1. Η κανονική κατανοµή

Σχετικά έγγραφα
5. ιαστήµατα Εµπιστοσύνης

ρ. Ευστρατία Μούρτου

4. Ειδικές Διακριτές, Συνεχείς Κατανομές

ΒΑΣΙΚΕΣ ΣΥΝΕΧΕΙΣ ΚΑΤΑΝΟΜΕΣ (ΣΥΝΕΧΕΙΑ)

3. Κατανομές πιθανότητας

ηµοκρίτειο Πανεπιστήµιο, Τµήµα ΜηχανικώνΠαραγωγής& ιοίκησης 1

5. ΘΕΩΡΙΑ ΕΙΓΜΑΤΟΛΗΨΙΑΣ

ΔΕΙΓΜΑΤΙΚΕΣ ΚΑΤΑΝΟΜΕΣ (Sampling Distributions)

σ.π.π. της 0.05 c 0.1

Εκτιµητική. Boutsikas M.V. (2003), Σηµειώσεις Στατιστικής ΙΙΙ, Τµήµα Οικονοµικής Επιστήµης, Πανεπιστήµιο Πειραιώς.

Πανεπιστήμιο Πελοποννήσου

, της Χ που έχουμε διαθέσιμες μετά από μια πραγματοποίηση του τυχαίου δείγματος X, X, 2

( ) ( ) ( ( )) (( ) ) ( t) ( t) ( ) ( ) Επικαµπύλια ολοκληρώµατα. σ = και την σ, δηλαδή την. συνεχής πραγµατική συνάρτηση. Έστω U R ανοικτό σύνολο και

( ) ( ) ( ( )) (( ) ) ( t) ( t) ( ) ( ) Επικαµπύλια ολοκληρώµατα. σ = και την σ, δηλαδή την. συνεχής πραγµατική συνάρτηση. Έστω U R ανοικτό σύνολο και

Γ D µε αρχικό σηµείο το ( a, ( ) ( ) είναι µια άλλη και καταλήγει στο ( x, τότε (1) Γ ξεκινούν από το σηµείο (, ) και ( x,

ΗΜΟΚΡΙΤΕΙΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΘΡΑΚΗΣ ΤΜΗΜΑ ΑΓΡΟΤΙΚΗΣ ΑΝΑΠΤΥΞΗΣ ΚΟΥΤΡΟΥΜΑΝΙ ΗΣ Θ. ΖΑΦΕΙΡΙΟΥ Ε.

Το θεώρηµα του Green

[ ] = ( ) ( ) ( ) = { }

ΔΙΑΣΤΗΜΑΤΑ ΕΜΠΙΣΤΟΣΥΝΗΣ ΓΙΑ ΔΙΑΚΥΜΑΝΣΕΙΣ

ΚΕΦΑΛΑΙΟ 2 Ο ΤΥΧΑΙΕΣ ΜΕΤΑΒΛΗΤΕΣ ΚΑΙ ΚΑΤΑΝΟΜΕΣ ΤΟΥΣ

Γραπτή Εξέταση Περιόδου Φεβρουαρίου 2012

ΕΛΕΓΧΟΙ ΥΠΟΘΕΣΕΩΝ ΓΙΑ ΔΙΑΚΥΜΑΝΣΕΙΣ

Μεθοδολογία των Επιστημών του Ανθρώπου: Στατιστική

ΠΡΟΓΡΑΜΜΑ ΣΠΟΥΔΩΝ ΣΤΗΝ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ Ι (ΘΕ ΠΛΗ 12) ΤΕΛΙΚΗ ΕΞΕΤΑΣΗ 13 Ιουνίου 2010

Στατιστικοί Ελεγχοι. t-έλεγχος για την σύγκριση των µέσων δύο πληθυσµών. Έλεγχος 5: Έλεγχος της οµοιογένειας δύο πληθυσµών µε διακυµάνσεις σ 1

05_01_Εκτίμηση παραμέτρων και διαστημάτων. Γούργουλης Βασίλειος Καθηγητής Τ.Ε.Φ.Α.Α. Σ.Ε.Φ.Α.Α. Δ.Π.Θ.

