθανότητα αυτό που είδες να είναι δέντρο ή ένα αντίγραφό του είναι η ίδια, η a-pror πεποίθηση µας είναι ότι το αντικείµενο που βλέπουµε είναι πιθανότερο να είναι δέντρο και όχι αντίγραφο του, και για αυτόν τον σκοπό περιλαµβάνουµε την πληροφορία αυτή όταν παίρνουµε την απόφαση µας. Ένα άλλο παράδειγµα είναι αυτό που ακολουθεί όπου σε κάθε µία από τις περιπτώσεις το µοντέλο είναι Χ θ~b(0,θ) και x0, και στόχος µας είναι να ελέγξουµε εάν η υπόθεση Ηο:θ 0.5 απορρίπτεται έναντι της Η:θ>0.5 σε κάθε µία από τις παραπάνω περιπτώσεις:. Μία γυναίκα η οποία πίνει συχνά τσάι, ισχυρίζεται πως δοκιµάζοντας ένα φλυτζάνι τσάι είναι σε θέση να πει αν το γάλα που περιέχεται σε αυτό, έχει προστεθεί πριν ή µετά από το τσάι. Και στις 0 δοκιµές απαντά σωστά.. Ένας έµπειρος µουσικός ισχυρίζεται πως µπορεί να ξεχωρίσει από ένα απόσπασµα ενός κοµµατιού, αν το κοµµάτι ανήκει σε έργο του Hayde ή του Mozart. Απαντά σωστά και τις 0 φορές.

7 Συµπερασµατολογία κατά Bayes 6 3. Ένας µεθυσµένος άντρας λέει πως είναι σε θέση να προβλέψει το αποτέλεσµα από την ρίψη ενός κέρµατος (κεφάλι ή γράµµατα), και πραγµατικά προβλέπει σωστά και τις 0 φορές. Ας προσπαθήσουµε τώρα χρησιµοποιώντας τα παραπάνω παραδείγµατα, να βγάλουµε τα ίδια συµπεράσµατα και για τις τρεις περιπτώσεις. Όµως οι a-pror πεποιθήσεις µας για κάθε µία από τις παραπάνω περιπτώσεις είναι διαφορετικές: αντιµετωπίζουµε µε αρκετή διστακτικότητα την περίπτωση του µεθυσµένου άντρα, µε σχετική έκπληξη αυτήν της γυναίκας µε το τσάι, και θεωρούµε σχεδόν αναµενόµενη την περίπτωση του µουσικού. Το βασικό σηµείο που προκύπτει από τα παραπάνω είναι το εξής: τα πειράµατα δεν είναι αφηρηµένα τεχνάσµατα. Αντίθετα, έχουµε κάποια γνώση για την διαδικασία την οποία µελετάµε προτού να συλλέξουµε τα δεδοµένα. Είναι λογικό, πολλοί θα έλεγαν απαραίτητο, ότι τα συµπεράσµατα θα πρέπει να βασίζονται στον συνδυασµό της a-pror γνώσης µε τα δεδοµένα. Η συµπερασµατολογία κατά Bayes είναι ο µηχανισµός ο οποίος εξάγει συµπεράσµατα από τον συνδυασµό αυτόν..5 Χαρακτηριστικά της Μπευζιανής προσέγγισης Μπορούµε να εντοπίσουµε τέσσερα βασικά σηµεία τα οποία χαρακτηρίζουν την Μπευζιανή θεωρία σε σχέση µε την κλασική στατιστική. A-pror Πληροφορία (Pror Iformato): Κάθε πρόβληµα είναι µοναδικό και έχει το δικό του περιεχόµενο. Από αυτό ακριβώς το περιεχόµενο εξάγονται a-pror πληροφορίες και είναι η διατύπωση και η εκµετάλλευση της προηγούµενης γνώσης που διαχωρίζουν την Μπευζιανή θεωρία από αυτήν της κλασικής στατιστικής. Υποκειµενική Πιθανότητα (Subjectve Probablty): Η κλασική στατιστική εξαρτάται από µία µακροχρόνια συχνότητα καθορισµού των πιθανοτήτων. Αν και αυτό είναι επιθυµητό, οδηγεί σε «δυσκίνητα» συµπεράσµατα. Αντίθετα, η Μπευζιανή στατιστική θέτει µε σαφήνεια την ιδέα ότι όλες οι πιθανότητες είναι υποκειµενικές και εξαρτώνται από τις πεποιθήσεις του κάθε ατόµου και τις γνώσεις που µπορεί να έχει καθένας από µας για µια δεδοµένη «κατάσταση». Η συµπερασµατολογία της

8 Συµπερασµατολογία κατά Bayes 7 βασίζεται στην a-posteror κατανοµή (posteror dstrbuto) f(θ x), η µορφή της οποίας εξαρτάται (µέσω του θεωρήµατος του Bayes) από τον τρόπο καθορισµού της a-pror κατανοµής f(θ). Συνέπεια (Self-Cosstecy): Χρησιµοποιώντας την παράµετρο θ σαν τυχαία, όλη η ανάπτυξη της Μπευζιανής συµπερασµατολογίας πηγάζει και εξαρτάται µόνο από την θεωρία πιθανοτήτων. Αυτό έχει πολλά πλεονεκτήµατα και σηµαίνει πως όλα τα συµπεράσµατα µπορούν να παρουσιαστούν µε την µορφή πιθανοτήτων για την παράµετρο θ, πράγµατι προκύπτουν άµεσα από την a-posteror κατανοµή. Μη προσκόλληση σε «συνταγές»: Επειδή η κλασική στατιστική δεν είναι σε θέση να χρησιµοποιήσει όρους πιθανοτήτων για την παράµετρο θ, έχουν αναπτυχθεί αρκετά κριτήρια µε σκοπό να καθορίσουν πότε ένας συγκεκριµένος εκτιµητής θα µπορούσε να χαρακτηριστεί ως «καλός». Για παράδειγµα ο συνήθης τρόπος εκτίµησης µίας παραµέτρου θ είναι ο εξής: Επιλέγουµε µία στατιστική συνάρτηση δεδοµένων tt(x) η οποία συνδέεται µε την παράµετρο θ. Βρίσκουµε τη δειγµατική κατανοµή του t, p(t x). Μετράµε την πιθανότητα κάθε τιµής του θ, ελέγχοντας τη δεδοµένη τιµή του t σε σχέση µε την αναµενόµενη (σε πολλαπλές δοκιµές) συµπεριφορά του, δεδοµένης της θ. Για µία συγκεκριµένη τιµή της θθ 0, αν η τιµή t βρίσκεται µέσα σε µία περιοχή που ανήκει η περισσότερη πυκνότητα πιθανότητας της p(t θ 0 ), λέµε ότι η θ 0 είναι συµβατή µε τα δεδοµένα. Αλλίως ή κάτι σπάνιο έχει συµβεί, ή η θ 0 δεν είναι η αληθινή τιµή της θ. Αυτό έχει οδηγήσει σε έναν πολλαπλασιασµό διαδικασιών οι οποίες συχνά έρχονται σε αντίθεση η µία µε την άλλη. Η Μπευζιανή θεωρία έχει καταφέρει να ξεπεράσει το πρόβληµα αυτό, δηµιουργώντας µια σειρά από κριτήρια τα οποία κρίνουν και συγκρίνουν τους εκτιµητές βασιζόµενα στην a-posteror κατανοµή.

9 Συµπερασµατολογία κατά Bayes 8.6 Αντίθετες Απόψεις για την Μπευζιανή Θεωρία Η βασική αντίρρηση για την Μπευζιανή θεωρία, εντοπίζεται στο γεγονός ότι τα συµπεράσµατα εξαρτώνται από την επιλογή της a-pror κατανοµής. Όµως όπως τονίστηκε και προηγουµένως, κάποιοι υποστηρίζουν πως ακριβώς αυτό το σηµείο κρύβει όλη την «οµορφιά» της Μπευζιανής θεωρίας. υστυχώς η αντιπαράθεση αυτή θα µπορούσε να οδηγήσει σε µία ατέλειωτη συζήτηση πάνω σε αυτό το ζήτηµα. Πριν όµως ολοκληρώσουµε το µέρος αυτό, θα πρέπει να τονίσουµε ότι ακόµα και η κλασική συµπερασµατολογία χρησιµοποιεί κάποιες προηγούµενες γνώσεις. Η προηγούµενη γνώση χρησιµοποιείται για να κατασκευαστεί το κατάλληλο µοντέλο πιθανοφάνειας. Στον έλεγχο υποθέσεων, οι a-pror πεποιθήσεις µας για την αληθοφάνεια της υπόθεσης πολύ συχνά προσαρµόζονται, συνήθως όχι φανερά, µέσω της αλλαγής του επιπέδου σηµαντικότητας του ελέγχου µας. Αν πιστεύουµε ότι τα δεδοµένα µας πρέπει να οδηγήσουν στην απόρριψη της υπόθεσης, µπορούµε να πετύχουµε την απόρριψή αυτή επιλέγοντας ένα επίπεδο σηµαντικότητας αρκετά υψηλό. Η Μπευζιανή συµπερασµατολογία κατά κάποιον τρόπο τυποποιεί την ενσωµάτωση των a-pror πληροφοριών, κάτι που στην κλασική στατιστική συνήθως γίνεται όχι φανερά. Υπάρχει και ένας ακόµα τρόπος σκέψης που αφορά την Μπευζιανή συµπερασµατολογία, ο οποίος φαίνεται να ξεπέρνά τις όποιες φιλοσοφικές και εννοιολογικές δυσκολίες που σχετίζονται µε την a-pror γνώση. Στην κλασική στατιστική, οι εκτιµητές µεγίστης πιθανοφάνειας προκύπτουν από την επιλογή εκείνης της τιµής που µεγιστοποιεί την πιθανοφάνεια. Αντίθετα όσον αφορά την Μπευζιανή συµπερασµατολογία, θα µπορούσαµε να θεωρήσουµε ότι χρησιµοποιεί έναν µέσο όρο της πιθανοφάνειας, παρά την µεγιστοποίηση της. Αυτό φαίνεται αρκετά λογικό. Η αµφισβήτηση για την όλη συµπερασµατολογία του Bayes, προκαλείται εξαιτίας του ότι ο µέσος όρος αυτός σταθµίζεται µε βάση την a-pror κατανοµή. Όµως ακόµα και στην κλασική στατιστική, είναι αρκετά σύνηθες να δίνονται διαφορετικά βάρη σε διαφορετικά κοµµάτια πληροφορίας, όπως γίνεται για παράδειγµα στην σταθµισµένη παλινδρόµηση. Από όλα τα παραπάνω φαίνεται πως όλα όσα προσπαθούν να δείξουν οι αντίθετοι µε την Μπευζιανή θεωρία σαν αρνητικά της σηµεία, είναι τελικά τεχνικές που χρησιµοποιούνται και στην κλασική στατιστική.

10 Συµπερασµατολογία κατά Bayes 9.7 Το Θεώρηµα του Bayes Στην βασική του µορφή το θεώρηµα του Bayes είναι απλό και αφορά υπό συνθήκη πιθανότητες: Αν Α και Β είναι δύο ενδεχόµενα µε Ρ(Α)>0, τότε P(B A) P(A B)P(B). P(A) Η χρησιµότητα του θεωρήµατος του Bayes σε εφαρµογές πιθανοτήτων είναι ότι παρέχει την δυνατότητα αντιστροφής της «θέσης» των ενδεχοµένων. Έτσι, γίνεται εµφανές πώς η πιθανότητα του Β Α σχετίζεται µε την πιθανότητα του Α Β. Μια µικρή προέκταση του θεωρήµατος του Bayes µπορεί να γίνει, αν θεωρήσουµε τα ενδεχόµενα C,,Ck, τα οποία διαµερίζουν ένα δειγµατικό χώρο Ω, έτσι ώστε τα C Cjø για κάθε j και C CkΩ. Σε αυτήν την περίπτωση θα έχουµε P(A C )P(C ) P(C A),,...,k. k P(A C )P(C ) j J j Παράδειγµα. Σε έναν πληθυσµό ο οποίος βρίσκεται σε µεγάλο κίνδυνο να προσβληθεί από τον ιό HIV, εφαρµόζεται µια µέθοδος εντοπισµού του ιού. Το 0% από τον πληθυσµό αυτό πιστεύεται πως έχει προσβληθεί από τον ιό. Από τα αποτελέσµατα του τεστ προκύπτει ότι το τεστ είναι θετικό για το 90% των ατόµων τα οποία είναι στην πραγµατικότητα προσβεβληµένα από τον ιό, και αρνητικό για το 85% των ατόµων τα οποία έχουν αρνητικό HIV. Ποιες είναι οι πιθανότητες να πάρουµε λανθασµένα θετικά και αρνητικά αποτελέσµατα από το τεστ; Λύση Αν θεωρήσουµε Α το ενδεχόµενο ένα άτοµο να έχει τον ιό HIV, και Β το ενδεχόµενο το τεστ να δείξει αποτέλεσµα θετικό, τότε θα είναι: Ρ(Α)0., Ρ(Β Α)0.9 c c και P(B A ) Οπότε

11 Συµπερασµατολογία κατά Bayes 0 Ρ(το τεστ να είναι λανθασµένα θετικό) P(A c B) c P(B A )P(A P(B) c ) 0.5* 0.90 (0.5* 0.90) + (0.90 * 0.0) 0.6 Αντίστοιχα έχουµε Ρ(το τεστ να είναι λανθασµένα αρνητικό) P(A B c ) c P(B A)P(A) c P(B ) 0.* 0. (0. * 0.) + (0.85 * 0.90) 0.09 Παράδειγµα. Σε ένα δοχείο υπάρχουν 6 µπάλες µε άγνωστα χρώµατα. Τρεις από τις µπάλες αυτές λαµβάνονται χωρίς επανατοποθέτηση και το χρώµα τους είναι µαύρο. Να βρεθεί η πιθανότητα µέσα στο βάζο να µην έχει µείνει καµία µαύρη µπάλα. Λύση Ας θεωρήσουµε Α το ενδεχόµενο να τραβήξουµε 3 µαύρες µπάλες από το βάζο και C το ενδεχόµενο να υπάρχουν µαύρες µπάλες µέσα στο βάζο. Τότε µε βάση το θεώρηµα του Bayes θα είναι: P(C 3 A) 6 P(A C j 0 3 P(A C )P(C j 3 )P(C ) j ) Το πρόβληµα όµως που προκύπτει σε αυτό ακριβώς το σηµείο είναι τί τιµές θα δώσουµε στις πιθανότητες Ρ(C0),,P(C6); Αυτές είναι οι πιθανότητες των διαφορετικών αριθµών από τις µαύρες µπάλες που βρίσκονται µέσα στο βάζο, πριν να δούµε τις µπάλες µας, δηλαδή τα δεδοµένα µας. Χωρίς να έχουµε κάποια πληροφορία

12 Συµπερασµατολογία κατά Bayes για τα δεδοµένα µας, θα µπορούσαµε πολύ εύκολα να υποθέσουµε ότι όλα τα νούµερα έχουν την ίδια πιθανότητα, οπότε Ρ(C0) P(C6)/7. Η ερώτηση όµως η οποία προκύπτει από την παραπάνω ισότητα είναι αν είναι λογικό να θέσουµε την ισότητα αυτή. Αν σκεφτούµε για παράδειγµα ότι είναι πιο πιθανό όλες οι µπάλες µέσα στο βάζο να είναι του ιδίου χρώµατος, τότε θα πρέπει να δώσουµε µεγαλύτερες a-pror πιθανότητες στις P(C0) και Ρ(C6). Ή θα µπορούσαµε ακόµα να γνωρίζουµε πως το εργοστάσιο το οποίο κατασκευάζει τις µπάλες, παράγει µπάλες 0 διαφορετικώς χρωµάτων. Έχοντας αυτήν την «a-pror» πληροφορία, θα µπορούσαµε να θεωρήσουµε πως κάθε ένα από τα µπαλάκια έχει πιθανότητα ίση µε /0 και µε βάση την πληροφορία αυτή θα µπορούσαµε να υπολογίσουµε και όλες τις άλλες a- pror πιθανότητες. Το σηµείο το οποίο θίγεται στα παραπάνω, είναι πως θα πρέπει να σκεφτούµε αρκετά πως θέλουµε να εκφράσουµε τις a-pror πεποιθήσεις µας, και η λύση σε αυτόν τον προβληµατισµό εξαρτάται από το τί πιστεύουµε πως θα πρέπει να χρησιµοποιήσουµε σαν αρχή των προβληµατισµών µας. Στο σηµείο αυτό θα αναφερθούµε αργότερα. Ας χρησιµοποιήσουµε λοιπόν το θεώρηµα του Bayes για το παράδειγµά µας. Θα είναι: P(C 3 A) 6 P(C )P(A C ) j 0 3 P(A C j 3 )P(C j ) (/7) *[(3/6) * (/5) * (/4)] (/7){ [(3/6)(/5)(/4)] + [(4/6)(3/5)(/4)] + [(5/6)(4/5)(3/4)] + [(6/6)(5/5)(4/4)]} /35 Όπως είναι φανερό, τα δεδοµένα µας έχουν αλλάξει τις a-pror πεποιθήσεις µας από Ρ(C3)/7 σε µία a-posteror πιθανότητα Ρ(C3 A)/35.

13 Συµπερασµατολογία κατά Bayes.8 Ασκήσεις Άσκηση. Σε µία περιοχή τα γεωλογικά πετρώµατα Α και Β είναι δύσκολο να διαχωριστούν. Μετά από προσεκτικές µελέτες στα εργαστήρια, βρέθηκε ότι υπάρχει ένα µόνο χαρακτηριστικό το οποίο µπορεί να καθορίσει τα δύο πετρώµατα, και αυτό είναι η παρουσία ή η απουσία ενός συγκεκριµένου απολιθώµατος. Η πιθανότητα να υπάρχει το απολίθωµα φαίνεται στον πίνακα. Είναι επίσης γνωστό, ότι το πέτρωµα τύπου Α συναντάται 4 φορές περισσότερο από ότι το πέτρωµα Β στην περιοχή η οποία µελετάται. Αν ληφθεί ένα δείγµα και βρεθεί να υπάρχει απολίθωµα σε αυτό, υπολογίστε την a-posteror κατανοµή των πετρωµάτων. Απολίθωµα Στρώµατα ΝΑΙ ΟΧΙ Α Β Εάν ο γεωλόγος κατηγοριοποιεί πάντα το πέτρωµα σαν τύπου Α, όταν το απολίθωµα υπάρχει, και ως Β όταν δεν υπάρχει, ποια είναι η πιθανότητα να κάνει σωστή κατηγοριοποίηση και στο µέλλον; Άσκηση. Επαναλάβετε το Παράδειγµα. χρησιµοποιώντας µια διαφορετική a- pror κατανοµή. Πώς η αλλαγή της a-pror κατανοµής επηρεάζει την a-posteror πιθανότητα να µην έχουν µείνει µαύρες µπάλες στο βάζο; Άσκηση.3 Έστω ότι µία παρατήρηση x ακολουθεί την εκθετική κατανοµή p(x θ) θe ( θ 0, x > 0) Αν η a-pror κατανοµή του θ ορίζεται από τις διακριτές πιθανότητες ρ(θ) ρ(θ) ½ βρείτε την a-posteror κατανοµή του θ. θx,

14 Συµπερασµατολογία κατά Bayes 3 Κεφάλαιο ο Σύγχρονη Θεωρία κατά Bayes. Εισαγωγή Όπως αναφέρθηκε στο κεφάλαιο, τα βασικά χαρακτηριστικά της Μπευζιανής προσέγγισης είναι η αντιµετώπιση και χρήση της άγνωστης παραµέτρου θ ως τυχαία µεταβλητή, ο καθορισµός της a-pror κατανοµής για το θ (η οποία αντιπροσωπεύει τις πεποιθήσεις µας σχετικά µε το θ προτού να έχουµε οποιαδήποτε πληροφορία για τα δεδοµένα µας) η χρήση του θεωρήµατος του Bayes για τον «εκσυγχρονισµό» των a-pror πεποιθήσεων µας σε a-posteror πιθανότητες, και η εξαγωγή της κατάλληλης συµπερασµατολογίας. Για τον σκοπό αυτό υπάρχουν τέσσερα βήµατα-κλειδιά για την Μπευζιανή προσέγγιση:. Καθορισµός του µοντέλου πιθανοφάνειας f(x θ).. Καθορισµός της a-pror κατανοµής f(θ). 3. Υπολογισµός της a-posteror κατανοµής f(θ x), από το θεώρηµα του Bayes. 4. Εξαγωγή συµπερασµάτων από την a-posteror πληροφορία. Σε αυτό το κεφάλαιο θα διατυπώσουµε ξανά το θεώρηµα του Bayes σε µία µορφή κατάλληλη για τυχαίες µεταβλητές αντί για ενδεχόµενα, και θα εξετάσουµε κάποια θέµατα τα οποία προκύπτουν σαν αποτέλεσµα της προσπάθειας µας να χρησιµοποιήσουµε το αποτέλεσµα αυτό στην όλη συµπερασµατολογία που αναπτύσουµε για την παράµετρο θ. Κάθε ένα από τα θέµατα αυτά θα αναπτυχθεί στo σχετικό κεφάλαιο. Στο συγκεκριµένο κεφάλαιο θα ασχοληθούµε µε αρκετά παραδείγµατα στα οποία συγκεκριµένοι συνδυασµοί των a-pror κατανοµών και του µοντέλου πιθανοφάνειας οδηγούν σε µαθηµατικούς τύπους για την a-posteror κατανοµή.

15 Συµπερασµατολογία κατά Bayes 4. Το Θεώρηµα του Bayes Το θεώρηµα του Bayes σε όρους τυχαίων µεταβλητών µε πυκνότητες που συµβολίζονται γενικά µε f, παίρνει την εξής µορφή: f (θ x) f (θ)f (x θ). f (θ)f (x θ)dθ Θα χρησιµοποιήσουµε αυτόν τον συµβολισµό για τις περιπτώσεις που το x είναι είτε συνεχής είτε διακριτή µεταβλητή, µε την σηµείωση ότι στην συνεχή περίπτωση η f είναι η a-pror συνάρτηση πυκνότητας πιθανότητας, ενώ στην διακριτή περίπτωση η f είναι η συνάρτηση πιθανότητας (µάζας) του x. Αντίστοιχα, το θ µπορεί να είναι διακριτό ή συνεχές, αλλά στην διακριτή περίπτωση ο παρανοµαστής της σχέσης δηλ. το f(θ)f(x θ)dθ θα ερµηνευθεί αντίστοιχα όπως το Σf(θj)f(x θj). Θα πρέπει να προσέξουµε ιδιαίτερα το γεγονός ότι από την στιγµή που ολοκληρώσαµε ως προς θ, ο παρανοµαστής στο θεώρηµα του Bayes είναι συνάρτηση µόνο ως προς x. Συνεπώς, για δεδοµένες παρατηρήσεις x, ο παρανοµαστής είναι σταθερά και ονοµάζεται σταθερά κανονικοποίησης. Με βάσει αυτά ένας εναλλακτικός τρόπος παρουσίασης του θεωρήµατος του Bayes είναι ο εξής: f(θ x) f(θ)f(x θ) ή χρησιµοποιώντας λόγια θα λέγαµε ότι η a-posteror κατανοµή (posteror dstrbuto) είναι ανάλογη της a-pror κατανοµής (pror dstrbuto) πολλαπλασιαζόµενης µε την συνάρτηση πιθανοφάνειας (lkelhood fucto). Προσέξτε ακόµα ότι η f(θ x) είναι συνάρτηση πυκνότητας πιθανότητας και αυτό το εγγυάται η σταθερά κανονικοποίησης. Επίσης, η a-pror και η a-posteror κατανοµές είναι έννοιες σχετικές: η σηµερινή a-posteror είναι η αυριανή a-pror. Απλά, όταν καθορίσουµε την a-pror ανανεώνουµε τα πιστεύω µας (ΜΟΝΟ!) µέσω του θεωρήµατος του Bayes.

16 Συµπερασµατολογία κατά Bayes 5.3 Βασικά Βήµατα.3. Επιλογή του κατάλληλου µοντέλου πιθανοφάνειας Η επιλογή του κατάλληλου µοντέλου πιθανοφάνειας εξαρτάται από τον µηχανισµό µε βάση τον οποίο θα αντιµετωπίσουµε το κάθε πρόβληµα, και είναι ίδια η περίπτωση αυτή µε εκείνη που αντιµετωπίζουµε στην κλασσική στατιστική δηλ. ποιο είναι το µοντέλο των δεδοµένων µας. Πολύ συχνά η γνώση της δοµής των δεδοµένων µας βοηθά στην επιλογή του κατάλληλου µοντέλου (για παράδειγµα διωνυµικό µοντέλο δειγµατοληψίας ή Posso), αλλά συχνότερα υποθέτουµε τί κατανοµή ακολουθεί το µοντέλο µας (για παράδειγµα το Υ σχετίζεται γραµµικά µε το Χ και τα λάθη είναι ανεξάρτητα, ισόνοµα και ακολουθούν την κανονική κατανοµή) και η αληθοφάνεια των υποθέσεων αυτών θα εκτιµηθεί αργότερα µέσα από την εξέταση της φύσης των δεδοµένων (επιλογή µοντέλου)..3. Επιλογή της a-pror κατανοµής Η επιλογή της a-pror κατανοµής αποτελεί βασικό θέµα στην Μπευζιανή θεωρία και για αυτόν τον σκοπό θα µελετηθεί εκτενώς στο 3ο κεφάλαιο. Παρόλα αυτά κάποια σηµεία κρίνεται απαραίτητο να αναφερθούν από τώρα.. Από την στιγµή που η a-pror κατανοµή αντιπροσωπεύει τις πεποιθήσεις σου για την παράµετρο θ προτού µελετηθούν τα δεδοµένα σου, είναι φυσικό ότι η µεταγενέστερη ανάλυση είναι µοναδική για σένα. Αυτό που εννοούµε µε τα παραπάνω είναι πως η a-pror κατανοµή που θέτει κάποιος άλλος, θα οδηγήσει σε διαφορετική µεταγενέστερη (a-posteror) ανάλυση. Με αυτήν την έννοια η ανάλυση είναι καθαρά υποκειµενική.. Θα δούµε αργότερα ότι στην περίπτωση που η a-pror δεν είναι «εντελώς παράλογη», η επιρροή της γίνεται ολοένα µικρότερη καθώς προστίθενται νέα δεδοµένα. Σε αυτήν την περίπτωση ο λάθος προσδιορισµός της a-pror είναι άνευ σηµασίας. 3. Πολύ συχνά έχουµε µια «γενική» ιδέα για το ποια θα πρέπει να είναι η a-pror (πιθανότατα να µπορούµε να πούµε ποιος είναι ο µέσος και η διακύµανσή της), χωρίς όµως να µπορούµε να είµαστε πιο συγκεκριµένοι για την µορφή της. Σε αυτές τις περιπτώσεις µπορούµε να χρησιµοποιήσουµε µια «βολική» µορφή της a-pror η οποία θα είναι το αποτέλεσµα των πεποιθήσεων µας και

17 Συµπερασµατολογία κατά Bayes 6 ταυτόχρονα θα κάνει τους µαθηµατικούς υπολογισµούς σχετικά εύκολους. Θα δούµε κάποια τέτοια παραδείγµατα στην πορεία. 4. Μερικές φορές νοµίζουµε ότι δεν έχουµε a-pror πληροφορίες σχετικά µε την παράµετρο θ. Σε τέτοιες περιπτώσεις είναι αρκετά συνηθισµένο να χρησιµοποιούµε µια a-pror η οποία να ανακλά την άγνοια µας για την παράµετρο. Αυτό είναι συχνά δυνατό να γίνει, αλλά υπάρχουν αρκετές δυσκολίες που σχετίζονται µε αυτό. Με το θέµα αυτό θα ασχοληθούµε στο κεφάλαιο Υπολογισµός Η εφαρµογή του θεωρήµατος του Bayes στην πράξη είναι αρκετά δύσκολη όσον αφορά τους µαθηµατικούς υπολογισµούς και η δυσκολία αυτή οφείλεται κυρίως στο ολοκλήρωµα το οποίο υπάρχει στον παρανοµαστή. Στην συνέχεια θα δούµε πως µε ορισµένες επιλογές των a-pror κατανοµών, το ολοκλήρωµα αυτό µπορεί να παραληφθεί, αλλά γενικά ειδικές τεχνικές χρειάζονται για να απλοποιηθούν οι υπολογισµοί (βλ. Κεφάλαιο 8)..3.4 Συµπερασµατολογία Η Μπευζιανή ανάλυση παρέχει µία περισσότερο πλήρη συµπερασµατολογία υπό την έννοια ότι όλη η γνώση σχετικά µε την παράµετρο θ η οποία είναι διαθέσιµη λόγω της a-pror κατανοµής και των δεδοµένων, αντιπροσωπεύεται από την a- posteror κατανοµή. Αυτό σηµαίνει πως η f(θ x) «είναι» η συµπερασµατολογία. Παρόλα αυτά, είναι συχνά επιθυµητό να συνοψίσουµε τα συµπεράσµατα µας µέσω σηµειακής εκτίµησης ή µέσω ενός διαστήµατος εκτίµησης. Περισσότερες λεπτοµέρειες σχετικά, θα δοθούν στο κεφάλαιο 5..4 Παραδείγµατα Παράδειγµα. Όταν ένα συγκεκριµένο µηχάνηµα παρουσιάζει κάποιο πρόβληµα αυτό µπορεί να οφείλεται είτε στην µηχανή, είτε στην ύπαρξη λάθους στην µεταφορά. Η φύση του προβλήµατος µπορεί να προσδιοριστεί µε ακρίβεια µόνο στην περίπτωση που «λυθεί» η µηχανή. Παρόλα αυτά το πρόβληµα έχει τρεις ενδείξεις οι

18 Συµπερασµατολογία κατά Bayes 7 οποίες µπορούν να µελετηθούν: υπερθέρµανση (ΥΘ), ανώµαλη κίνηση (ΑΚ), ή και τα δύο. Οι πιθανότητες του Πίνακα. καταρτίστηκαν µε βάση προηγούµενα στοιχεία. Επίσης, το 60% των προβληµάτων που παρουσιάζουν τα µηχανήµατα οφείλονται στην µεταφορά, οπότε f(θ)0.6. Βρείτε την a-posteror κατανοµή και ερµηνεύστε την κατάλληλα. Περιοχή προβλήµατος ΥΘ(x) ΑΚ(x) και τα δύο(x3) Μηχανή (θ) Μεταφορά (θ) Πίνακας.: Πίνακας Πιθανοτήτων Για αυτό το απλό διακριτό παράδειγµα µπορούµε να συνοψίσουµε την ανάλυση µας σε πίνακες όπως στον πίνακα., όπου έχουµε χρησιµοποιήσει την f(x,θ)f(x θ)f(θ) καθώς και την: f(x) f(x, θ ) ι f(θ) f(x θ) x x x3 0.4 θ θ f(x,θ) θ θ f(x) f(θ x) θ 4/34 6/34 0/3 θ 30/34 8/34 /3 Πίνακας.: Πίνακας Ανάλυσης Ένας τρόπος για να ερµηνεύσουµε αυτήν την ανάλυση είναι να µελετήσουµε τα odds για κάθε έναν από τους δύο τύπους προβλήµατος. Πριν από οποιαδήποτε πληροφορία σχετικά µε το x, τα odds ήταν 3: για το θ (από την στιγµή που το 60% των προβληµάτων οφείλεται στην µεταφορά). Αλλά έχοντας µελετήσει το x, αυτά τα

19 Συµπερασµατολογία κατά Bayes 8 odds αλλάζουν σε 5: για το θ όταν παρατηρήσουµε το x, 9:8 για το θ αν παρατηρήσουµε το x, και 5:3 για το θ αν παρατηρήσουµε το x 3. Κατά συνέπεια, εάν το κριτήριο βάσει του οποίου θα αποφασίσουµε να επιλέξουµε την περισσότερο αληθοφανή αιτία, µελετώντας είτε το x είτε το x θα µας οδηγήσει να αποφασίσουµε ότι το πρόβληµα οφείλεται στην µεταφορά, ενώ αν µελετήσουµε το x 3 τότε θα οδηγηθούµε στην απόφαση ότι το πρόβληµα οφείλεται στην µηχανή. Παράδειγµα. ( ιωνυµικό δείγµα) Ας υποθέσουµε ότι το µοντέλο πιθανοφάνειας µας είναι x~b(,θ), και αυτό που επιδιώκουµε είναι να εξάγουµε συµπεράσµατα για την παράµετρο θ. Οπότε θα είναι: f (x θ) C x x θ ( θ) x, x 0,...,. Γενικά, η επιλογή της a-pror περιγραφής της παραµέτρου θ µπορεί να ποικίλει από πρόβληµα σε πρόβληµα, και εξ ορισµού θα εξαρτάται από την έκταση της a-pror γνώσης µας σχετικά µε την κατάσταση. Ωστόσο, η διαδικασία την οποία θα ακολουθήσουµε εδώ, θα βασιστεί σε µία πιθανή οικογένεια a-pror κατανοµών οι οποίες, όπως και θα δούµε, θα οδηγήσει σε απλούς µαθηµατικούς υπολογισµούς. Το σηµείο το οποίο θίγεται εδώ, είναι πως δεδοµένου ότι η οικογένεια είναι αρκετά µεγάλη και κατά συνέπεια καλύπτει επαρκώς ένα µεγάλο εύρος από πιθανές µορφές κατανοµών, µπορούµε να χρησιµοποιήσουµε την a-pror µέσα από αυτήν την οικογένεια η οποία είναι αρκετά κοντά στις a-pror πεποιθήσεις µας. Εάν, παρόλα αυτά, δεν υπάρχει a-pror κατανοµή µέσα στην οικογένεια αυτή η οποία ανακλά τί πραγµατικά πιστεύουµε, τότε θα πρέπει να αποφύγουµε την προσέγγιση αυτή. Έτσι, σε αυτήν την περίπτωση, ας υποθέσουµε ότι µπορούµε να αντιπροσωπεύσουµε τις πεποιθήσεις µας σχετικά µε την παράµετρο θ µέσω της κατανοµής Beta: θ~be(p,q) έτσι ώστε f ( θ) Γ(p + q) θ Γ(p) Γ(q) p ( θ) q θ p ( θ) q, (0 θ ). Χρησιµοποιώντας το θεώρηµα του Bayes θα έχουµε:

20 Συµπερασµατολογία κατά Bayes 9 f ( θ x) f ( θ)f (x θ) θ θ x ( θ) p+ x x ( θ) θ p q+ x ( θ) q Τώρα, από την στιγµή που γνωρίζουµε ότι η f(θ x) είναι κατάλληλη συνάρτηση πυκνότητας, βρισκόµαστε στην περίπτωση όπου: θ x~be(p+x,q+-x). Κατ αυτόν τον τρόπο, µε προσεκτική επιλογή, έχουµε βρει την a-posteror κατανοµή η οποία ανήκει στην ίδια οικογένεια όπως και η a-pror κατανοµή, και µέσω αυτής της διαδικασίας έχουµε αποφύγει να κάνουµε υπολογισµούς ολοκληρωµάτων. Η επίδραση των δεδοµένων είναι η αναπροσαρµογή των παραµέτρων της κατανοµής Beta από τις αρχικές τους τιµές (p,q), στις a-posteror τιµές των (p+x,q+-x). Θα δώσουµε ένα αριθµητικό παράδειγµα, χρησιµοποιώντας τα δεδοµένα «Καρκίνου». Από τους 70 ασθενείς στους οποίους εφαρµοζόταν µια καινούργια θεραπεία για ένα συγκεκριµένο τύπο καρκίνου, οι 34 από αυτούς έζησαν πέρα από το αναµενόµενο όριο. Ας θεωρήσουµε θ την πιθανότητα ένας ασθενής να επιβιώσει. Οι ειδικοί σε ιατρικά θέµατα, οι οποίοι είναι εξοικειωµένοι µε κλινικές µελέτες (trals), εκφράζουν πεποιθήσεις ότι θα είναι Ε(θ)0.4 και Var(θ)0.0. Η κατανοµή Beta είναι κατάλληλη για να εκφράσει τις a-pror πεποιθήσεις τους και για αυτό θα πρέπει να επιλέξουµε µια a-pror κατανοµή θ~βe(p,q) τέτοια ώστε Ε(θ)0.4 και Var(θ)0.0. ηλαδή θέλουµε: p p + q 0.4 και pq (p + q) (p + q + ) 0.0 Μπορεί εύκολα να αποδειχθεί ότι αν θέσουµε me(θ) και uvar(θ) οι παραπάνω εξισώσεις θα έχουν την εξής µορφή: ( m)m p m και u q ( m) u m ( m)

21 Συµπερασµατολογία κατά Bayes 0 Για το παράδειγµα µας οι τιµές των p και q θα είναι αντίστοιχα 4.4 και 6.6. Οι τιµές αυτές καθορίζουν την a-pror κατανοµή για το θ. Στην πραγµατικότητα, είναι απαραίτητο να επιβεβαιώσουµε ότι η όλη κατανοµή είναι το αποτέλεσµα των a-pror πεποιθήσεων των ειδικών. Με την προϋπόθεση ότι πραγµατικά αντιπροσωπεύονται οι πεποιθήσεις των ειδικών στην a-pror κατανοµή, µπορούµε να βρούµε την a-posteror κατανοµή για το θ η οποία είναι: θ x~be(38,4 4,6) Η a-posteror αυτή κατανοµή αντιπροσωπεύει όλη την πληροφορία σχετικά µε την παράµετρο θ και αποτελεί ολοκληρωµένη συµπερασµατολογία για την θ. Θα µελετήσουµε τώρα πως τα δεδοµένα µας αλλάζουν τις a-pror πεποιθήσεις µας, συγκρίνοντας τις αναµενόµενες τιµές των a-pror και a-posteror κατανοµών: p E( θ) E( θ x) p + q p + x p + q + Στην περίπτωση µας θα είναι: Ε(θ)0.4 και Ε(θ x)0.474 Οπότε αυτό το οποίο προκύπτει είναι ότι όταν µελετήσουµε και τα δεδοµένα µας η a- pror εκτίµηση για την παράµετρο θ αυξάνεται από 0.4 σε Από την άλλη πλευρά, ένας φυσικός εκτιµητής για το θ βασιζόµενος µόνο στα δεδοµένα µας είναι ο x/0.486, ο οποίος είναι ο εκτιµητής µέγιστης πιθανοφάνειας. Εποµένως συνοψίζοντας τα παραπάνω θα λέγαµε ότι ο a-posteror εκτιµητής είναι ένας συνδυασµός των δεδοµένων µε τις a-pror πεποιθήσεις µας. Γενικά, αν τα x και είναι µεγάλα, τότε η αναµενόµενη a-posteror θα είναι κατά προσέγγιση η x/, δηλαδή ο εκτιµητής µέγιστης πιθανοφάνειας. Παράδειγµα.3 (Posso δείγµα). Ας υποθέσουµε ότι τα x,,x είναι ανεξάρτητες τυχαίες µεταβλητές που ακολουθούν κατανοµή Posso µε παράµετρο θ. Τότε θα έχουµε:

22 Συµπερασµατολογία κατά Bayes L(θ; x) e θ θ x! x e θ θ x. Όπως και στο παράδειγµα µε την διωνυµική κατανοµή, οι a-pror πεποιθήσεις µας σχετικά µε την παράµετρο θ αλλάζουν από πρόβληµα σε πρόβληµα, αλλά αυτό που θα προσπαθήσουµε να κάνουµε εδώ είναι να βρούµε µία σχέση η οποία να δίνει ένα σύνολο από διαφορετικές πιθανότητες και η οποία να είναι ταυτόχρονα µαθηµατικά αποδεκτή. Στην συγκεκριµένη περίπτωση θα υποθέσουµε ότι οι a-pror πεποιθήσεις µας µπορούν να αντιπροσωπευτούν µέσα από µία Γάµµα κατανοµή, δηλ. θ~ga(p,q), έτσι ώστε: p q f ( θ) θ Γ(p) p exp{ qθ} ( θ > 0) Χρησιµοποιώντας το θεώρηµα του Bayes, θα έχουµε: f ( θ x) p q θ Γ(p) p exp{ qθ} exp{ θ} θ x θ (p+ x ) exp{ (q + ) θ}, και εποµένως: θ x ~ Ga(p + x,q + ). η οποία είναι µία νέα Γάµµα κατανοµή της οποίας οι παράµετροι έχουν καθοριστεί µε βάσει τα δεδοµένα µέσω των Σx και του. Ένα αριθµητικό παράδειγµα είναι το ακόλουθο. Ας συµβολίσουµε µε θ τον µέσο αριθµό ενός είδους πτηνών σε µία συγκεκριµένη περιοχή. Λεπτοµερείς φωτογραφίες από 45 οµάδες του συγκεκριµένου είδους πτηνών, έδωσαν Σx409. Θα υποθέσουµε ότι αν η θ~ga(p,q), µε γνωστή µέση τιµή και διασπορά, τότε θα ήταν Ε(θ)p/q00 και Var(θ)p/(q²)0, και λύνοντας ως προς p και q θα πάρουµε p500 και q5. Έτσι προκύπτει ότι η a-posteror κατανοµή µας θ x είναι Ga(459,50).

23 Συµπερασµατολογία κατά Bayes Παράδειγµα.4 (Κανονικός µέσος). Ας θεωρήσουµε x,,x ένα σύνολο ανεξάρτητων µεταβλητών από µία κανονική κατανοµή µε µέσο θ και διακύµανση σ², µε σ² γνωστό. Τότε θα είναι: (x θ) f (x θ) exp{ } πσ σ µε πιθανοφάνεια (x θ) ι L( θ; x) exp{ σ }. Τώρα ας υποθέσουµε ότι οι a-pror πεποιθήσεις µας σχετικά µε την παράµετρο θ, µπορούν να αντιπροσωπευθούν µέσα από την Κανονική κατανοµή, δηλ.θ~ν(b,d²). (Και εδώ η επιλογή της συγκεκριµένης κατανοµής έγινε για να χρησιµοποιήσουµε απλά µαθηµατικά, αλλά πρέπει να τονίσουµε πως η κατανοµή θα πρέπει να επιλέγεται µε βάση το αν είναι ικανή να αποτελέσει µια καλή προσέγγιση των a-pror πεποιθήσεων µας σχετικά µε την παράµετρο θ). Με βάση το θεώρηµα του Bayes έχουµε: και έτσι: (θ b) f (θ x) exp{ d (θ b) exp d exp exp f(θ x) f(x θ) f(θ) (θ - b) d (θ - b) d }exp (x σ θ) (x σ σ θ) (x (θ - x σ ) θ)

24 Συµπερασµατολογία κατά Bayes 3 Όµως ισχύει οπότε από την τελευταία σχέση, η παράσταση µπορεί να γραφεί ως: Οπότε η a-posteror θα έχει την ακόλουθη µορφή: σταθερ + α α Α ά A A x A ) (x σ ) x (θ - d b) - (θ d x d b d d x d b d d x... x d b d σ + σ + θ σ + σ + σ + θ σ + σ + σ + + σ + θ σ + σ + σ + θ σ + θ d x d b d exp x) f (

25 Συµπερασµατολογία κατά Bayes 4 b θ x ~ N d d x + σ, + σ d + σ Το αποτέλεσµα µπορεί να δοθεί µε πιο σύντοµο τρόπο, εάν καθορίσουµε την «ακρίβεια» να είναι το αντίστοιχο της διακύµανσης: πχ. ας θεωρήσουµε τ/σ² και c/d². Τότε η θ x µπορεί να γραφεί: θ x cb ~ N c + + τx,. c τ + τ Προτού δώσουµε ένα αριθµητικό παράδειγµα, µπορούµε να κάνουµε µία σειρά από παρατηρήσεις:. Παρατηρούµε ότι E( θ x) γ b + ( γ )x όπου γ c c + τ Συνεπώς ο µέσος της a-posteror κατανοµής είναι ένας σταθµισµένος µέσος του µέσου της a-pror κατανοµής και του x. Επίσης, η στάθµιση γ καθορίζεται µε βάση τη σχετική βαρύτητα της πληροφορίας στην a-pror κατανοµή και στην δοµή των δεδοµένων. Σε αυτήν την περίπτωση, αν το τ είναι µεγάλο σχετικά µε το c, τότε το γ 0 και ο µέσος της a-posteror κατανοµής είναι κοντά στον x.. Παρατηρούµε ότι: ακρίβεια της a-posteror ακρίβεια της a-pror+ την ακρίβεια κάθε παρατηρήσεως.

26 Συµπερασµατολογία κατά Bayes 5 3. Καθώς το Ø, θ x ~ σ N x, έτσι ώστε η a-pror δεν επηρεάζει την α posteror στο όριο. 4. Καθώς το dø, ή αντίστοιχα το cø0, θα πάρουµε και πάλι: θ x ~ σ N x, 5. Παρατηρούµε ότι η a-posteror κατανοµή εξαρτάται από τα δεδοµένα µόνο µέσω του x και όχι µέσω των µεµονωµένων τιµών των x. Μπορούµε να πούµε και πάλι ότι η x είναι επαρκής για την παράµετρο θ. Οι παρατηρήσεις 3 και 4 είναι πολύ σηµαντικές και θα εξεταστούν λεπτοµερώς παρακάτω. Στο αριθµητικό παράδειγµα που ακολουθεί, τα δεδοµένα είναι καταγραµµένα από τον Hery Cavedsh τον 8ο αιώνα, ο οποίος έκανε 3 µετρήσεις για την πυκνότητα της γης. Για αυτά τα δεδοµένα υπολογίστηκε ότι ο x είναι 5,48 και θα υποθέσουµε ότι η διακύµανση και τα σφάλµατα µετρήσεως είναι ίση µε 0,04. Τώρα ας υποθέσουµε ότι από προηγούµενα πειράµατα η a-pror πληροφορία µας για την παράµετρο θ δηλ. την πυκνότητα της γης, ακολουθεί κανονική κατανοµή µε Ν(5,4 0,0). Σε αυτήν την περίπτωση η a-posteror κατανοµή θα είναι: θ x~n(5.46, )..5 Γενικά Θέµατα Οι αρχές και οι λεπτοµέρειες των παραδειγµάτων που προηγήθηκαν, δηµιούργησαν µία πληθώρα από θέµατα τα οποία χρήζουν ιδιαιτέρας ανάλυσης..5. Συνεχής αναθεώρηση Είδαµε ότι το θεώρηµα του Bayes προσφέρει τον µηχανισµό µε βάση τον οποίο οι α pror πληροφορίες µας αναθεωρούνται από τα δεδοµένα και δίνουν την α posteror πληροφορία. Αυτή η α posteror πληροφορία, θα αποτελέσει την

27 Συµπερασµατολογία κατά Bayes 6 καινούργια α pror πληροφόρηση, πριν προστεθούν και νέα δεδοµένα. Έτσι προκύπτει η εξής ερώτηση: εάν πάρουµε µια σειρά από δεδοµένα και αναθεωρήσουµε τις α pror πεποιθήσεις µας την στιγµή που λαµβάνουµε κάθε ένα από τα δεδοµένα µας, θα πάρουµε διαφορετικό αποτέλεσµα από ότι θα παίρναµε αν περιµέναµε να φτάσουν στα χέρια µας όλα τα δεδοµένα µαζί και µετά να αναθεωρήσουµε την a-pror πληροφόρηση µας; Ας δούµε µία απλή περίπτωση στην οποία έχουµε δύο ανεξάρτητες τυχαίες µεταβλητές x και x, κάθε µία από τις οποίες έχει συνάρτηση πυκνότητας πιθανότητας f(x θ). Τώρα ας υποθέσουµε ότι µελετάµε την x και αναθεωρούµε την a- pror πληροφόρηση µας, µέσα από το θεώρηµα του Bayes και έτσι έχουµε: f ( θ x) f ( θ) f (x θ). Η συνάρτηση αυτή θα γίνει η καινούργια µας a-pror προτού µελετήσουµε την µεταβλητή x. Τότε θα έχουµε: f (θ x, x ) f (θ) f (x θ) f (x f ( θ ) f (x, x θ) θ) το οποίο είναι το ίδιο αποτέλεσµα το οποίο θα παίρναµε αν αναθεωρούσαµε την πληροφόρηση µας µε βάση τη συνολική πληροφορία που θα λαµβάναµε από τα x και x µαζί. Η διαπίστωση αυτή µπορεί να γενικευθεί για οποιονδήποτε αριθµό δεδοµένων..5. Επάρκεια Στην κλασική στατιστική συµπερασµατολογία, η επάρκεια παίζει βασικό ρόλο τόσο στην θεωρητική ανάπτυξη, όσο και στις πρακτικές εφαρµογές. Το ίδιο ακριβώς συµβαίνει και στην Μπευζιανή ανάλυση, και έχουµε ήδη αντιµετωπίσει µία σειρά παραδειγµάτων όπου η a-posteror κατανοµή εξαρτάται από τα δεδοµένα µόνο µέσω µίας επαρκούς στατιστικής παραµέτρου. Κατ αναλογία µε την κλασική στατιστική, ορίζεται και στην στατιστική κατά Bayes η έννοια της επάρκειας. Μία στατιστική συνάρτηση δεδοµένων t(x) ονοµάζεται επαρκής στατιστική συνάρτηση για την παράµετρο θ εάν f(θ t(x)) f(θ x) για κάθε a-pror κατανοµή f(θ).