ΜΗΧΑΝΙΚΗ ΣΥΜΠΕΡΙΦΟΡΑ ΥΛΙΚΩΝ

Απόκλιση και στροβιλισµός ενός διανυσµατικού πεδίου. R και ( ) y z z x x y

ειγματοληπτικές κατανομές

Πιθανότητες & Τυχαία Σήματα

και ονομάζεται μηδενική υπόθεση (null hypothesis), και η άλλη με H

P(200 X 232) = =

ΘΕΩΡΗΤΙΚΗ ΜΗΧΑΝΙΚΗ Ι Σεπτέµβριος β) Υλικό σηµείο µάζας m κινείται στον άξονα Οx υπό την επίδραση του δυναµικού

και ονομάζεται μηδενική υπόθεση (null hypothesis), και η άλλη με H

και ονομάζεται μηδενική υπόθεση (null hypothesis), και η άλλη με H

Παρουσίαση 4 η : Στοιχεία στατιστικής αξιολόγησης εκτιμήσεων

ΕΙΣΑΓΩΓΙΚΕΣ ΔΙΑΛΕΞΕΙΣ ΒΑΣΙΚΟΥ ΕΡΓΑΣΤΗΡΙΟΥ ΦΥΣΙΚΗΣ I

Κεφάλαιο 2. Αξιοπιστία μονάδων - συστημάτων στο χρόνο. Κατανομές χρόνων ζωής

Το θεώρηµα του Green

Συµπληρωµατικές Ασκήσεις Στατιστικής ΙΙΙ

ιάστηµα εµπιστοσύνης της µ 1

Έλεγχος Υποθέσεων II. Στατιστική IΙ, Τμήμα Ο.Ε. ΑΠΘ. Χ. Εμμανουηλίδης, 1

ΚΕΦΑΛΑΙΟ 2. Μετρήσεις, Σφάλµατα και Στατιστικά Μεγέθη

ΔΙΑΣΤΗΜΑΤΑ ΕΜΠΙΣΤΟΣΥΝΗΣ ΓΙΑ ΤΗΝ ΔΙΑΦΟΡΑ ΜΕΣΩΝ ΤΙΜΩΝ ΚΑΝΟΝΙΚΩΝ ΠΛΗΘΥΣΜΩΝ

Ολοκληρωτικός Λογισμός πολλών μεταβλητών

ΚΕΦΑΛΑΙΟ 6. Τιμολόγηση Δικαιωμάτων σε συνεχή χρόνο Το μοντέλο των Black and Scholes

2. Στοιχεία Πολυδιάστατων Κατανοµών

Η ΕΝΝΟΙΑ ΤΗΣ ΤΥΧΑΙΑΣ ΜΕΤΑΒΛΗΤΗΣ

οι ενήλικες στην περιοχή Β, ο φοιτητής γνωρίζει ότι X ~ N(

4 e. υ (Γ) υ (Δ) 1 (Ε) 1+ i

6. ΣΥΜΠΕΡΑΣΜΑΤΟΛΟΓΙΑ ΣΤΗ ΓΡΑΜΜΙΚΗ ΣΥΣΧΕΤΙΣΗ

ΚΕΦΑΛΑΙΟ 7. Ροπή και Στροφορµή Μέρος πρώτο

Παρουσίαση 3 η : Αρχές εκτίμησης παραμέτρων Μέρος 2 ο

Άσκηση 19 Εξαναγκασμένες ηλεκτρικές ταλαντώσεις και συντονισμός

ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΜΑΚΕ ΟΝΙΑΣ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΩΝ ΚΑΙ ΚΟΙΝΩΝΙΚΩΝ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ ΤΜΗΜΑ ΕΦΑΡΜΟΣΜΕΝΗΣ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗΣ ΝΕΥΡΩΝΙΚΑ ΙΚΤΥΑ

1. Έλεγχος Υποθέσεων. 1.1 Έλεγχοι για την µέση τιµή πληθυσµού

Σχ. 1 Eναλλασσόμενες καταπονήσεις

Επεξεργασία. Μέθοδοι Monte Carlo Εφαρμογές στην Επίλυση Προβλημάτων

S AB = m. S A = m. Υ = m

ΠΡΟΒΛΗΜΑ ΡΟΗΣ ΥΠΕΡΑΝΩ ΤΟΠΙΚΗΣ ΑΝΥΨΩΣΕΩΣ

S συµβολίζονται ως. Είδη φορτίων: (α) επιφανειακά (π.χ. λόγω επαφής του θεωρούµενου σώµατος µε άλλα σώµατα),