28 Συµπερασµατολογία κατά Bayes Η Αρχή της Πιθανοφάνειας Η αρχή της πιθανοφάνειας αναφέρει ότι αν πειράµατα «µοιράζονται» την ίδια πιθανοφάνεια (αναλογικά), τότε η συµπερασµατολογία µας σχετικά µε την παράµετρο θ, θα πρέπει να είναι η ίδια σε κάθε περίπτωση. Με άλλα λόγια, όλα τα στοιχεία της συµπερασµατολογίας µας θα πρέπει να είναι βασισµένα µονάχα στην συνάρτηση πιθανοφάνειας. Ένα σηµαντικό πλεονέκτηµα της Μπευζιανής θεωρίας είναι ότι οι τεχνικές οι οποίες χρησιµοποιούνται είναι άρρηκτα συνδεδεµένες µε την αρχή της πιθανοφάνειας. Αντίθετα πολλές απλές τεχνικές της κλασικής στατιστικής παραβιάζουν την αρχή αυτή. Παράδειγµα.5 Έστω ότι ένα διωνυµικό πείραµα σε κάποιο εργαστήριο είχε σαν αποτέλεσµα µία επιτυχία σε 0 δοκιµές. Ο/Η στατιστικός ελέγχει την υπόθεση ότι η πιθανότητα επιτυχίας θ είναι ίση µε ½ υπολογίζοντας την πιθανότητα ουράς της διωνυµικής κατανοµής. Αυτή η πιθανότητα είναι: P(x0 θ/)+p(x θ/) -0 +0() - () -0 () -0 Παρόλα αυτά όταν παρουσιάζει τα αποτελέσµατα του/της, πληροφορείται ότι το πείραµα δεν ήταν διωνυµικό: οι δοκιµές έπρεπε να σταµατήσουν µόλις υπήρχε η πρώτη επιτυχία. Συνεπώς ενώ τα δεδοµένα είναι τα ίδια, η στατιστική ανάλυση πρέπει να επαναληφθεί. Η νέα πιθανότητα ουράς, σε αύτη την περίπτωση δίνεται από το γεωµετρικό µοντέλο, και είναι: P[Y 0 θ/] (+/+ ) -0 (/(-/)) -9. Από το συγκεκριµένο παράδειγµα συµπεραίνουµε ότι τα ίδια δεδοµένα, µέσω της κλασικής προσέγγισης, µπορεί να µας δώσουν διαφορετικά αποτελέσµατα..6 Ασκήσεις Άσκηση. Για κάθε µία από τις ακόλουθες περιπτώσεις, υπολόγισε την a-posteror κατανοµή:

29 Συµπερασµατολογία κατά Bayes 8 Α)x,,x είναι τυχαίο δείγµα από κατανοµή µε συνάρτηση πιθανότητας f (x θ) θ x ( θ) x,,... µε την Beta(p,q) a-pror κατανοµή: θ f ( θ) p ( θ) Be(p, q) q 0 < θ < Β) x,,x είναι τυχαίο δείγµα από την κατανοµή µε συνάρτηση πυκνότητας πιθανότητας: θ e f (x θ) x! x θ x 0,,... και µε a-pror κατανοµή την: θ f ( θ) e 0 < θ Άσκηση. Η αναλογία θ των ελαττωµατικών αντικειµένων σε ένα µεγάλο φορτίο είναι άγνωστη, αλλά οι ειδικοί πιστεύουν πως το θ ακολουθεί Beta(, 00) κατανοµή. Αν 00 αντικείµενα επιλεγούν τυχαία από το φορτίο και 3 από αυτά βρεθούν να είναι ελαττωµατικά, ποια είναι η a-posteror κατανοµή του θ; Εάν κάποιος άλλος στατιστικός έχοντας µελετήσει τα 3 ελαττωµατικά, υπολόγιζε πως η a-posteror κατανοµή ήταν Beta µε µέσο 4/0 και διακύµανση , ποια a- pror κατανοµή είχε χρησιµοποιήσει; Άσκηση.3 Η διάµετρος ενός προϊόντος σε µία µεγάλη γραµµή παραγωγής, ποικίλει βάσει της Ν(θ,) κατανοµής. Ένας µηχανικός υπολογίζει ότι η a-pror κατανοµή του θ είναι Ν(0, 0.5). Σε µία γραµµή παραγωγής προϊόντα ελέγχονται και βρίσκεται ότι έχουν δειγµατικό µέσο 3/3. Χρησιµοποιώντας αυτήν την πληροφορία, υπολογίστε την πιθανότητα ο µέσος της διαµέτρου του προϊόντος να είναι τουλάχιστον 0 µονάδες. Άσκηση.4 Ο αριθµός των ελαττωµάτων σε 00 µέτρα ρολού µαγνητικής ταινίας ακολουθεί κατανοµή Posso(θ). Η a-pror κατανοµή για το θ είναι Γάµµα(3,).

30 Συµπερασµατολογία κατά Bayes 9 Όταν 5 ρολά µαγνητικής ταινίας επιλεγούν τυχαία, ο αριθµός των ελαττωµάτων είναι,,6,0 και 3 αντίστοιχα. Καθορίστε την a-posteror κατανοµή για το θ. Άσκηση.5 Ας υποθέσουµε ότι ο χρόνος σε λεπτά που απαιτείται για να εξυπηρετηθεί ένας πελάτης σε µία τράπεζα ακολουθεί εκθετική κατανοµή µε παράµετρο θ. Η a-pror κατανοµή για το θ είναι Γάµµα µε µέσο 0, και τυπική απόκλιση. Εάν ο µέσος χρόνος για να εξυπηρετηθούν 0 πελάτες έχει παρατηρηθεί ότι είναι 3.8 λεπτά, καθορίστε ποια είναι η a-posteror κατανοµή για την παράµετρο θ. Άσκηση.6 Έστω p η πιθανότητα πρόσληψης ενός ιού εάν κάποιος έρθει σε επαφή µε αυτόν. Ένας γιατρός πιστεύει ότι αυτή η πιθανότητα είναι µία από τις τιµές 0.0, 0., 0.4, 0.6, 0.8 ή 0.0. Εκτιµά τις a-pror πιθανότητες να είναι Pr(p0.0)0.05, Pr(p0.)0.08, Pr(p0.4)0.3, Pr(p0.6)0.30, Pr(p0.8)0.34 και Pr(p0.0)0.0. Από αυτήν την a-pror κατανοµή, βρείτε τα Ε(p) και V(p). Ο γιατρός εκτελεί ένα πείραµα στο οποίο 0 άτοµα εκτίθενται στον ιο, και προσβάλλονται από αυτόν. Με βάση την καινούργια πληροφορία, βρείτε την a-posteror κατανοµή του ιατρού για το p. Άσκηση.7 Ένα τυχαίο δείγµα x,,x προέρχεται από κατανοµή Posso µε µέσο θ. Η a-pror κατανοµή για το θ ακολουθεί Γάµµα κατανοµή µε µέσο µο. Εάν ο δειγµατικός µέσος είναι x, δείξτε ότι ο µέσος της a-posteror κατανοµής του θ θα είναι ένας σταθµισµένος µέσος της µορφής: γ x + ( γ ) µ 0. είξτε ότι το γ καθώς το. Άσκηση.8 Γιατί στο παράδειγµα.5 φαίνεται ότι η κλασική στατιστική δεν υπακούει στην αρχή της πιθανοφάνειας;

31 Συµπερασµατολογία κατά Bayes 30 Κεφάλαιο 3ο Καθορισµός των A-pror Κατανοµών 3. Εισαγωγή Έχουµε ήδη δει ότι η βασική διαφορά µεταξύ την Μπευζιανής θεωρίας και της κλασικής στατιστικής είναι ότι σύµφωνα µε την Μπευζιανή στατιστική οι άγνωστες παράµετροι χρησιµοποιούνται σαν τυχαίες µεταβλητές και για αυτόν τον λόγο η χρησιµοποίηση του θεωρήµατος του Bayes απαιτεί τον καθορισµό a-pror κατανοµών για τις µεταβλητές αυτές. Παρόλο που αυτό διευκολύνει τον συνυπολογισµό των a-pror πεποιθήσεων µας σχετικά µε τις παραµέτρους, η επιλογή της a-pror κατανοµής δεν πρέπει να γίνεται «τυφλά». Αντίθετα, χρειάζεται πολλή προσοχή καθώς και γνώση γύρω από ορισµένα βασικά στοιχεία τα οποία σχετίζονται µε την επιλογή της. Στο κεφάλαιο αυτό θα ασχοληθούµε µε ορισµένα από τα βασικά αυτά στοιχεία. 3. Συζυγείς A-pror Κατανοµές Η χρησιµοποίηση του θεωρήµατος του Bayes συνεπάγεται αρκετές υπολογιστικές δυσκολίες, και για αυτό είναι απαραίτητος ο υπολογισµός της σταθεράς κανονικοποίησης στο ολοκλήρωµα, f ( θ)f (x θ)dθ. Για παράδειγµα, ας υποθέσουµε ότι οι x,,x είναι ανεξάρτητες µεταβλητές που ακολουθούν κατανοµή Posso Po(θ), και οι a-pror πεποιθήσεις µας σχετικά µε την τιµή της παραµέτρου θ βρίσκεται σίγουρα µέσα στο διάστηµα [0,], αλλά όλες οι

32 Συµπερασµατολογία κατά Bayes 3 τιµές στο διάστηµα αυτό έχουν την ίδια πιθανότητα να είναι η τιµή της παραµέτρου θ. Έτσι f(θ) µε 0<θ<. Έτσι η σταθερά κανονικότητας είναι: exp( θ) θ 0 x dθ και το ολοκλήρωµα αυτό, το οποίο είναι µία ηµιτελής Γάµµα συνάρτηση, µπορεί µόνο να υπολογιστεί αριθµητικά. Αυτό το οποίο προκύπτει είναι ότι ακόµα και οι απλές επιλογές των a-pror κατανοµών µπορούν να οδηγήσουν σε περίεργα αριθµητικά προβλήµατα. Παρόλα αυτά, στο προηγούµενο κεφάλαιο αντιµετωπίσαµε τρία παραδείγµατα όπου η σωστή επιλογή της a-pror κατανοµής οδήγησε σε υπολογισµούς της a-posteror κατανοµής χωρίς την εµπλοκή κάποιου ολοκληρώµατος. Σε κάθε µία από αυτές τις περιπτώσεις, ήµασταν σε θέση να καθορίσουµε µια a-pror κατανοµή για την οποία η a-posteror κατανοµή που προέκυπτε ανήκε στην ίδια οικογένεια κατανοµών µε την a-pror. Τέτοιες κατανοµές ονοµάζονται συζυγείς a-pror κατανοµές. Ας δούµε ένα ακόµα παράδειγµα, στο οποίο η συζυγής a-pror µπορεί να υπολογιστεί. Παράδειγµα 3. (Γάµµα δείγµα) Ας υποθέσουµε ότι οι µεταβλητές x,,x είναι ανεξάρτητες και ακολουθούν κατανοµή Γάµµα(κ,θ), όπου το κ είναι γνωστό. (Σηµειώνουµε ότι στην ειδική περίπτωση που κ τότε βρισκόµαστε στην περίπτωση της εκθετικής κατανοµής). Έχουµε ότι: L( θ; x) θ k exp( θ Μελετώντας αυτήν την µορφή την οποία θεωρούµε συνάρτηση του θ, παρατηρούµε ότι µπορούµε να πάρουµε µία a-pror κατανοµή της µορφής: f ( θ) θ p exp( qθ) x ) οπότε η παράµετρος θ~ga(p,q), και µε βάση το θεώρηµα του Bayes θα είναι: f ( θ x) θ p+ k exp{ (q + x ) θ} και άρα η θ x~ga(p+k,q+σx).

33 Συµπερασµατολογία κατά Bayes Χρήση των συζυγών a-pror κατανοµών Η χρήση των συζυγών a-pror πρέπει να αντιµετωπίζεται ακριβώς όπως είναι: ένας βολικός µαθηµατικός µετασχηµατισµός. Παρόλα αυτά, η έκφραση των a-pror πεποιθήσεων µέσω κάποιας παραµετρικής κατανοµής είναι πάντα µία προσέγγιση. Σε πολλές περιπτώσεις ο πλούτος της οικογένειας των συζυγών κατανοµών είναι αρκετά µεγάλος ώστε να µπορέσει να προσδιοριστεί η συζυγής a-pror η οποία είναι αρκετά κοντά στις a-pror πεποιθήσεις µας. Αυτό όµως το οποία θα πρέπει να τονίσουµε είναι πως οι συζυγείς a-pror δεν θα πρέπει να χρησιµοποιούνται απλά επειδή κάνουν τους µαθηµατικούς υπολογισµούς ευκολότερους. 3.. Ύπαρξη συζυγών a-pror κατανοµών Με την προϋπόθεση ότι δεν έρχονται σε αντίθεση µε τις a-pror πεποιθήσεις µας και δεδοµένου ότι µία τέτοια οικογένεια κατανοµών µπορεί να βρεθεί, η απλοποίηση των υπολογισµών που προσφέρουν οι συζυγείς a-pror, είναι εντυπωσιακή. Όµως σε ποιες περιπτώσεις µπορούµε να πάρουµε µία οικογένεια συζυγών κατανοµών; Προκύπτει ότι η µόνη περίπτωση στη οποία οι συζυγείς κατανοµές µπορούν να προκύψουν εύκολα, είναι για τα µοντέλα δεδοµένων τα οποία ανήκουν στην εκθετική οικογένεια κατανοµών. Αυτή είναι: f (x θ ) h(x)g( θ) exp{t(x)c( θ)} για τις συναρτήσεις h,g,t και c έτσι ώστε: f (x θ)dx g( θ) h(x) exp{t(x)c( θ)}dx. Αυτό αν και µπορεί να φαίνεται περιοριστικό, στην πραγµατικότητα περιλαµβάνει την εκθετική κατανοµή, την κατανοµή Posso, την Γάµµα µε µία παράµετρο, την ιωνυµική και την Κανονική κατανοµή µε γνωστή διακύµανση. Χρησιµοποιώντας µία a-pror f(θ), έχουµε: f ( θ x) f ( θ)l( θ; x) f ( θ) f ( θ)g( θ) {h(x )}g( θ) exp{ exp{ t(x )c( θ)}. t(x )c( θ)}

1. Εισαγωγή Ο έλεγχος υποθέσεων αναφέρεται στις ιδιότητες µιας άγνωστης παραµέτρους του πληθυσµού: Ο κατηγορούµενος είναι αθώος

1. Εισαγωγή Ο έλεγχος υποθέσεων αναφέρεται στις ιδιότητες µιας άγνωστης παραµέτρους του πληθυσµού: Ο κατηγορούµενος είναι αθώος Έλεγχοι Υποθέσεων 1. Εισαγωγή Ο έλεγχος υποθέσεων αναφέρεται στις ιδιότητες µιας άγνωστης παραµέτρους του πληθυσµού: Ο κατηγορούµενος είναι αθώος µ = 100 Κάθε υπόθεση συνοδεύεται από µια εναλλακτική: Ο

Διαβάστε περισσότερα

Λήψη αποφάσεων κατά Bayes

Λήψη αποφάσεων κατά Bayes Λήψη αποφάσεων κατά Bayes Σημειώσεις μαθήματος Thomas Bayes (1701 1761) Στυλιανός Χατζηδάκης ECE 662 Άνοιξη 2014 1. Εισαγωγή Οι σημειώσεις αυτές βασίζονται στο μάθημα ECE662 του Πανεπιστημίου Purdue και

Διαβάστε περισσότερα

Ανάλυση Δεδοµένων µε χρήση του Στατιστικού Πακέτου R

Ανάλυση Δεδοµένων µε χρήση του Στατιστικού Πακέτου R Ανάλυση Δεδοµένων µε χρήση του Στατιστικού Πακέτου R, Επίκουρος Καθηγητής, Τοµέας Μαθηµατικών, Σχολή Εφαρµοσµένων Μαθηµατικών και Φυσικών Επιστηµών, Εθνικό Μετσόβιο Πολυτεχνείο. Περιεχόµενα Εισαγωγή στη

Διαβάστε περισσότερα

ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΣΥΜΠΕΡΑΣΜΑΤΟΛΟΓΙΑ

ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΣΥΜΠΕΡΑΣΜΑΤΟΛΟΓΙΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΣΥΜΠΕΡΑΣΜΑΤΟΛΟΓΙΑ Στα πλαίσια της ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ ΣΥΜΠΕΡΑΣΜΑΤΟΛΟΓΙΑΣ προσπαθούµε να προσεγγίσουµε τα χαρακτηριστικά ενός συνόλου (πληθυσµός) δια της µελέτης των χαρακτηριστικών αυτών επί ενός µικρού

Διαβάστε περισσότερα

ΣΕΙΡΕΣ TAYLOR. Στην Ενότητα αυτή θα ασχοληθούµε µε την προσέγγιση συναρτήσεων µέσω πολυωνύµων. Πολυώνυµο είναι κάθε συνάρτηση της µορφής:

ΣΕΙΡΕΣ TAYLOR. Στην Ενότητα αυτή θα ασχοληθούµε µε την προσέγγιση συναρτήσεων µέσω πολυωνύµων. Πολυώνυµο είναι κάθε συνάρτηση της µορφής: ΣΕΙΡΕΣ TAYLOR Στην Ενότητα αυτή θα ασχοληθούµε µε την προσέγγιση συναρτήσεων µέσω πολυωνύµων Πολυώνυµο είναι κάθε συνάρτηση της µορφής: p( ) = a + a + a + a + + a, όπου οι συντελεστές α i θα θεωρούνται

Διαβάστε περισσότερα

ΣΗΜΕΙΩΣΕΙΣ ΓΙΑ ΤΟ ΜΑΘΗΜΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΓΙΑ ΠΟΛΙΤΙΚΟΥΣ ΜΗΧΑΝΙΚΟΥΣ ΜΕΡΟΣ Β

ΣΗΜΕΙΩΣΕΙΣ ΓΙΑ ΤΟ ΜΑΘΗΜΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΓΙΑ ΠΟΛΙΤΙΚΟΥΣ ΜΗΧΑΝΙΚΟΥΣ ΜΕΡΟΣ Β ΣΗΜΕΙΩΣΕΙΣ ΓΙΑ ΤΟ ΜΑΘΗΜΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΓΙΑ ΠΟΛΙΤΙΚΟΥΣ ΜΗΧΑΝΙΚΟΥΣ ΜΕΡΟΣ Β ηµήτρης Κουγιουµτζής http://users.auth.gr/dkugiu/teach/civilengineer E mail: dkugiu@gen.auth.gr 1/11/2009 2 Περιεχόµενα 1 ΠΕΡΙΓΡΑΦΙΚΗ

Διαβάστε περισσότερα

Μετασχηµατισµοί Laplace, Αναλογικά Συστήµατα, ιαφορικές Εξισώσεις

Μετασχηµατισµοί Laplace, Αναλογικά Συστήµατα, ιαφορικές Εξισώσεις ΚΕΦΑΛΑΙΟ 2 Μετασχηµατισµοί Laplace, Αναλογικά Συστήµατα, ιαφορικές Εξισώσεις 2.1 ΕΙΣΑΓΩΓΗ Όπως έχουµε δει, για να προσδιορίσουµε τις αποκρίσεις ενός κυκλώµατος, πρέπει να λύσουµε ένα σύνολο διαφορικών

Διαβάστε περισσότερα

Στατιστική Συμπερασματολογία

Στατιστική Συμπερασματολογία 4. Εκτιμητική Στατιστική Συμπερασματολογία εκτιμήσεις των αγνώστων παραμέτρων μιας γνωστής από άποψη είδους κατανομής έλεγχο των υποθέσεων που γίνονται σε σχέση με τις παραμέτρους μιας κατανομής και σε

Διαβάστε περισσότερα

Μέθοδος μέγιστης πιθανοφάνειας

Μέθοδος μέγιστης πιθανοφάνειας Μέθοδος μέγιστης πιθανοφάνειας Αν x =,,, παρατηρήσεις των Χ =,,,, τότε έχουμε διαθέσιμο ένα δείγμα Χ={Χ, =,,,} της κατανομής F μεγέθους με από κοινού σ.κ. της Χ f x f x Ορισμός : Θεωρούμε ένα τυχαίο δείγμα

Διαβάστε περισσότερα

Σηµειώσεις στις σειρές

Σηµειώσεις στις σειρές . ΟΡΙΣΜΟΙ - ΓΕΝΙΚΕΣ ΕΝΝΟΙΕΣ Σηµειώσεις στις σειρές Στην Ενότητα αυτή παρουσιάζουµε τις βασικές-απαραίτητες έννοιες για την µελέτη των σειρών πραγµατικών αριθµών και των εφαρµογών τους. Έτσι, δίνονται συστηµατικά

Διαβάστε περισσότερα

2. Στοιχεία Πολυδιάστατων Κατανοµών

2. Στοιχεία Πολυδιάστατων Κατανοµών Στοιχεία Πολυδιάστατων Κατανοµών Είναι φανερό ότι έως τώρα η µελέτη µας επικεντρώνεται κάθε φορά σε πιθανότητες που αφορούν µία τυχαία µεταβλητή Σε αρκετές όµως περιπτώσεις ενδιαφερόµαστε να εξετάσουµε

Διαβάστε περισσότερα

x π 1 i n Το παραμετρικό μοντέλο πιθανότητας (η

x π 1 i n Το παραμετρικό μοντέλο πιθανότητας (η Η Στατιστική συμπερασματολογία (statstcal ferece είναι η επιστήμη που σκοπό έχει την εξαγωγή συμπερασμάτων για τις παραμέτρους ενός πληθυσμού, δηλαδή την εκτίμηση των παραμέτρων του, μελετώντας δείγμα

Διαβάστε περισσότερα

Οι θεµελιώδεις έννοιες που απαιτούνται στη Επαγωγική Στατιστική (Εκτιµητική, ιαστήµατα Εµπιστοσύνης και Έλεγχοι Υποθέσεων) είναι:

Οι θεµελιώδεις έννοιες που απαιτούνται στη Επαγωγική Στατιστική (Εκτιµητική, ιαστήµατα Εµπιστοσύνης και Έλεγχοι Υποθέσεων) είναι: Κατανοµές ειγµατοληψίας 1.Εισαγωγή Οι θεµελιώδεις έννοιες που απαιτούνται στη Επαγωγική Στατιστική (Εκτιµητική, ιαστήµατα Εµπιστοσύνης και Έλεγχοι Υποθέσεων) είναι: 1. Στατιστικής και 2. Κατανοµής ειγµατοληψίας

Διαβάστε περισσότερα

Μέρος Β /Στατιστική. Μέρος Β. Στατιστική. Γεωπονικό Πανεπιστήμιο Αθηνών Εργαστήριο Μαθηματικών&Στατιστικής/Γ. Παπαδόπουλος (www.aua.

Μέρος Β /Στατιστική. Μέρος Β. Στατιστική. Γεωπονικό Πανεπιστήμιο Αθηνών Εργαστήριο Μαθηματικών&Στατιστικής/Γ. Παπαδόπουλος (www.aua. Μέρος Β /Στατιστική Μέρος Β Στατιστική Γεωπονικό Πανεπιστήμιο Αθηνών Εργαστήριο Μαθηματικών&Στατιστικής/Γ. Παπαδόπουλος (www.aua.gr/gpapadopoulos) Από τις Πιθανότητες στη Στατιστική Στα προηγούμενα, στο

Διαβάστε περισσότερα

Ανάλυση Δεδομένων με χρήση του Στατιστικού Πακέτου R

Ανάλυση Δεδομένων με χρήση του Στατιστικού Πακέτου R Ανάλυση Δεδομένων με χρήση του Στατιστικού Πακέτου R, Επίκουρος Καθηγητής, Τομέας Μαθηματικών, Σχολή Εφαρμοσμένων Μαθηματικών και Φυσικών Επιστημών, Εθνικό Μετσόβιο Πολυτεχνείο. Περιεχόμενα Εισαγωγή στο

Διαβάστε περισσότερα

ρ. Ευστρατία Μούρτου

ρ. Ευστρατία Μούρτου ΑΝΩΤΑΤΟ ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΟ ΕΚΠΑΙ ΕΥΤΙΚΟ Ι ΡΥΜΑ ΠΑΤΡΩΝ ΣΧΟΛΗ ΕΠΑΓΓΕΛΜΑΤΩΝ ΥΓΕΙΑΣ ΚΑΙ ΠΡΟΝΟΙΑΣ ΤΜΗΜΑ ΝΟΣΗΛΕΥΤΙΚΗΣ ΕΞΑΜΗΝΟ : Ε ΑΚΑ ΗΜΑΪΚΟ ΕΤΟΣ : - ΜΑΘΗΜΑ «ΒΙΟΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ» ΚΕΦ. ΚΑΤΑΝΟΜΕΣ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΩΝ ρ. Ευστρατία Μούρτου

Διαβάστε περισσότερα

Υ: Νόσος. Χ: Παράγοντας Κινδύνου 1 (Ασθενής) 2 (Υγιής) Σύνολο. 1 (Παρόν) n 11 n 12 n 1. 2 (Απών) n 21 n 22 n 2. Σύνολο n.1 n.2 n..

Υ: Νόσος. Χ: Παράγοντας Κινδύνου 1 (Ασθενής) 2 (Υγιής) Σύνολο. 1 (Παρόν) n 11 n 12 n 1. 2 (Απών) n 21 n 22 n 2. Σύνολο n.1 n.2 n.. Μέτρα Κινδύνου για Δίτιμα Κατηγορικά Δεδομένα Σε αυτή την ενότητα θα ορίσουμε δείκτες μέτρησης του κινδύνου εμφάνισης μίας νόσου όταν έχουμε δίτιμες κατηγορικές μεταβλητές. Στην πιο απλή περίπτωση μας

Διαβάστε περισσότερα

ΙΙΙ εσµευµένη Πιθανότητα

ΙΙΙ εσµευµένη Πιθανότητα ΙΙΙ εσµευµένη Πιθανότητα 1 Λυµένες Ασκήσεις Ασκηση 1 Στρίβουµε ένα νόµισµα δύο ϕορές. Υποθέτοντας ότι και τα τέσσερα στοιχεία του δειγµατοχώρου Ω {(K, K, (K, Γ, (Γ, K, (Γ, Γ} είναι ισοπίθανα, ποια είναι

Διαβάστε περισσότερα

Το Κεντρικό Οριακό Θεώρημα

Το Κεντρικό Οριακό Θεώρημα Το Κεντρικό Οριακό Θεώρημα Όπως θα δούμε αργότερα στη Στατιστική Συμπερασματολογία, λέγοντας ότι «από έναν πληθυσμό παίρνουμε ένα τυχαίο δείγμα μεγέθους» εννοούμε ανεξάρτητες τυχαίες μεταβλητές,,..., που

Διαβάστε περισσότερα

5. Γεννήτριες Τυχαίων Αριθµών.

5. Γεννήτριες Τυχαίων Αριθµών. 5. Γεννήτριες Τυχαίων Αριθµών. 5.1. Εισαγωγή. Στο Κεφάλαιο αυτό θα δούµε πώς µπορούµε να δηµιουργήσουµε τυχαίους αριθµούς από την οµοιόµορφη κατανοµή στο διάστηµα [0,1]. Την κατανοµή αυτή, συµβολίζουµε

Διαβάστε περισσότερα

ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ ΚΑΙ ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ Γ' ΛΥΚΕΙΟΥ ΓΕΝΙΚΗΣ ΠΑΙ ΕΙΑΣ 2006 ΕΚΦΩΝΗΣΕΙΣ

ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ ΚΑΙ ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ Γ' ΛΥΚΕΙΟΥ ΓΕΝΙΚΗΣ ΠΑΙ ΕΙΑΣ 2006 ΕΚΦΩΝΗΣΕΙΣ ΘΕΜΑ o ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ ΚΑΙ ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ Γ' ΛΥΚΕΙΟΥ ΓΕΝΙΚΗΣ ΠΑΙ ΕΙΑΣ 006 ΕΚΦΩΝΗΣΕΙΣ A. Η συνάρτηση f είναι παραγωγίσιµη στο ΙR. και c πραγµατική σταθερά. Να αποδείξετε ότι (c f(x)) =c f (x), x ΙR. Μονάδες

Διαβάστε περισσότερα

2.6 ΟΡΙΑ ΑΝΟΧΗΣ. πληθυσµού µε πιθανότητα τουλάχιστον ίση µε 100(1 α)%. Το. X ονοµάζεται κάτω όριο ανοχής ενώ το πάνω όριο ανοχής.

2.6 ΟΡΙΑ ΑΝΟΧΗΣ. πληθυσµού µε πιθανότητα τουλάχιστον ίση µε 100(1 α)%. Το. X ονοµάζεται κάτω όριο ανοχής ενώ το πάνω όριο ανοχής. 2.6 ΟΡΙΑ ΑΝΟΧΗΣ Το διάστηµα εµπιστοσύνης παρέχει µία εκτίµηση µιας άγνωστης παραµέτρου µε την µορφή διαστήµατος και ένα συγκεκριµένο βαθµό εµπιστοσύνης ότι το διάστηµα αυτό, µε τον τρόπο που κατασκευάσθηκε,

Διαβάστε περισσότερα

ΕΛΕΓΧΟΣ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΩΝ ΥΠΟΘΕΣΕΩΝ

ΕΛΕΓΧΟΣ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΩΝ ΥΠΟΘΕΣΕΩΝ Κεφάλαιο 3 ΕΛΕΓΧΟΣ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΩΝ ΥΠΟΘΕΣΕΩΝ Σε πολλά προβλήµατα της µηχανικής δεν ενδιαφερόµαστε να εκτιµήσουµε την τιµή της παραµέτρου αλλά να διαπιστώσουµε αν η παραµέτρος είναι µικρότερη ή µεγαλύτερη από

Διαβάστε περισσότερα

Θέµατα Μαθηµατικών & Στ. Στατ/κής Γενικής Παιδείας Γ Λυκείου 2000

Θέµατα Μαθηµατικών & Στ. Στατ/κής Γενικής Παιδείας Γ Λυκείου 2000 Θέµατα Μαθηµατικών & Στ. Στατ/κής Γενικής Παιδείας Γ Λυκείου 000 ΕΚΦΩΝΗΣΕΙΣ Ζήτηµα ο Α.α) ίνεται η συνάρτηση F() f() + g(). Αν οι συναρτήσεις f, g είναι παραγωγίσιµες, να αποδείξετε ότι: F () f () + g

Διαβάστε περισσότερα

Πινάκες συνάφειας. Βαρύτητα συμπτωμάτων. Φύλο Χαμηλή Υψηλή. Άνδρες. Γυναίκες

Πινάκες συνάφειας. Βαρύτητα συμπτωμάτων. Φύλο Χαμηλή Υψηλή. Άνδρες. Γυναίκες Πινάκες συνάφειας εξερεύνηση σχέσεων μεταξύ τυχαίων μεταβλητών. Είναι λογικό λοιπόν, στην ανάλυση των κατηγορικών δεδομένων να μας ενδιαφέρει η σχέση μεταξύ δύο ή περισσότερων κατηγορικών μεταβλητών. Έστω

Διαβάστε περισσότερα

Στόχος µαθήµατος: Παράδειγµα 1: µελέτη ασθενών-µαρτύρων ΒΙΟΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΙΙ

Στόχος µαθήµατος: Παράδειγµα 1: µελέτη ασθενών-µαρτύρων ΒΙΟΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΙΙ ΠΜΣ ΕΠΑΓΓΕΛΜΑΤΙΚΗ ΚΑΙ ΠΕΡΙΒΑΛΛΟΝΤΙΚΗ ΥΓΕΙΑ, ΙΑΧΕΙΡΙΣΗ ΚΑΙ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΗ ΑΠΟΤΙΜΗΣΗ ΑΚ. ΕΤΟΣ 2006-2007, 3ο εξάµηνο ΒΙΟΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΙΙ ΜΑΘΗΜΑ 5 ΕΡΓΑΣΤΗΡΙΟ 1 ΜΕΤΡΑ ΚΙΝ ΥΝΟΥ & ΣΥΜΠΕΡΑΣΜΑΤΟΛΟΓΙΑ ΜΕ ΤΗΝ ΧΡΗΣΗ SPSS

Διαβάστε περισσότερα

ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ ΕΙΔΙΚΑ ΘΕΜΑΤΑ. Κεφάλαιο 10. Εισαγωγή στην εκτιμητική

ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ ΕΙΔΙΚΑ ΘΕΜΑΤΑ. Κεφάλαιο 10. Εισαγωγή στην εκτιμητική ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΟ ΕΚΠΑΙΔΕΥΤΙΚΟ ΙΔΡΥΜΑ ΔΥΤΙΚΗΣ ΕΛΛΑΔΑΣ ΤΜΗΜΑ ΔΙΟΙΚΗΣΗΣ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ ΠΑΤΡΑΣ Εργαστήριο Λήψης Αποφάσεων & Επιχειρησιακού Προγραμματισμού Καθηγητής Ι. Μητρόπουλος ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ ΕΙΔΙΚΑ ΘΕΜΑΤΑ

Διαβάστε περισσότερα

Στατιστική είναι το σύνολο των μεθόδων και θεωριών που εφαρμόζονται σε αριθμητικά δεδομένα προκειμένου να ληφθεί κάποια απόφαση σε συνθήκες

Στατιστική είναι το σύνολο των μεθόδων και θεωριών που εφαρμόζονται σε αριθμητικά δεδομένα προκειμένου να ληφθεί κάποια απόφαση σε συνθήκες Ορισμός Στατιστική είναι το σύνολο των μεθόδων και θεωριών που εφαρμόζονται σε αριθμητικά δεδομένα προκειμένου να ληφθεί κάποια απόφαση σε συνθήκες αβεβαιότητας. Βασικές έννοιες Η μελέτη ενός πληθυσμού

Διαβάστε περισσότερα

2.3. Ασκήσεις σχ. βιβλίου σελίδας 100 104 Α ΟΜΑ ΑΣ

2.3. Ασκήσεις σχ. βιβλίου σελίδας 100 104 Α ΟΜΑ ΑΣ .3 Ασκήσεις σχ. βιβλίου σελίδας 00 04 Α ΟΜΑ ΑΣ. Έξι διαδοχικοί άρτιοι αριθµοί έχουν µέση τιµή. Να βρείτε τους αριθµούς και τη διάµεσό τους. Αν είναι ο ποιο µικρός άρτιος τότε οι ζητούµενοι αριθµοί θα είναι

Διαβάστε περισσότερα

Κεφάλαιο 5 Οι χώροι. Περιεχόµενα 5.1 Ο Χώρος. 5.3 Ο Χώρος C Βάσεις Το Σύνηθες Εσωτερικό Γινόµενο Ασκήσεις

Κεφάλαιο 5 Οι χώροι. Περιεχόµενα 5.1 Ο Χώρος. 5.3 Ο Χώρος C Βάσεις Το Σύνηθες Εσωτερικό Γινόµενο Ασκήσεις Σελίδα 1 από 6 Κεφάλαιο 5 Οι χώροι R και C Περιεχόµενα 5.1 Ο Χώρος R Πράξεις Βάσεις Επεξεργασµένα Παραδείγµατα Ασκήσεις 5. Το Σύνηθες Εσωτερικό Γινόµενο στο Ορισµοί Ιδιότητες Επεξεργασµένα Παραδείγµατα

Διαβάστε περισσότερα

Κεφ. Ιο ΒΑΣΙΚΕΣ ΕΝΝΟΙΕΣ ΘΕΩΡΙΑΣ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΩΝ

Κεφ. Ιο ΒΑΣΙΚΕΣ ΕΝΝΟΙΕΣ ΘΕΩΡΙΑΣ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΩΝ ΠΕΡΙΕΧΟΜΕΝΑ Πρόλογος 75 Κεφ. Ιο ΒΑΣΙΚΕΣ ΕΝΝΟΙΕΣ ΘΕΩΡΙΑΣ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΩΝ 1.1. Τυχαία γεγονότα ή ενδεχόμενα 17 1.2. Πειράματα τύχης - Δειγματικός χώρος 18 1.3. Πράξεις με ενδεχόμενα 20 1.3.1. Ενδεχόμενα ασυμβίβαστα

Διαβάστε περισσότερα

ΕΛΛΗΝΙΚΟ ΑΝΟΙΚΤΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ

ΕΛΛΗΝΙΚΟ ΑΝΟΙΚΤΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΕΛΛΗΝΙΚΟ ΑΝΟΙΚΤΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΠΡΟΓΡΑΜΜΑ ΣΠΟΥ ΩΝ «ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗ» ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ Ι (ΘΕ ΠΛΗ ) TEΛΙΚΕΣ ΕΞΕΤΑΣΕΙΣ 4 Ιουνίου 7 Από τα κάτωθι Θέµατα καλείστε να λύσετε το ο που περιλαµβάνει ερωτήµατα από όλη την ύλη