σ (t) = (sin t + t cos t) 2 + (cos t t sin t) = t )) 5 = log 1 + r (t) = 2 + e 2t + e 2t = e t + e t

ΚΕΦΑΛΑΙΟ 4 ΖΕΥΓΗ ΤΥΧΑΙΩΝ ΜΕΤΑΒΛΗΤΩΝ

3. Οριακά θεωρήµατα. Κεντρικό Οριακό Θεώρηµα (Κ.Ο.Θ.)

Γιατί; Το παραδοσιακό υπόδειγμα: y t = β 1 + β 2 x 2t β k x kt + u t, ή y = Xβ + u. Υποθέτουμε u t. N(0,σ 2 ).

ΕΟ31 ΧΡΗΜΑΤΟΟΙΚΟΝΟΜΙΚΗ ΙΟΙΚΗΣΗ. Τόμος : Θεωρία Χαρτοφυλακίου

5η ΣΕΙΡΑ ΑΣΚΗΣΕΩΝ - ΑΠΑΝΤΗΣΕΙΣ ΚΑΙ ΣΧΟΛΙΑ

όπου Z 1,Z 2,,Z n ανεξ. τ.μ. που ακολουθούν N(0,1), δηλαδή μ Δt + σ Δt Zi σ 2 Δt) για κάποιες σταθερές μ, σ 2. Οι τ.μ. Δ t Z1, Δt

ρ. Ευστρατία Μούρτου

ΤΕΧΝΙΚΗ ΜΗΧΑΝΙΚΗ IΙ ΕΦΕΛΚΥΣΜΟΣ ΘΛΙΨΗ ΡΑΒ ΩΤΩΝ ΦΟΡΕΩΝ

PDF processed with CutePDF evaluation edition

Ψηφιακός Έλεγχος. 8 η διάλεξη Σφάλματα. Ψηφιακός Έλεγχος 1

ΘΕΡΜΙΟΝΙΚΗ ΕΚΠΟΜΠΗ ΗΛΕΚΤΡΟΝΙΩΝ

ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΓΙΑ ΑΡΧΙΤΕΚΤΟΝΕΣ

Διαφορές μεταξύ Ασφαλίσεων Ζωής και Γενικών

12.1 Σχεδιασμός αξόνων

ΕΛΛΗΝΙΚΟ ΑΝΟΙΚΤΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ

ΕΦΑΡΜΟΓΕΣ ΘΕΩΡΙΑΣ ΕΛΑΣΤΙΚΟΤΗΤΑΣ

Κεφάλαιο 5 ΜΕΤΡΗΣΗ ΤΗΣ ΣΥΝΘΕΤΗΣ ΑΝΤΙΣΤΑΣΗΣ ΤΩΝ ΙΣΤΩΝ

ΤΥΧΑΙΟΙ ΑΡΙΘΜΟΙ - ΠΡΟΣΟΜΟΙΩΣΗ

Πανεπιστήμιο Πελοποννήσου

10. Στατιστικές συναρτήσεις και δειγματοληπτικές κατανομές

1 N N 1 N ( ) x dx (1) , (2) N xi. i= 1. = A exp , (3) dx = 1. (4) x σ 68% 2. (5) σ x x x . (6) . (7)

Beltiwmenoi Ektimhtec gia ta Posostiaia Shmeia thc diparametrikhc Ekjetikhc Katanomhc

ΕΙΣΗΓΗΤΗΣ Κωνταντινος Πετροπουλος Επικουρος Καηγητης Τμημα Μαηματικων Πανεπιτημιου Πατρων ΕΠΙΤΡΟΠΗ Φιλιππος Αλεβιζος Αναπληρωτης Καηγητης Τμημα Μαηματ

3. Κατανομές πιθανότητας

ΕΛΛΗΝΙΚΟ ΑΝΟΙΚΤΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΠΡΟΓΡΑΜΜΑ ΣΠΟΥΔΩΝ «ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗ» ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ Ι (ΘΕ ΠΛΗ 12) ΕΠΑΝΑΛΗΠΤΙΚΗ ΤΕΛΙΚΗ ΕΞΕΤΑΣΗ 5 Ιουλίου 2009

Ασκήσεις για έκτες PIN και έκτες µε Οπτική Προενίσχυση

2 i d i(x(i), y(i)),

ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ

Χάραξη γραφηµάτων/lab Graphing

& 4/12/09 Α ΣΕΙΡΑ ΘΕΜΑΤΩΝ

ΕΛΛΗΝΙΚΟ ΑΝΟΙΚΤΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ

ΑΡΙΣΤΗ ΣΥΝΘΕΣΗ ΧΑΡΤΟΦΥΛΑΚΙΩΝ. 4.1 Εισαγωγή

Θεωρία Στοχαστικών Σηµάτων: Εκτίµηση Φάσµατος. Παραµετρικά µοντέλα

Σεισμολογία. Ελαστική Τάση, Παραμόρφωση (Κεφ.2, Σύγχρονη Σεισμολογία)

ΘΕΩΡΙΑ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΩΝ Ι Φεβρουάριος 2018 Σειρά Α Θέματα 3 ως 7 και αναλυτικές (ή σύντομες) απαντήσεις

3. Βασικά µαθηµατικά µεγέθη, συµβολισµοί και σχέσεις

P( X < 8) = P( 8 < X < 8) = Φ(0.6) Φ( 1) = Φ(0.6) (1 Φ(1)) = Φ(0.6)+Φ(1) 1

Transcript:

. Η κανονική κατανοµή Η κανονική κατανοµή είναι η ηµαντικότερη κατανοµή πιθανοτήτων µε τις περιότερες εφαρµογές. Μελετήθηκε αρχικά από τον De Moire (667-754) και από τον Lple (749-87) οι οποίοι απέδειξαν ότι η διωνυµική κατανοµή Β(n,p) προεγγίζεται, για µεγάλο n, από την κανονική κατανοµή. Το 809 ο Guss (777-855) µελετώντας τη θεωρία τυχαίων φαλµάτων παρατήρηε ότι οι κατανοµές των φαλµάτων των µετρήεων µπορούαν να προεγγιτούν ικανοποιητικά από µία υνεχή καµπύλη, η οποία αναφερόταν ως «κανονική καµπύλη των φαλµάτων» και αποδίδονταν τους νόµους της τύχης. Η χρηιµότητα της κανονικής κατανοµής θα γίνει περιότερο φανερή από το κεντρικό οριακό θεώρηµα που θα αναφέρουµε ε επόµενο κεφάλαιο. Σύµφωνα µε το θεώρηµα αυτό, κάθε φυική ποότητα της οποίας η τιµή µπορεί να θεωρηθεί ότι διαµορφώνεται από ένα µεγάλο αριθ- µό (ανεξάρτητων) παραγόντων ακολουθεί προεγγιτικά κανονική κατανοµή. Οριµός.. Η υνεχής κατανοµή µε.π.π. ( µ) f ( ) e, R (µ R, > 0) π καλείται κανονική κατανοµή µε παραµέτρους µ,. (υµβ. µε Ν(µ, )). Αποδεικνύεται ότι η µέη τιµή αυτής της κατανοµής είναι ίη µε µ ενώ η διαπορά της ίη µε. Πράγµατι, αν Χ ~ Ν(µ, ), τότε E( X ) f ( ) d π e ( µ) d π ( µ) e και θέτοντας y µ το πρώτο ολοκλήρωµα, θα έχουµε ότι ( µ) d + π µ e ( µ) d y ( ) E X + µ ( ) 0 + µ π ye dy f d Η παραπάνω ιότητα ιχύει διότι το πρώτο ολοκλήρωµα είναι το ολοκλήρωµα µιας υνάρτηης g για την οποία ιχύει ότι g(y) g(y) (υµµετρική ως προς το ηµείο (0,0)) και εποµένως είναι ίο µε 0. Επίης, το δεύτερο ολοκλήρωµα είναι ίο µε διότι η f είναι.π.π. Τέλος, V ( X ) E(( X µ) ) ( µ) f ( ) d π ( µ) µ. y y ( µ)/ y e dy y e y π π dy e ( µ) διότι το τελευταίο ολοκλήρωµα είναι γνωτό (π.χ. από πίνακες ολοκληρωµάτων) ότι είναι ίο µε π. Το γράφηµα της υνάρτηης πυκνότητας πιθανότητας της N(µ, ) δίνεται το επόµενο χήµα για α) µ 8,, β) µ 5,, γ) µ 5, 4. d Boutsiks M.V. (00), Σηµειώεις Στατιτικής ΙΙΙ, Τµήµα Οικονοµικής Επιτήµης, Πανεπιτήµιο Πειραιώς. 7