Διαβάστε περισσότερα

ΛΥΣΕΙΣ ΑΣΚΗΣΕΩΝ 5.1 5.8

ΛΥΣΕΙΣ ΑΣΚΗΣΕΩΝ 5.1 5.8 ΛΥΣΕΙΣ ΑΣΚΗΣΕΩΝ 5. 5.8 5. Ένας υγειονοµικός σταθµός θέλει να ελέγξει αν ο µέσος αριθµός βακτηριδίων ανά µονάδα όγκου θαλασσινού νερού σε µια παραλία υπερβαίνει το επίπεδο ασφαλείας των 9 µονάδων. ώδεκα

Διαβάστε περισσότερα

----------Εισαγωγή στη Χρήση του SPSS for Windows ------------- Σελίδα: 0------------

----------Εισαγωγή στη Χρήση του SPSS for Windows ------------- Σελίδα: 0------------ ----------Εισαγωγή στη Χρήση του SPSS for Windows ------------- Σελίδα: 0------------ ΚΕΦΑΛΑΙΟ 9 ο 9.1 ηµιουργία µοντέλων πρόβλεψης 9.2 Απλή Γραµµική Παλινδρόµηση 9.3 Αναλυτικά για το ιάγραµµα ιασποράς

Διαβάστε περισσότερα

Δειγματικές Κατανομές

Δειγματικές Κατανομές Δειγματικές Κατανομές Στατιστική συνάρτηση ή στατιστική Δειγματική κατανομή - Εκτιμητής Τα άγνωστα στοιχεία του πληθυσμού λέγονται παράμετροι. Τα συμπεράσματα για μια παράμετρο εξάγονται με τη βοήθεια

Διαβάστε περισσότερα

Διάλεξη 1: Στατιστική Συμπερασματολογία - Εκτίμηση Σημείου

Διάλεξη 1: Στατιστική Συμπερασματολογία - Εκτίμηση Σημείου Διάλεξη 1: Στατιστική Συμπερασματολογία - Εκτίμηση Σημείου Στατιστική Συμπερασματολογία Εκτιμητική Έλεγχος Στατιστικών Υποθέσεων εκτιμήτρια συνάρτηση, ˆ θ σημειακή εκτίμηση εκτίμηση με διάστημα εμπιστοσύνης

Διαβάστε περισσότερα

ΑΣΚΗΣΕΙΣ ΣΤΟΥΣ ΕΛΕΓΧΟΥΣ ΥΠΟΘΕΣΕΩΝ

ΑΣΚΗΣΕΙΣ ΣΤΟΥΣ ΕΛΕΓΧΟΥΣ ΥΠΟΘΕΣΕΩΝ .Φουσκάκης- Ασκήσεις στους Ελέγχους Υποθέσεων ΑΣΚΗΣΕΙΣ ΣΤΟΥΣ ΕΛΕΓΧΟΥΣ ΥΠΟΘΕΣΕΩΝ ) Με µια νέα µέθοδο προσδιορισµού του σηµείου τήξης (σ.τ.) µετάλλων προέκυψαν οι παρακάτω µετρήσεις για το µαγγάνιο: 67,

Διαβάστε περισσότερα

2.4 ΔΙΑΣΤΗΜΑΤΑ ΕΜΠΙΣΤΟΣΥΝΗΣ ΓΙΑ ΜΙΑ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΑ

2.4 ΔΙΑΣΤΗΜΑΤΑ ΕΜΠΙΣΤΟΣΥΝΗΣ ΓΙΑ ΜΙΑ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΑ .4 ΔΙΑΣΤΗΜΑΤΑ ΕΜΠΙΣΤΟΣΥΝΗΣ ΓΙΑ ΜΙΑ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΑ Η μέθοδος για τον προσδιορισμό ενός διαστήματος εμπιστοσύνης για την άγνωστη πιθανότητα =P(A) ενός ενδεχομένου A συνδέεται στενά με τον διωνυμικό έλεγχο. Ένα

Διαβάστε περισσότερα

Β06Σ03 ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΠΕΡΙΓΡΑΦΙΚΗ ΕΦΑΡΜΟΣΜΕΝΗ ΣΤΗΝ ΨΥΧΟΠΑΙΔΑΓΩΓΙΚΗ

Β06Σ03 ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΠΕΡΙΓΡΑΦΙΚΗ ΕΦΑΡΜΟΣΜΕΝΗ ΣΤΗΝ ΨΥΧΟΠΑΙΔΑΓΩΓΙΚΗ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΚΡΗΤΗΣ ΣΧΟΛΗ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ ΑΓΩΓΗΣ ΠΑΙΔΑΓΩΓΙΚΟ ΤΜΗΜΑ ΔΗΜΟΤΙΚΗΣ ΕΚΠΑΙΔΕΥΣΗΣ Β06Σ03 ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΠΕΡΙΓΡΑΦΙΚΗ ΕΦΑΡΜΟΣΜΕΝΗ ΣΤΗΝ ΨΥΧΟΠΑΙΔΑΓΩΓΙΚΗ Ενότητα 2: Επαγωγική-περιγραφική στατιστική, παραµετρικές

Διαβάστε περισσότερα

Κεφάλαιο 6 Παράγωγος

Κεφάλαιο 6 Παράγωγος Σελίδα από 5 Κεφάλαιο 6 Παράγωγος Στο κεφάλαιο αυτό στόχος µας είναι να συνδέσουµε µία συγκεκριµένη συνάρτηση f ( ) µε µία δεύτερη συνάρτηση f ( ), την οποία και θα ονοµάζουµε παράγωγο της f. Η τιµή της

Διαβάστε περισσότερα

Κεφάλαιο 7. Έλεγχος Υποθέσεων. Ένα παράδειγµα

Κεφάλαιο 7. Έλεγχος Υποθέσεων. Ένα παράδειγµα Κεφάλαιο 7 Έλεγχος Υποθέσεων 1 Ένα παράδειγµα Ένας ερευνητής θέλησε να διαπιστώσει κατά πόσο η από απόσταση εκπαίδευση είναι καλύτερη από τη δια ζώσης εκπαίδευση. Για το σκοπό αυτό, επέλεξε δύο οµάδες

Διαβάστε περισσότερα

* τη µήτρα. Κεφάλαιο 1o

* τη µήτρα. Κεφάλαιο 1o Κεφάλαιο 1o Θεωρία Παιγνίων Η θεωρία παιγνίων εξετάζει καταστάσεις στις οποίες υπάρχει αλληλεπίδραση µεταξύ ενός µικρού αριθµού ατόµων. Άρα σε οποιαδήποτε περίπτωση, αν ο αριθµός των ατόµων που συµµετέχουν

Διαβάστε περισσότερα

Η ΙΣΧΥΣ ΕΝΟΣ ΕΛΕΓΧΟΥ. (Power of a Test) ΚΕΦΑΛΑΙΟ 21

Η ΙΣΧΥΣ ΕΝΟΣ ΕΛΕΓΧΟΥ. (Power of a Test) ΚΕΦΑΛΑΙΟ 21 ΚΕΦΑΛΑΙΟ 21 Η ΙΣΧΥΣ ΕΝΟΣ ΕΛΕΓΧΟΥ (Power of a Test) Όπως είδαμε προηγουμένως, στον Στατιστικό Έλεγχο Υποθέσεων, ορίζουμε δύο είδη πιθανών λαθών (κινδύνων) που μπορεί να συμβούν όταν παίρνουμε αποφάσεις

Διαβάστε περισσότερα

ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ & ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ ΓΕΝΙΚΗΣ ΠΑΙ ΕΙΑΣ 2010 ΕΚΦΩΝΗΣΕΙΣ

ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ & ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ ΓΕΝΙΚΗΣ ΠΑΙ ΕΙΑΣ 2010 ΕΚΦΩΝΗΣΕΙΣ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ & ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ ΓΕΝΙΚΗΣ ΠΑΙ ΕΙΑΣ 00 ΕΚΦΩΝΗΣΕΙΣ ΘΕΜΑ Α Α. Έστω t, t,..., t ν οι παρατηρήσεις µιας ποσοτικής µεταβλητής Χ ενός δείγµατος µεγέθους ν, που έχουν µέση τιµή x. Σχηµατίζουµε

Διαβάστε περισσότερα

Στατιστική Ι. Ενότητα 5: Θεωρητικές Κατανομές Πιθανότητας. Δρ. Γεώργιος Κοντέος Τμήμα Διοίκησης Επιχειρήσεων Γρεβενών

Στατιστική Ι. Ενότητα 5: Θεωρητικές Κατανομές Πιθανότητας. Δρ. Γεώργιος Κοντέος Τμήμα Διοίκησης Επιχειρήσεων Γρεβενών Στατιστική Ι Ενότητα 5: Θεωρητικές Κατανομές Πιθανότητας Δρ. Γεώργιος Κοντέος Τμήμα Διοίκησης Επιχειρήσεων Γρεβενών Άδειες Χρήσης Το παρόν εκπαιδευτικό υλικό υπόκειται σε άδειες χρήσης Creative Commons.

Διαβάστε περισσότερα

ΕΙΣΑΓΩΓΗ ΣΤΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΣΚΕΨΗ ΤΟΜΟΣ ΙΙ

ΕΙΣΑΓΩΓΗ ΣΤΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΣΚΕΨΗ ΤΟΜΟΣ ΙΙ Ι. ΠΑΝΑΡΕΤΟΥ & Ε. ΞΕΚΑΛΑΚΗ Καθηγητών του Τμήματος Στατιστικής του Οικονομικού Πανεπιστημίου Αθηνών ΕΙΣΑΓΩΓΗ ΣΤΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΣΚΕΨΗ ΤΟΜΟΣ ΙΙ (Εισαγωγή στις Πιθανότητες και την Στατιστική Συμπερασματολογία)

Διαβάστε περισσότερα

ΣΗΜΕΙΩΣΕΙΣ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΗΣ ΑΝΑΛΥΣΗΣ Ι (2006-07)

ΣΗΜΕΙΩΣΕΙΣ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΗΣ ΑΝΑΛΥΣΗΣ Ι (2006-07) ΤΕΙ ΥΤΙΚΗΣ ΜΑΚΕ ΟΝΙΑΣ ΠΑΡΑΡΤΗΜΑ ΚΑΣΤΟΡΙΑΣ ΤΜΗΜΑ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗΣ ΚΑΙ ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΑΣ ΥΠΟΛΟΓΙΣΤΩΝ ΣΗΜΕΙΩΣΕΙΣ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΗΣ ΑΝΑΛΥΣΗΣ Ι (2006-07) Επιµέλεια Σηµειώσεων : Βασιλειάδης Γεώργιος Καστοριά, εκέµβριος 2006

Διαβάστε περισσότερα

4 Πιθανότητες και Στοιχεία Στατιστικής για Μηχανικούς

4 Πιθανότητες και Στοιχεία Στατιστικής για Μηχανικούς Πρόλογος Ο μηχανικός πρέπει να συνεχίσει να βελτιώνει την ποιότητα της δουλειάς του εάν επιθυμεί να είναι ανταγωνιστικός στην αγορά της χώρας του και γενικότερα της Ευρώπης. Μία σημαντική αναλογία σε αυτήν

Διαβάστε περισσότερα

Εισόδημα Κατανάλωση 1500 500 1600 600 1300 450 1100 400 600 250 700 275 900 300 800 352 850 400 1100 500

Εισόδημα Κατανάλωση 1500 500 1600 600 1300 450 1100 400 600 250 700 275 900 300 800 352 850 400 1100 500 Εισόδημα Κατανάλωση 1500 500 1600 600 1300 450 1100 400 600 250 700 275 900 300 800 352 850 400 1100 500 Πληθυσμός Δείγμα Δείγμα Δείγμα Ο ρόλος της Οικονομετρίας Οικονομική Θεωρία Διατύπωση της

Διαβάστε περισσότερα

Κεφάλαιο 4 ΣΥΣΧΕΤΙΣΗ ΚΑΙ ΠΑΛΙΝ ΡΟΜΗΣΗ. 4.1 Συσχέτιση δύο τ.µ.

Κεφάλαιο 4 ΣΥΣΧΕΤΙΣΗ ΚΑΙ ΠΑΛΙΝ ΡΟΜΗΣΗ. 4.1 Συσχέτιση δύο τ.µ. Κεφάλαιο 4 ΣΥΣΧΕΤΙΣΗ ΚΑΙ ΠΑΛΙΝ ΡΟΜΗΣΗ Στα προηγούµενα κεφάλαια ορίσαµε και µελετήσαµε την τ.µ. µε τη ϐοήθεια της πιθανο- ϑεωρίας (κατανοµή, ϱοπές) και της στατιστικής (εκτίµηση, στατιστική υπόθεση). Σ

Διαβάστε περισσότερα

ΕΛΕΓΧΟΣ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΩΝ ΥΠΟΘΕΣΕΩΝ. Επαγωγική στατιστική (Στατιστική Συμπερασματολογία) Εκτιμητική Έλεγχος Στατιστικών Υποθέσεων

ΕΛΕΓΧΟΣ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΩΝ ΥΠΟΘΕΣΕΩΝ. Επαγωγική στατιστική (Στατιστική Συμπερασματολογία) Εκτιμητική Έλεγχος Στατιστικών Υποθέσεων ΕΛΕΓΧΟΣ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΩΝ ΥΠΟΘΕΣΕΩΝ Επαγωγική στατιστική (Στατιστική Συμπερασματολογία) Εκτιμητική Έλεγχος Στατιστικών Υποθέσεων α) Σημειοεκτιμητική β) Εκτιμήσεις Διαστήματος ΕΛΕΓΧΟΣ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΩΝ ΥΠΟΘΕΣΕΩΝ Παράδειγμα

Διαβάστε περισσότερα

Από το Γυμνάσιο στο Λύκειο... 7. 3. Δειγματικός χώρος Ενδεχόμενα... 42 Εύρεση δειγματικού χώρου... 46

Από το Γυμνάσιο στο Λύκειο... 7. 3. Δειγματικός χώρος Ενδεχόμενα... 42 Εύρεση δειγματικού χώρου... 46 ΠEΡΙΕΧΟΜΕΝΑ Από το Γυμνάσιο στο Λύκειο................................................ 7 1. Το Λεξιλόγιο της Λογικής.............................................. 11. Σύνολα..............................................................

Διαβάστε περισσότερα

Κεφάλαιο 7 Βασικά Θεωρήµατα του ιαφορικού Λογισµού

Κεφάλαιο 7 Βασικά Θεωρήµατα του ιαφορικού Λογισµού Σελίδα 1 από Κεφάλαιο 7 Βασικά Θεωρήµατα του ιαφορικού Λογισµού Στο κεφάλαιο αυτό θα ασχοληθούµε µε τα βασικά θεωρήµατα του διαφορικού λογισµού καθώς και µε προβλήµατα που µπορούν να επιλυθούν χρησιµοποιώντας

Διαβάστε περισσότερα

ΑΠΟΛΥΤΗΡΙΕΣ ΕΞΕΤΑΣΕΙΣ Γ ΤΑΞΗΣ ΕΝΙΑΙΟΥ ΛΥΚΕΙΟΥ ΠΕΜΠΤΗ 14 ΙΟΥΝΙΟΥ 2001 ΕΞΕΤΑΖΟΜΕΝΟ ΜΑΘΗΜΑ ΓΕΝΙΚΗΣ ΠΑΙ ΕΙΑΣ: ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ ΚΑΙ ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ

ΑΠΟΛΥΤΗΡΙΕΣ ΕΞΕΤΑΣΕΙΣ Γ ΤΑΞΗΣ ΕΝΙΑΙΟΥ ΛΥΚΕΙΟΥ ΠΕΜΠΤΗ 14 ΙΟΥΝΙΟΥ 2001 ΕΞΕΤΑΖΟΜΕΝΟ ΜΑΘΗΜΑ ΓΕΝΙΚΗΣ ΠΑΙ ΕΙΑΣ: ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ ΚΑΙ ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ ΑΠΟΛΥΤΗΡΙΕΣ ΕΞΕΤΑΣΕΙΣ Γ ΤΑΞΗΣ ΕΝΙΑΙΟΥ ΛΥΚΕΙΟΥ ΠΕΜΠΤΗ 14 ΙΟΥΝΙΟΥ 2001 ΕΞΕΤΑΖΟΜΕΝΟ ΜΑΘΗΜΑ ΓΕΝΙΚΗΣ ΠΑΙ ΕΙΑΣ: ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ ΚΑΙ ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ ΘΕΜΑ 1ο Α.1. Να αποδείξετε ότι για δύο ενδεχόµενα Α και Β ενός