0.5 µ8, 0. 0. µ5, µ5, 4 0. -5 0 5 8 5 Μία ηµαντική ιδιότητα της κανονικής κατανοµής δίνεται την παρακάτω πρόταη. Πρόταη.. Αν η τ.µ. Χ ακολουθεί κανονική κατανοµή Ν(µ, ) τότε και η τ.µ. Χ + b (α, b R, α 0) ακολουθεί κανονική κατανοµή Ν(µ+b, ). Απόδειξη. Έτω Y αχ+b. Αν α > 0 θα ιχύει ότι Εποµένως, f ( y) Y F ( y) P( Y y) P( X + b y) P( X Y d dy F ( y) Y d dy y b FX ( ) f X y b ( ) d dy (( yb) / µ) ( y( µ + b)) ( ) e π ( ) e π y b ) F y b f X X y b ( ) y b ( ) και εποµένως η τ.µ. αχ+b ~ Ν(µ+b, ). Ανάλογα γίνεται η απόδειξη και για α < 0. ιαφορετικά, θα µπορούαµε άµεα να υπολογίουµε τη µέη τιµή και τη διαπορά της τ.µ. Χ+b ως εξής: και E ( X + b) E( X ) + E( b) E( X ) + b µ + b V ( X + b) V ( X ). (Οι παραπάνω δύο χέεις µας δίνουν τη µέη τιµή και τη διαπορά της τ.µ. Χ+b χωρίς να µας δίνουν κάποια άλλη πληροφορία για την κατανοµή της, ενώ η Πρόταη.. µας δίνει την επιπρόθετη πληροφορία ότι η τ.µ. Χ+b ακολουθεί και αυτή κανονική κατανοµή). - Η τυπική κανονική κατανοµή. Η κανονική κατανοµή Ν(0,) (δηλ. µ0, ) θα καλείται τυπική κανονική κατανοµή µε υνάρτηη πυκνότητας πιθανότητας f N ( 0, )( ) e, R. π Η υνάρτηη πυκνότητας πιθανότητας και η αθροιτική υνάρτηη κατανοµής της Ν(0,) θα υµβολίζονται για ευκολία µε φ() και Φ() αντίτοιχα. Η υνάρτηη κατανοµής της τυπικής κανονικής u Φ e ( ) φ( u) du π du, R Boutsiks M.V. (00), Σηµειώεις Στατιτικής ΙΙΙ, Τµήµα Οικονοµικής Επιτήµης, Πανεπιτήµιο Πειραιώς. 8

θα έχει τη µορφή: 0.9986 0.977 0.84 0.8 Φ () 0.6 0.5 0. 0.587 0.08-4 - 0.004 4 υτυχώς, το ολοκλήρωµα που εκφράζει την Φ() δεν µπορεί να γραφεί ε απλούτερη µορφή. Για το λόγο αυτό ο υπολογιµός των τιµών της Φ γίνεται χρηιµοποιώντας προεγγιτικές µεθόδους. Ενδεικτικά, έχει βρεθεί ότι: Φ(-) 0.004, Φ(-) 0.08, Φ(-) 0.587, Φ(0)0.5, Φ() 0.84, Φ() 0.977, Φ() 0.9986. Συνήθως, το τέλος κάθε υγγράµµατος τατιτικής υπάρχει ένας πίνακας που περιέχει (προεγγιτικές) τιµές της Φ() για διάφορες τιµές του. Όπως θα γίνει φανερό τη υνέχεια, η χρηιµότητα αυτού του πίνακα είναι µεγάλη για την κατακευή διατηµάτων εµπιτούνης και για τους ελέγχους τατιτικών υποθέεων. Η υνάρτηη πυκνότητας πιθανότητας της τυπικής κανονικής θα έχει τη µορφή: Συνάρτηη πυκνότητας πιθανότητας της Ν(0,) 0.5 0. φ() 0. 0. -4 - - - 0 4 68.8% 95.44% 99.7% Παρατηρούµε ότι αν Χ ~ Ν(0,) τότε, π.χ., P ( X ) φ( ) d Φ() Φ( ) 0.997, P ( X ) φ( ) d Φ() Φ( ) 0.9544, Boutsiks M.V. (00), Σηµειώεις Στατιτικής ΙΙΙ, Τµήµα Οικονοµικής Επιτήµης, Πανεπιτήµιο Πειραιώς. 9

P ( X ) φ( ) d Φ() Φ( ) 0.688. Επίης, από το χήµα γίνεται φανερό ότι η υνάρτηη φ πυκνότητας πιθανότητας της Ν(0,) είναι υµµετρική περί τον κάθετο άξονα που περνά από το 0. Εποµένως το εµβαδόν κάτω από την φ (.π.π. της Ν(0,)) από το ως το 0 είναι ίο µε το εµβαδόν από το 0 έως το και επειδή ως γνωτό το υνολικό εµβαδόν είναι ίο µε θα ιχύει ότι Φ(0) 0 φ ( ) d 0.5 (όπως έχει γίνει ήδη φανερό και από τις ενδεικτικές τιµές της Φ που δίνονται παραπάνω). Επίης, λόγω της υµµετρίας θα είναι Φ ( ) Φ( ), R. 0. 0. φ() Φ() 0. Φ() - 0 Η χρηιµότητα της τυπικής κανονικής κατανοµής γίνεται φανερή από την ακόλουθη παρατήρηη. H αθροιτική υνάρτηη κατανοµής της κανονικής κατανοµής µε µέη τιµή µ και διαπορά δίνεται από τον τύπο ( yµ) F ( ) f y dy e dy N ( ) (µ, ) N (µ, ). π Το ολοκλήρωµα αυτό δεν µπορεί να γραφεί ε απλούτερη µορφή. Συνεπώς, ο απευθείας υπολογιµός της αθροιτικής υνάρτηης κατανοµής της Ν(µ, ) δεν είναι δυνατός. Για το λόγο αυτό θα ήταν αρκετά χρήιµη η κατακευή πινάκων που να δίνουν την τιµή της F ( ) για όλες τις N ( µ, ) τιµές των παραµέτρων, µ,, όπως και την περίπτωη της Φ που εξετάαµε παραπάνω. Ευτυχώς, παρατηρούµε ότι αρκεί να βαιτούµε τον πίνακα τιµών της FN ( 0, )( ) Φ(). Πράγµατι, αν η τ.µ. X ~ N(µ, ) τότε από την Πρόταη. θα ιχύει ότι X µ µ µ Z X ~ N µ, N(0,) και υνεπώς, X µ µ µ µ µ F ( ) P( X ) P( ) P( Z ) F (0,) ( ) Φ( ) N(µ, ) N Συνοψίζοντας θα έχουµε την επόµενη πρόταη Πρόταη.. ) Αν η τ.µ. Χ ~N(µ, ) τότε η τ.µ. X µ Z N ~ ( 0, ). ) Η υνάρτηη κατανοµής της N(µ, ) εκφράζεται µέω της υνάρτηης κατανοµής Φ της τυπικής κανονικής από τη χέη µ F ( ) Φ, R N(µ, ). Boutsiks M.V. (00), Σηµειώεις Στατιτικής ΙΙΙ, Τµήµα Οικονοµικής Επιτήµης, Πανεπιτήµιο Πειραιώς.