Διαβάστε περισσότερα

ΚΕΦΑΛΑΙΟ II ΑΝΑΛΥΣΗ ΔΙΑΚΥΜΑΝΣΗΣ 1. ΑΝΑΛΥΣΗ ΔΙΑΚΥΜΑΝΣΗΣ ΚΑΤΑ ΕΝΑ ΚΡΙΤΗΡΙΟ 2. ΑΝΑΛΥΣΗ ΔΙΑΚΥΜΑΝΣΗΣ ΚΑΤΑ ΔΥΟ ΚΡΙΤΗΡΙΑ

ΚΕΦΑΛΑΙΟ II ΑΝΑΛΥΣΗ ΔΙΑΚΥΜΑΝΣΗΣ 1. ΑΝΑΛΥΣΗ ΔΙΑΚΥΜΑΝΣΗΣ ΚΑΤΑ ΕΝΑ ΚΡΙΤΗΡΙΟ 2. ΑΝΑΛΥΣΗ ΔΙΑΚΥΜΑΝΣΗΣ ΚΑΤΑ ΔΥΟ ΚΡΙΤΗΡΙΑ ΚΕΦΑΛΑΙΟ II ΑΝΑΛΥΣΗ ΔΙΑΚΥΜΑΝΣΗΣ ΕΝΟΤΗΤΕΣ 1. ΑΝΑΛΥΣΗ ΔΙΑΚΥΜΑΝΣΗΣ ΚΑΤΑ ΕΝΑ ΚΡΙΤΗΡΙΟ. ΑΝΑΛΥΣΗ ΔΙΑΚΥΜΑΝΣΗΣ ΚΑΤΑ ΔΥΟ ΚΡΙΤΗΡΙΑ 1. ΑΝΑΛΥΣΗ ΔΙΑΚΥΜΑΝΣΗΣ ΚΑΤΑ ΕΝΑ ΚΡΙΤΗΡΙΟ (One-Way Analyss of Varance) Η ανάλυση

Διαβάστε περισσότερα

Θεωρητικές Κατανομές Πιθανότητας

Θεωρητικές Κατανομές Πιθανότητας Θεωρητικές Κατανομές Πιθανότητας Θεωρητικές Κατανομές Πιθανότητας Α. ΔΙΑΚΡΙΤΕΣ ΚΑΤΑΝΟΜΕΣ α) Διακριτή Ομοιόμορφη κατανομή β) Διωνυμική κατανομή γ) Υπεργεωμετρική κατανομή δ) κατανομή Poisson Β. ΣΥΝΕΧΕΙΣ

Διαβάστε περισσότερα

ΜΕΤΑΣΧΗΜΑΤΙΣΜΟΙ ΜΕΤΑΒΛΗΤΩΝ

ΜΕΤΑΣΧΗΜΑΤΙΣΜΟΙ ΜΕΤΑΒΛΗΤΩΝ ΜΕΤΑΣΧΗΜΑΤΙΣΜΟΙ ΜΕΤΑΒΛΗΤΩΝ Όπως έχει αποδειχθεί (βλέπε π.χ. Ε. Ξεκαλάκη και Ι. Πανάρετο 993) οι αναµενόµενες τιµές E( ) και E( m ) παρέχουν σηµαντικές πληροφορίες σχετικά µε την κατανοµή µιας πραγµατικής

Διαβάστε περισσότερα

ΓΡΑΜΜΙΚΗ ΠΑΛΙΝ ΡΟΜΗΣΗ

ΓΡΑΜΜΙΚΗ ΠΑΛΙΝ ΡΟΜΗΣΗ ΓΡΑΜΜΙΚΗ ΠΑΛΙΝ ΡΟΜΗΣΗ ιαφάνειες για το µάθηµα Information Management ΑθανάσιοςΝ. Σταµούλης 1 ΠΗΓΗ Κονδύλης Ε. (1999) Στατιστικές τεχνικές διοίκησης επιχειρήσεων, Interbooks 2 1 Γραµµική παλινδρόµηση Είναι

Διαβάστε περισσότερα

ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΤΗΣ ΚΡΗΤΗΣ

ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΤΗΣ ΚΡΗΤΗΣ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΤΗΣ ΚΡΗΤΗΣ ΣΧΟΛΗ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ ΑΓΩΓΗΣ- ΠΑΙΔΑΓΩΓΙΚΟ ΤΜΗΜΑ ΔΗΜΟΤΙΚΗΣ ΕΚΠΑΙΔΕΥΣΗΣ Εργασία για το σεµινάριο «Στατιστική περιγραφική εφαρµοσµένη στην ψυχοπαιδαγωγική(β06σ03)» ΤΙΤΛΟΣ: «ΜΕΛΕΤΗ ΠΕΡΙΓΡΑΦΙΚΗΣ

Διαβάστε περισσότερα

Κεφάλαιο 2: ιατάξεις και Συνδυασµοί.

Κεφάλαιο 2: ιατάξεις και Συνδυασµοί. Κεφάλαιο : ιατάξεις και Συνδυασµοί. Περιεχόµενα Εισαγωγή Βασική αρχή απαρίθµησης ιατάξεις µε και χωρίς επανατοποθέτηση Συνδυασµοί Ασκήσεις Εισαγωγή Μέχρι το τέλος αυτού του κεφαλαίου ϑα ϑεωρούµε πειράµατα

Διαβάστε περισσότερα

Ορισµοί και εξισώσεις κίνησης

Ορισµοί και εξισώσεις κίνησης Ορισµοί και εξισώσεις κίνησης Σκοπός του κειµένου είναι να υποστηριχθούν οι παρακάτω θέσεις εν έχουν κανένα απολύτως νόηµα φράσεις του τύπου «η φάση της ταλάντωσης είναι» ή «η αρχική φάση της ταλάντωσης

Διαβάστε περισσότερα

ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΑΚΑ ΦΡΟΝΤΙΣΤΗΡΙΑ ΚΟΛΛΙΝΤΖΑ. Ερωτήσεις πολλαπλής επιλογής. Συντάκτης: Δημήτριος Κρέτσης

ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΑΚΑ ΦΡΟΝΤΙΣΤΗΡΙΑ ΚΟΛΛΙΝΤΖΑ. Ερωτήσεις πολλαπλής επιλογής. Συντάκτης: Δημήτριος Κρέτσης ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΑΚΑ ΦΡΟΝΤΙΣΤΗΡΙΑ ΚΟΛΛΙΝΤΖΑ Ερωτήσεις πολλαπλής επιλογής Συντάκτης: Δημήτριος Κρέτσης 1. Ο κλάδος της περιγραφικής Στατιστικής: α. Ασχολείται με την επεξεργασία των δεδομένων και την ανάλυση

Διαβάστε περισσότερα

Παράρτηµα 3 Εξισώσεις Διαφορών και Στοχαστικές Διαδικασίες

Παράρτηµα 3 Εξισώσεις Διαφορών και Στοχαστικές Διαδικασίες Γιώργος Αλογοσκούφης, Θέµατα Δυναµικής Μακροοικονοµικής, Αθήνα 0 Παράρτηµα 3 Εξισώσεις Διαφορών και Στοχαστικές Διαδικασίες Στο παράρτηµα αυτό εξετάζουµε τις ιδιότητες και τους τρόπους επίλυσης των εξισώσεων

Διαβάστε περισσότερα

e-mail@p-theodoropoulos.gr

e-mail@p-theodoropoulos.gr Ασκήσεις Μαθηµατικών Κατεύθυνσης Γ Λυκείου Παναγιώτης Λ. Θεοδωρόπουλος Σχολικός Σύµβουλος Μαθηµατικών e-mail@p-theodoropoulos.gr Στην εργασία αυτή ξεχωρίζουµε και µελετάµε µερικές περιπτώσεις ασκήσεων

Διαβάστε περισσότερα

1.1 ΔΕΙΓΜΑΤΙΚΟΙ ΧΩΡΟΙ ΕΝΔΕΧΟΜΕΝΑ

1.1 ΔΕΙΓΜΑΤΙΚΟΙ ΧΩΡΟΙ ΕΝΔΕΧΟΜΕΝΑ ΚΕΦΑΛΑΙΟ : ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ. ΔΕΙΓΜΑΤΙΚΟΙ ΧΩΡΟΙ ΕΝΔΕΧΟΜΕΝΑ Αιτιοκρατικό πείραμα ονομάζουμε κάθε πείραμα για το οποίο, όταν ξέρουμε τις συνθήκες κάτω από τις οποίες πραγματοποιείται, μπορούμε να προβλέψουμε με

Διαβάστε περισσότερα

ΠΕΡΙΕΧΟΜΕΝΑ. ΠΡΟΛΟΓΟΣ... vii ΠΕΡΙΕΧΟΜΕΝΑ... ix ΓΕΝΙΚΗ ΒΙΒΛΙΟΓΡΑΦΙΑ... xv. Κεφάλαιο 1 ΓΕΝΙΚΕΣ ΕΝΝΟΙΕΣ ΑΠΟ ΤΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ

ΠΕΡΙΕΧΟΜΕΝΑ. ΠΡΟΛΟΓΟΣ... vii ΠΕΡΙΕΧΟΜΕΝΑ... ix ΓΕΝΙΚΗ ΒΙΒΛΙΟΓΡΑΦΙΑ... xv. Κεφάλαιο 1 ΓΕΝΙΚΕΣ ΕΝΝΟΙΕΣ ΑΠΟ ΤΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΠΡΟΛΟΓΟΣ... vii ΠΕΡΙΕΧΟΜΕΝΑ... ix ΓΕΝΙΚΗ ΒΙΒΛΙΟΓΡΑΦΙΑ... xv Κεφάλαιο 1 ΓΕΝΙΚΕΣ ΕΝΝΟΙΕΣ ΑΠΟ ΤΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ 1.1 Πίνακες, κατανομές, ιστογράμματα... 1 1.2 Πυκνότητα πιθανότητας, καμπύλη συχνοτήτων... 5 1.3

Διαβάστε περισσότερα

3. ΠΑΡΑΜΕΤΡΟΙ ΚΑΤΑΝΟΜΩΝ

3. ΠΑΡΑΜΕΤΡΟΙ ΚΑΤΑΝΟΜΩΝ 20 3. ΠΑΡΑΜΕΤΡΟΙ ΚΑΤΑΝΟΜΩΝ ΟΡΙΣΜΟΣ ΤΗΣ ΜΕΣΗΣ ΤΙΜΗΣ Μια πολύ σηµαντική έννοια στη θεωρία πιθανοτήτων και τη στατιστική είναι η έννοια της µαθηµατικής ελπίδας ή αναµενόµενης τιµής ή µέσης τιµής µιας τυχαίας

Διαβάστε περισσότερα

Η εξίσωση του Fermat για τον εκθέτη n=3. Μία στοιχειώδης προσέγγιση

Η εξίσωση του Fermat για τον εκθέτη n=3. Μία στοιχειώδης προσέγγιση Η εξίσωση του Fermat για τον εκθέτη n=3. Μία στοιχειώδης προσέγγιση Αλέξανδρος Γ. Συγκελάκης 6 Απριλίου 2006 Περίληψη Θέµα της εργασίας αυτής, είναι η απόδειξη οτι η εξίσωση x 3 + y 3 = z 3 όπου xyz 0,

Διαβάστε περισσότερα

11, 12, 13, 14, 21, 22, 23, 24, 31, 32, 33, 34, 41, 42, 43, 44.

11, 12, 13, 14, 21, 22, 23, 24, 31, 32, 33, 34, 41, 42, 43, 44. ΤΕΧΝΙΚΕΣ ΚΑΤΑΜΕΤΡΗΣΗΣ Η καταµετρηση ενος συνολου µε πεπερασµενα στοιχεια ειναι ισως η πιο παλια µαθηµατικη ασχολια του ανθρωπου. Θα µαθουµε πως, δεδοµενης της περιγραφης ενος συνολου, να µπορουµε να ϐρουµε

Διαβάστε περισσότερα

Κεφάλαιο 9 ο Κ 5, 4 4, 5 0, 0 0,0 5, 4 4, 5. Όπως βλέπουµε το παίγνιο δεν έχει καµιά ισορροπία κατά Nash σε αµιγείς στρατηγικές διότι: (ΙΙ) Α Κ

Κεφάλαιο 9 ο Κ 5, 4 4, 5 0, 0 0,0 5, 4 4, 5. Όπως βλέπουµε το παίγνιο δεν έχει καµιά ισορροπία κατά Nash σε αµιγείς στρατηγικές διότι: (ΙΙ) Α Κ Κεφάλαιο ο Μεικτές Στρατηγικές Τώρα θα δούµε ένα παράδειγµα στο οποίο κάθε παίχτης έχει τρεις στρατηγικές. Αυτό θα µπορούσε να είναι η µορφή που παίρνει κάποιος µετά που έχει απαλείψει όλες τις αυστηρά

Διαβάστε περισσότερα

Ορισµένοι ερευνητές υποστηρίζουν ότι χρειαζόµαστε µίνιµουµ 30 περιπτώσεις για να προβούµε σε κάποιας µορφής ανάλυσης των δεδοµένων.

Ορισµένοι ερευνητές υποστηρίζουν ότι χρειαζόµαστε µίνιµουµ 30 περιπτώσεις για να προβούµε σε κάποιας µορφής ανάλυσης των δεδοµένων. ειγµατοληψία Καθώς δεν είναι εφικτό να παίρνουµε δεδοµένα από ολόκληρο τον πληθυσµό που µας ενδιαφέρει, διαλέγουµε µια µικρότερη οµάδα που θεωρούµε ότι είναι αντιπροσωπευτική ολόκληρου του πληθυσµού. Τέσσερις

Διαβάστε περισσότερα

Περίληψη ιπλωµατικής Εργασίας

Περίληψη ιπλωµατικής Εργασίας Περίληψη ιπλωµατικής Εργασίας Θέµα: Εναλλακτικές Τεχνικές Εντοπισµού Θέσης Όνοµα: Κατερίνα Σπόντου Επιβλέπων: Ιωάννης Βασιλείου Συν-επιβλέπων: Σπύρος Αθανασίου 1. Αντικείµενο της διπλωµατικής Ο εντοπισµός

Διαβάστε περισσότερα

iii ΠΕΡΙΕΧΟΜΕΝΑ Πρόλογος

iii ΠΕΡΙΕΧΟΜΕΝΑ Πρόλογος iii ΠΕΡΙΕΧΟΜΕΝΑ Πρόλογος xi 1 Αντικείμενα των Πιθανοτήτων και της Στατιστικής 1 1.1 Πιθανοτικά Πρότυπα και Αντικείμενο των Πιθανοτήτων, 1 1.2 Αντικείμενο της Στατιστικής, 3 1.3 Ο Ρόλος των Πιθανοτήτων

Διαβάστε περισσότερα

Έργο µιας χρονικά µεταβαλλόµενης δύναµης

Έργο µιας χρονικά µεταβαλλόµενης δύναµης Έργο µιας χρονικά µεταβαλλόµενης δύναµης Κ. Ι. Παπαχρήστου Τοµέας Φυσικών Επιστηµών, Σχολή Ναυτικών οκίµων papachristou@snd.edu.gr Θα συζητήσουµε µερικά λεπτά σηµεία που αφορούν το έργο ενός χρονικά µεταβαλλόµενου

Διαβάστε περισσότερα

ΓΕΝΙΚΕΣ ΑΣΚΗΣΕΙΣ. 1 ο Αχαρνών 197 Αγ. Νικόλαος 210.8651962. 2 ο Αγγ. Σικελιανού 43 Περισσός 210.2718688. Ε. ΛΙΑΤΣΟΣ Μαθηµατικός 1

ΓΕΝΙΚΕΣ ΑΣΚΗΣΕΙΣ. 1 ο Αχαρνών 197 Αγ. Νικόλαος 210.8651962. 2 ο Αγγ. Σικελιανού 43 Περισσός 210.2718688. Ε. ΛΙΑΤΣΟΣ Μαθηµατικός 1 ο Αχαρνών 97 Αγ Νικόλαος 086596 ο Αγγ Σικελιανού Περισσός 078688 Ε ΛΙΑΤΣΟΣ Μαθηµατικός 7 t t 5 Ο πληθυσµός µιας κοινωνίας βακτηριδίων δίνεται από τον τύπο P(t) = e e σε δεκάδες µικρόβια και t 0 Α Να αποδειχθεί

Διαβάστε περισσότερα

ΔΕΣΜΕΥΜΕΝΕΣ Ή ΥΠΟ ΣΥΝΘΗΚΗ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ

ΔΕΣΜΕΥΜΕΝΕΣ Ή ΥΠΟ ΣΥΝΘΗΚΗ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ ΔΕΣΜΕΥΜΕΝΕΣ Ή ΥΠΟ ΣΥΝΘΗΚΗ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ Έστω ότι επιθυμούμε να μελετήσουμε ένα τυχαίο πείραμα με δειγματικό χώρο Ω και έστω η πιθανότητα να συμβεί ένα ενδεχόμενο Α Ω Υπάρχουν περιπτώσεις όπου ενώ δεν γνωρίζουμε

Διαβάστε περισσότερα

. Τι πρακτική αξία έχουν αυτές οι πιθανότητες; (5 Μονάδες)

. Τι πρακτική αξία έχουν αυτές οι πιθανότητες; (5 Μονάδες) Εργαστήριο Μαθηματικών & Στατιστικής Α ΣΕΙΡΑ ΘΕΜΑΤΩΝ η Πρόοδος στο Μάθημα Στατιστική //7 ο Θέμα α) Περιγράψτε τη σχέση Θεωρίας Πιθανοτήτων και Στατιστικής. β) Αν Α, Β ενδεχόμενα του δειγματικού χώρου Ω

Διαβάστε περισσότερα

ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ ΚΑΙ ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ ΓΕΝΙΚΗΣ ΠΑΙΔΕΙΑΣ Γ ΛΥΚΕΙΟΥ

ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ ΚΑΙ ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ ΓΕΝΙΚΗΣ ΠΑΙΔΕΙΑΣ Γ ΛΥΚΕΙΟΥ ΘΕΜΑΤΑ ΚΑΙ ΑΠΑΝΤΗΣΕΙΣ ΠΑΝΕΛΛΑΔΙΚΩΝ ΕΞΕΤΑΣΕΩΝ 00 ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ ΚΑΙ ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ ΓΕΝΙΚΗΣ ΠΑΙΔΕΙΑΣ Γ ΘΕΜΑ Α Α. Έστω t,t,...,t ν οι παρατηρήσεις μιας ποσοτικής μεταβλητής Χ ενός δείγματος μεγέθους ν,

Διαβάστε περισσότερα

Εισαγωγή στη θεωρία ακραίων τιμών

Εισαγωγή στη θεωρία ακραίων τιμών Εισαγωγή στη θεωρία ακραίων τιμών Αντικείμενο της θεωρίας ακραίων τιμών αποτελεί: Η ανάπτυξη και μελέτη στοχαστικών μοντέλων με σκοπό την επίλυση προβλημάτων που σχετίζονται με την εμφάνιση «πολύ μεγάλων»

Διαβάστε περισσότερα

ΠΕΡΙΕΧΟΜΕΝΑ. Πιθανότητες. Τυχαίες μεταβλητές - Κατανομές ΙΑΤΡΙΚΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΚΕΦΑΛΑΙΟ 1 ΚΕΦΑΛΑΙΟ 2

ΠΕΡΙΕΧΟΜΕΝΑ. Πιθανότητες. Τυχαίες μεταβλητές - Κατανομές ΙΑΤΡΙΚΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΚΕΦΑΛΑΙΟ 1 ΚΕΦΑΛΑΙΟ 2 ΠΕΡΙΕΧΟΜΕΝΑ ΙΑΤΡΙΚΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΚΕΦΑΛΑΙΟ 1 Πιθανότητες 1.1 Πιθανότητες και Στατιστική... 5 1.2 ειγματικός χώρος Ενδεχόμενα... 7 1.3 Ορισμοί και νόμοι των πιθανοτήτων... 10 1.4 εσμευμένη πιθανότητα Ολική

Διαβάστε περισσότερα

Είναι το ηλεκτρικό ρεύµα διανυσµατικό µέγεθος;

Είναι το ηλεκτρικό ρεύµα διανυσµατικό µέγεθος; Είναι το ηλεκτρικό ρεύµα διανυσµατικό µέγεθος; Για να εξετάσουµε το κύκλωµα LC µε διδακτική συνέπεια νοµίζω ότι θα πρέπει να τηρήσουµε τους ορισµούς που δώσαµε στα παιδιά στη Β Λυκείου. Ας ξεκινήσουµε

Διαβάστε περισσότερα

ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΗ ΙΑΤΥΠΩΣΗ ΚΑΙ ΛΥΣΗ ΦΥΣΙΚΩΝ ΠΡΟΒΛΗΜΑΤΩΝ

ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΗ ΙΑΤΥΠΩΣΗ ΚΑΙ ΛΥΣΗ ΦΥΣΙΚΩΝ ΠΡΟΒΛΗΜΑΤΩΝ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΗ ΙΑΤΥΠΩΣΗ ΚΑΙ ΛΥΣΗ ΦΥΣΙΚΩΝ ΠΡΟΒΛΗΜΑΤΩΝ Στις φυσικές επιστήµες για να λύσουµε προβλήµατα ακολουθούµε συνήθως τα εξής βήµατα: 1. Μαθηµατική διατύπωση. Για να διατυπώσουµε µαθηµατικά ένα πρόβληµα

Διαβάστε περισσότερα

5.1 Συναρτήσεις δύο ή περισσοτέρων µεταβλητών

5.1 Συναρτήσεις δύο ή περισσοτέρων µεταβλητών Κεφάλαιο 5 ΣΥΝΑΡΤΗΣΕΙΣ ΠΟΛΛΩΝ ΜΕΤΑΒΛΗΤΩΝ 5.1 Συναρτήσεις δύο ή περισσοτέρων µεταβλητών Οταν ένα µεταβλητό µέγεθος εξαρτάται αποκλειστικά από τις µεταβολές ενός άλλου µεγέθους, τότε η σχέση που συνδέει

Διαβάστε περισσότερα

ΠΡΟΓΡΑΜΜΑ ΣΠΟΥΔΩΝ ΣΤΗΝ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ Ι (ΘΕ ΠΛΗ 12) ΕΡΓΑΣΙΑ 6 η Ημερομηνία Αποστολής στο Φοιτητή: 23 Απριλίου 2012

ΠΡΟΓΡΑΜΜΑ ΣΠΟΥΔΩΝ ΣΤΗΝ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ Ι (ΘΕ ΠΛΗ 12) ΕΡΓΑΣΙΑ 6 η Ημερομηνία Αποστολής στο Φοιτητή: 23 Απριλίου 2012 ΕΛΛΗΝΙΚΟ ΑΝΟΙΚΤΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΠΡΟΓΡΑΜΜΑ ΣΠΟΥΔΩΝ ΣΤΗΝ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ Ι (ΘΕ ΠΛΗ ) ΕΡΓΑΣΙΑ 6 η Ημερομηνία Αποστολής στο Φοιτητή: Απριλίου 0 Ημερομηνία παράδοσης της Εργασίας: 8 Μαΐου 0 Πριν από τη

Διαβάστε περισσότερα

Διαδικασία Ελέγχου Μηδενικών Υποθέσεων

Διαδικασία Ελέγχου Μηδενικών Υποθέσεων Διαδικασία Ελέγχου Μηδενικών Υποθέσεων Πέτρος Ρούσσος, Τμήμα Ψυχολογίας, ΕΚΠΑ Η λογική της διαδικασίας Ο σάκος περιέχει έναν μεγάλο αλλά άγνωστο αριθμό (αρκετές χιλιάδες) λευκών και μαύρων βόλων: 1 Το

Διαβάστε περισσότερα

Στατιστική Ι. Ενότητα 8: Επαγωγική Στατιστική. Δρ. Γεώργιος Κοντέος Τμήμα Διοίκησης Επιχειρήσεων Γρεβενών

Στατιστική Ι. Ενότητα 8: Επαγωγική Στατιστική. Δρ. Γεώργιος Κοντέος Τμήμα Διοίκησης Επιχειρήσεων Γρεβενών Στατιστική Ι Ενότητα 8: Επαγωγική Στατιστική. Δρ. Γεώργιος Κοντέος Τμήμα Διοίκησης Επιχειρήσεων Γρεβενών Άδειες Χρήσης Το παρόν εκπαιδευτικό υλικό υπόκειται σε άδειες χρήσης Creative Commons. Για εκπαιδευτικό

Διαβάστε περισσότερα

Πληροφοριακά Συστήματα Διοίκησης (ΜΒΑ) Ενότητα 7: Εισαγωγή στη Θεωρία Αποφάσεων Δέντρα Αποφάσεων

Πληροφοριακά Συστήματα Διοίκησης (ΜΒΑ) Ενότητα 7: Εισαγωγή στη Θεωρία Αποφάσεων Δέντρα Αποφάσεων Πληροφοριακά Συστήματα Διοίκησης (ΜΒΑ) Ενότητα 7: Εισαγωγή στη Θεωρία Αποφάσεων Δέντρα Αποφάσεων Μπεληγιάννης Γρηγόριος Σχολή Οργάνωσης και Διοίκησης Επιχειρήσεων Τμήμα Διοίκησης Επιχειρήσεων Αγροτικών

Διαβάστε περισσότερα

Π Α Ν Ε Λ Λ Η Ν Ι Ε Σ 2 0 1 5 Μ Α Θ Η Μ Α Τ Ι Κ Α K A I Σ Τ Ο Ι Χ Ε Ι Α Σ Τ Α Τ Ι Σ Τ Ι Κ Η

Π Α Ν Ε Λ Λ Η Ν Ι Ε Σ 2 0 1 5 Μ Α Θ Η Μ Α Τ Ι Κ Α K A I Σ Τ Ο Ι Χ Ε Ι Α Σ Τ Α Τ Ι Σ Τ Ι Κ Η Π Α Ν Ε Λ Λ Η Ν Ι Ε Σ 0 Μ Α Θ Η Μ Α Τ Ι Κ Α K A I Σ Τ Ο Ι Χ Ε Ι Α Σ Τ Α Τ Ι Σ Τ Ι Κ Η Ε π ι μ ε λ ε ι α : Τ α κ η ς Τ σ α κ α λ α κ ο ς o ΘΕΜΑ Π α ν ε λ λ α δ ι κ ε ς Ε ξ ε τ α σ ε ι ς ( 0 ) A. Aν οι συναρτησεις

Διαβάστε περισσότερα

ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΜΑΚΕ ΟΝΙΑΣ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΩΝ ΚΑΙ ΚΟΙΝΩΝΙΚΩΝ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ ΤΜΗΜΑ ΕΦΑΡΜΟΣΜΕΝΗΣ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗΣ ΘΕΩΡΙΑ ΠΑΙΓΝΙΩΝ

ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΜΑΚΕ ΟΝΙΑΣ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΩΝ ΚΑΙ ΚΟΙΝΩΝΙΚΩΝ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ ΤΜΗΜΑ ΕΦΑΡΜΟΣΜΕΝΗΣ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗΣ ΘΕΩΡΙΑ ΠΑΙΓΝΙΩΝ ΠΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΜΚΕ ΟΝΙΣ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΩΝ ΚΙ ΚΟΙΝΩΝΙΚΩΝ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ ΤΜΗΜ ΕΦΡΜΟΣΜΕΝΗΣ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗΣ ΘΕΩΡΙ ΠΙΓΝΙΩΝ Εξετάσεις 13 Φεβρουαρίου 2004 ιάρκεια εξέτασης: 2 ώρες (13:00-15:00) ΘΕΜ 1 ο (2.5) α) Για δύο στρατηγικές

Διαβάστε περισσότερα

Σηµειώσεις στις συναρτήσεις

Σηµειώσεις στις συναρτήσεις Σηµειώσεις στις συναρτήσεις 4 Η έννοια της συνάρτησης Ο όρος «συνάρτηση» χρησιµοποιείται αρκετά συχνά για να δηλώσει ότι ένα µέγεθος, µια κατάσταση κτλ εξαρτάται από κάτι άλλο Και στα µαθηµατικά ο όρος

Διαβάστε περισσότερα

Η Κανονική Κατανομή κανονική κατανομή (normal distribution) Κεντρικό Οριακό Θεώρημα (Central Limit Theorem) συνδέει οποιαδήποτε άλλη κατανομή

Η Κανονική Κατανομή κανονική κατανομή (normal distribution) Κεντρικό Οριακό Θεώρημα (Central Limit Theorem) συνδέει οποιαδήποτε άλλη κατανομή Η Κανονική Κατανομή H κανονική κατανομή (ormal dstrbuto) θεωρείται η σπουδαιότερη κατανομή της Θεωρίας Πιθανοτήτων και της Στατιστικής. Οι λόγοι που εξηγούν την εξέχουσα θέση της, είναι βασικά δύο: ) Πολλές

Διαβάστε περισσότερα

ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΑ ΚΑΙ ΒΑΣΙΚΕΣ Ι ΙΟΤΗΤΕΣ ΤΗΣ (Συνέχεια)

ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΑ ΚΑΙ ΒΑΣΙΚΕΣ Ι ΙΟΤΗΤΕΣ ΤΗΣ (Συνέχεια) ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΑ ΚΑΙ ΒΑΣΙΚΕΣ Ι ΙΟΤΗΤΕΣ ΤΗΣ (Συνέχεια) Χαράλαµπος Α. Χαραλαµπίδης 21 Οκτωβρίου 2009 ΕΣΜΕΥΜΕΝΗ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΑ Η ανάγκη εισαγωγής της δεσµευµένης πιθανότητας αναφύεται στις περιπτώσεις όπου µία µερική

Διαβάστε περισσότερα

HMY 795: Αναγνώριση Προτύπων

HMY 795: Αναγνώριση Προτύπων HMY 795: Αναγνώριση Προτύπων Διάλεξη 3 Επιλογή μοντέλου Επιλογή μοντέλου Θεωρία αποφάσεων Επιλογή μοντέλου δεδομένα επικύρωσης Η επιλογή του είδους του μοντέλου που θα χρησιμοποιηθεί σε ένα πρόβλημα (π.χ.

Διαβάστε περισσότερα

Η ΤΕΧΝΗ ΤΟΥ ΙΑΒΑΣΜΑΤΟΣ ΜΕΤΑΞΥ ΤΩΝ ΑΡΙΘΜΩΝ (ΠΑΡΕΜΒΟΛΗ ΚΑΙ ΠΡΟΣΕΓΓΙΣΗ)

Η ΤΕΧΝΗ ΤΟΥ ΙΑΒΑΣΜΑΤΟΣ ΜΕΤΑΞΥ ΤΩΝ ΑΡΙΘΜΩΝ (ΠΑΡΕΜΒΟΛΗ ΚΑΙ ΠΡΟΣΕΓΓΙΣΗ) Η ΤΕΧΝΗ ΤΟΥ ΙΑΒΑΣΜΑΤΟΣ ΜΕΤΑΞΥ ΤΩΝ ΑΡΙΘΜΩΝ (ΠΑΡΕΜΒΟΛΗ ΚΑΙ ΠΡΟΣΕΓΓΙΣΗ) ΜΙΧΑΛΗΣ ΤΖΟΥΜΑΣ ΕΣΠΟΤΑΤΟΥ 3 ΑΓΡΙΝΙΟ. ΠΕΡΙΛΗΨΗ Η έννοια της συνάρτησης είναι στενά συνυφασµένη µε τον πίνακα τιµών και τη γραφική παράσταση.

Διαβάστε περισσότερα

ΜΕΤΑ-ΑΝΑΛΥΣΗ (Meta-Analysis)

ΜΕΤΑ-ΑΝΑΛΥΣΗ (Meta-Analysis) ΚΕΦΑΛΑΙΟ 23 ΜΕΤΑ-ΑΝΑΛΥΣΗ (Meta-Analysis) ΕΙΣΑΓΩΓΗ Έχοντας παρουσιάσει τις βασικές έννοιες των ελέγχων υποθέσεων, θα ήταν, ίσως, χρήσιμο να αναφερθούμε σε μια άλλη περιοχή στατιστικής συμπερασματολογίας

Διαβάστε περισσότερα

Προσδιορισµός της φασµατικής ισχύος ενός σήµατος

Προσδιορισµός της φασµατικής ισχύος ενός σήµατος Προσδιορισµός της φασµατικής ισχύος ενός σήµατος Το φάσµα ενός χρονικά εξαρτώµενου σήµατος µας πληροφορεί πόσο σήµα έχουµε σε µία δεδοµένη συχνότητα. Έστω µία συνάρτηση µίας µεταβλητής, τότε από το θεώρηµα

Διαβάστε περισσότερα

Μπεϋζιανή Στατιστική και MCMC Μέρος 2 ο : MCMC

Μπεϋζιανή Στατιστική και MCMC Μέρος 2 ο : MCMC Μπεϋζιανή Στατιστική και MCMC Μέρος 2 ο : MCMC Περιεχόμενα Μαθήματος Εισαγωγή στο Πρόβλημα. Monte Carlo Εκτιμητές. Προσομοίωση. Αλυσίδες Markov. Αλγόριθμοι MCMC (Metropolis Hastings & Gibbs Sampling).

Διαβάστε περισσότερα

2 o Καλοκαιρινό σχολείο Μαθηµατικών Νάουσα 2008

2 o Καλοκαιρινό σχολείο Μαθηµατικών Νάουσα 2008 2 o Καλοκαιρινό σχολείο Μαθηµατικών Νάουσα 2008 Μικρό Θεώρηµα του Fermat, η συνάρτηση του Euler και Μαθηµατικοί ιαγωνισµοί Αλέξανδρος Γ. Συγκελάκης ags@math.uoc.gr Αύγουστος 2008 Αλεξανδρος Γ. Συγκελακης

Διαβάστε περισσότερα

ΑΝΩΤΑΤΟ ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΟ ΕΚΠΑΙ ΕΥΤΙΚΟ Ι ΡΥΜΑ ΜΕΣΟΛΟΓΓΙΟΥ ΣΧΟΛΗ ΙΟΙΚΗΣΗΣ & ΟΙΚΟΝΟΜΙΑΣ ΤΜΗΜΑ ΕΦΑΡΜΟΓΩΝ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗΣ ΣΤΗ ΙΟΙΚΗΣΗ ΚΑΙ ΣΤΗΝ ΟΙΚΟΝΟΜΙΑ

ΑΝΩΤΑΤΟ ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΟ ΕΚΠΑΙ ΕΥΤΙΚΟ Ι ΡΥΜΑ ΜΕΣΟΛΟΓΓΙΟΥ ΣΧΟΛΗ ΙΟΙΚΗΣΗΣ & ΟΙΚΟΝΟΜΙΑΣ ΤΜΗΜΑ ΕΦΑΡΜΟΓΩΝ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗΣ ΣΤΗ ΙΟΙΚΗΣΗ ΚΑΙ ΣΤΗΝ ΟΙΚΟΝΟΜΙΑ Α εξεταστική περίοδος χειµερινού εξαµήνου 4-5 ιάρκεια εξέτασης ώρες και 45 λεπτά Θέµατα Θέµα (α) Τα υποδείγµατα που χρησιµοποιούνται στην οικονοµική θεωρία ονοµάζονται ντετερµινιστικά ενώ τα οικονοµετρικά

Διαβάστε περισσότερα