Εποµένως, για την εύρεη των τιµών της αθροιτικής υνάρτηης κατανοµής της Ν(µ, ) αρκούν οι πίνακες για την Φ(), R. Επειδή όµως, όπως έχει ήδη επιηµανθεί, ιχύει ότι Φ() Φ(), αρκεί να κατακευάουµε πίνακες για την Φ(), 0. Άρα, αν Χ ~ Ν(µ, ), τότε Τέλος, παρατηρούµε ότι, αν Χ ~ Ν(µ, ), τότε µ Φ( ), µ P( X ) ( µ ), < Φ µ X µ P ( µ X µ + ) P( ) Φ() Φ( ) 0.997 X µ P( µ X µ + ) P( ) Φ() Φ( ) 0.9544 X µ P ( µ X µ + ) P( ) Φ() Φ( ) 0.688 Εποµένως, αν µία τ.µ. Χ ακολουθεί Ν(µ, ) τότε παίρνει τιµές µεταξύ του µ και του µ+ µε πιθανότητα χεδόν, τιµές µεταξύ του µ και του µ+ µε πιθανότητα περίπου 95% και τιµές µεταξύ του µ και του µ+ µε πιθανότητα περίπου 68%. µ µ µ µ 68.8% 95.44% 99.7% µ+ µ+ µ+ Άκηη.. Αν η τ.µ. Χ ~ Ν(6,4) να υπολογιτούν οι πιθανότητες α) P(X < 6), β) P(X ), γ) P( < X < 8) δ) P( X 5 <.5), ε) P(X ) X 6 Λύη. Σύµφωνα µε την Πρόταη. η τ.µ. Z ~ N ( 0, ). Άρα, α) P X P X 6 6 6 ( < 6 ) ( < ) PZ ( < 0) Φ ( 0) 05. X 6 6 β) P ( X ) P( > ) P( Z.5) Φ(.5) Φ(.5) 0. 9 6 X 6 8 6 γ) P( < X < 8) P( < < ) P( < Z < ) Φ ( ) Φ ( ) Φ () + Φ() 0.84+ 0.977 0.885 Boutsiks M.V. (00), Σηµειώεις Στατιτικής ΙΙΙ, Τµήµα Οικονοµικής Επιτήµης, Πανεπιτήµιο Πειραιώς.

5 X δ) P( X. ) P(. X. ) P(. X. ) P(. 6 6 85 < < < < <. 6 5 5 5 5 5 5 85 < < ) P(. 5< Z < 5. ) Φ(. 5) Φ(. 5) Φ(. 5) + Φ (. 5) 0.8944 + 0.9878 0.88 ε) P(X) 0 διότι η πιθανότητα ε ηµείο όταν η τ.µ. είναι υνεχής είναι 0. Άκηη.. Αν η τ.µ. Χ ~ Ν(50,0) να βρεθεί το : i) P(X ) 0.840, ii) P(50 X 50 + ) 0.9660 X 50 Λύη. Σύµφωνα µε την Πρόταη. η τ.µ. Z ~ N ( 0, ). Συνεπώς, P X P X 50 ( ) ( 50 ) PZ ( 50 50 ) Φ ( ). ηλαδή, 50 50 Φ( ) 0840. ή ιοδύναµα Φ ( ) 0.840 0. 860 Από τον πίνακα της Φ βρίκουµε ότι Φ(0.9) 0. 860 και εποµένως (χρηιµοποιώντας και το γεγονός ότι η Φ είναι γνήια αύξουα και εποµένως αντιτρέψιµη) 50 Φ( ) Φ(0.9) 50 0.9 4. 5050 X 50 50+ 50 ii) P( 50 X 50+ ) P( ) P( Z ) Φ( ) Φ( ) Φ( ) + Φ( ) Φ( ) ηλαδή, Φ ( ) 0.9660 Φ( ) 0.98 Από τον πίνακα της Φ βρίκουµε ότι Φ(.) 0. 98 και εποµένως Φ( ) Φ(.).. Άκηη.. Μηχανή κατακευάζει βίδες που το µήκος τους ε m ακολουθεί την Ν(5,0. ). Εάν το µήκος µίας βίδας είναι έξω από το διάτηµα 5±0. η βίδα θεωρείται ελαττωµατική. α) Ποια η πιθανότητα µια τυχαία επιλεγµένη βίδα να είναι ελαττωµατική; β) Ποια η πιθανότητα ανάµεα ε τυχαία επιλεγµένες βίδες, το πολύ µία να είναι ελαττωµατική; X 5 Λύη Αν Χ είναι η τ.µ. που εκφράζει το µήκος µιας βίδας, η τ.µ. Z ~ N ( 0, ) (βλ. Πρόταη 0..) 48 X α) P( X. X.) P(. X.) P(. 5 5 5. 5 >+ 5 0ή < 5 0 48< < 5 < < ) 0. 0. 0. P( < Z < ) ( Φ( ) Φ( )) ( Φ( ) + Φ ( )) Φ( ) 0. Boutsiks M.V. (00), Σηµειώεις Στατιτικής ΙΙΙ, Τµήµα Οικονοµικής Επιτήµης, Πανεπιτήµιο Πειραιώς.

β) Είναι γνωτό ότι αν Υ είναι το πλήθος των επιτυχιών ε ν ανεξάρτητες δοκιµές η κάθε µία από τις οποίες έχει πιθανότητα επιτυχίας p και πιθανότητα αποτυχίας p, τότε η τ.µ. Υ ακολουθεί διωνυµική κατανοµή B(ν,p). Ειδικότερα, PY y y p y p y ( ) ( ), y,,..., 0 (αποδεικνύεται ότι Ε(Υ)νp, Vr(Y)νp(p)) Στη υγκεκριµένη άκηη, αν Υ εκφράζει το πλήθος των ελαττωµατικών βιδών το δείγµα των βιδών, τότε Υ~Β(ν,p0.). (εδώ θεωρούµε ως «επιτυχία» την καταγραφή ελαττωµατικής βίδας). Συνεπώς ζητάµε την πιθανότητα PY PY PY p p p p p p p ( ) ( ) + ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) + + 0 0 0 0 9 ( 0. ) + 0. ( 0. ) 0. 68 +. 0. 68 0. 0+ 0. 0994 0. Άκηη.4. Το ύψος των ανδρών ενός πληθυµού ακολουθεί κανονική κατανοµή N(67, ). i) Ποια η πιθανότητα ένας τυχαία επιλεγµένος άνδρας να έχει ύψος α) µεγαλύτερο από 67m β) µεταξύ 64m και 7m γ) µεγαλύτερο από 70m ii) Σε ένα τυχαίο δείγµα 4 ανδρών ποια η πιθανότητα α) να έχουν όλοι ύψος πάνω από 70 β) δύο να έχουν ύψος πάνω από τη µέη τιµή και δύο κάτω από τη µέη τιµή; Λύη. Αν Χ είναι η τ.µ. που εκφράζει το ύψος ενός άνδρα ε m τότε, από την Πρόταη. ιχύει ότι X 67 Z ~ N ( 0, ). i) Θα είναι α) P X P X 67 6767 ( > 67) ( > ) PZ ( > 0) Φ ( 0) 05. 6467 X 67 767 β) P( 64< X < 7) P( < < ) P( < Z < ) Φ( ) Φ( ) Φ( ) + Φ( ) 0. 977 + 084. 0885. γ) P X P X 67 7067 ( > 70) ( > ) PZ ( > ) Φ ( ) 0. 84 0587. ii) α) Όπως και την προηγούµενη άκηη, θα χρηιµοποιήουµε τη διωνυµική κατανοµή. Αν θέουµε Υ την τ.µ. που εκφράζει το πλήθος των ανδρών µε ύψος πάνω από 70, τότε Υ~Β(ν4, p0.587) και υνεπώς ζητείται η πιθανότητα, PY p p ( ) ( ) p ( p ) p.. 4 4 4 4 44 4 4 4 4 4 0587 0 0006 β) Αν W δηλώνει το πλήθος των ανδρών που είναι ψηλότεροι του 67, τότε W~B(ν4, p0.5) και εποµένως ζητείται η πιθανότητα PW p p ( ) ( ) p ( p ).. 4 6 4 05 0 75. Boutsiks M.V. (00), Σηµειώεις Στατιτικής ΙΙΙ, Τµήµα Οικονοµικής Επιτήµης, Πανεπιτήµιο Πειραιώς.