Oppgaven består av 9 delspørsmål som anbefales å veie like mye. Kommentarer og tallsvar er skrevet inn mellom << >>. Oppgave 1

Transkript

1 ECON 0 EKSMEN 007 VÅR SENSORVEILEDNING Oppgaven består av 9 delspørsmål som anbefales å veie like mye. Kommentarer og tallsvar er skrevet inn mellom << >>. Oppgave. La begivenhetene BC,, være slik at og B er uavhengige mens og C er disjunkte. I tillegg vet vi at P ( ) = 0, 4, PB ( ) = 0,, PC ( ) = 0, og PB ( C) = 0,. Finn sannsynlighetene (i) P ( B) (ii) PC ( B ) (iii) PB ( C) [Hint: Merk at B ( C) = ( B ) ( B C) ] << (i) P ( B) = P ( ) + PB ( ) P ( B) = 0, 4 + 0, (0, )(0, 4) = 0,5 PB ( C) 0, (ii) PC ( B) = = = PB ( ) 0, P ( B) + PB ( C) 0,08 + 0, 8 9 (iii) PB ( C) = = = = = 0, 57 P ( ) + PC ( ) 0, 4 + 0, 70 5 >> B. La BC,, være som i punkt. Venn-diagrammet i figur viser hvordan B C er sammensatt av 5 disjunkte delmengder merket med tallene til 5. (i) Uttrykk hver av delmengdene,,,5 ved hjelp av,b,c og union, snitt og komplement (for eksempel delmengde kan skrives B). Finn også sannsynligheten for hver av de 5 delmengdene. (ii) Finn P ( B C) og sannsynligheten for at enten B eller C (altså ikke begge to) inntreffer.

2 Figur B 4 5 C << (i) P() = P ( B) = 0, P() = P ( B) = 0,08 P() = PB ( C) = PB ( ) P() P(4) = 0,0 P(4) = PB ( C) = 0, P(5) = PC ( B) = 0, (ii) P ( B C) = P() + L + P(5) = 0,7 P[( B C) ( B C)] = P() + P() + P(5) = 0, >> C. En butikkeier som selger lyspærer skaffer lyspærene fra tre leverandører som vi kaller, og. Hun kjøper inn 0% av lyspærene fra, 45% fra og 5% fra. v erfaring vet hun at ca. % av lyspærene fra er defekte. Når det gjelder og er % fra og % fra defekte. En tilfeldig valgt lyspære fra beholdningen viser seg å være defekt. Hva er sannsynligheten for at den kommer fra leverandør? << Bayes regel. La D = defekt. Leverandør P ( i ) PD ( i ) PD ( i ) 0,0 0,0 0,00 0,45 0,0 0,0045 0,5 0,0 0,005 Sum 0,05

3 P PD ( ) 50 ( D) = = = = 0, 4 PD ( ) + PD ( ) + PD ( ) 5 5 >> Oppgave I et tilfeldig utvalg på n = 88 ferske mødre fra US i 988, viste det seg at x = hadde røkt regelmessig under svangerskapet. nta at det i US i 988 totalt var en andel 00p% av gravide kvinner som røkte under svangerskapet der p er ukjent.. La X være antall som røkte under svangerskapet i et tilfeldig utvalg på n = 88 ferske mødre. nta at X er binomisk fordelt ( np., ) (i) ngi kort hva som bør være oppfylt for at dette skal være en rimelig antakelse i situasjonen skissert i innledningen. (ii) Beregn et estimat for p og beskriv kort noen statistiske egenskaper ved estimatoren du har brukt << (i) Den viktigste forutsetningen er vel at utvalget kan anses som et rent tilfeldig utvalg fra hele populasjonen (og ikke bare et sjikt) av nybakte mødre. I så fall er X hypergeometrisk og dermed binomisk (med god tilnærmelse) siden populasjonen er stor. (ii) Estimator: ˆp = X n. Egenskaper: Forventningsrett med standardfeil p( p) n, tilnærmet normalfordelt. Estimat: p ˆ = 88 = 0,5. >> B. Beregn et (tilnærmet) 95% konfidensintervall for p. Forklar kort hva konfidensgraden 95% betyr << 95% KI: pˆ ±,96 pˆ( pˆ) = 0,5 ± (,96)(0, 0097) = [0,4; 0,7] 88 >> Oppgave. nta at Z og Z er uavhengige og normalfordelte der Z ~ N (, ) og Z ~ N (, ). (i) Sett U = Z Z. Forklar hvorfor U ~ N (, 8). (ii) Finn sannsynlighetene PZ ( < Z), PZ ( = Z), PZ ( > Z) [Hint: Uttrykk begivenhetene ved hjelp av U.] << (i) Regel 5.7 i boka gir U ~ N( E( U ), SD( U )) = N(, 8)

4 4 (ii) PU ( < 0) = G = G( 0,5) = 0,6, PU= ( 0) = 0 og 8 PU ( > 0) = PU ( < 0) = 0, 668 >> B. Innledning: Det er velkjent at røyking under svangerskapet kan være skadelig for fosteret. Her skal vi konsentrere oss om å se på effekten røyking under svangerskapet har på fødselsvekten. Datagrunnlaget er utvalget av ferske mødre fra US (988) introdusert i oppgave. Foruten fødselsvekt ble en rekke andre variable observert som vi ikke skal ta opp her. Dataene er oppsummert i tabell som viser gjennomsnittlig fødselsvekt, utvalgsstørrelse og standardavvik for barn av de mødrene som ikke hadde røkt under svangerskapet (gruppe ) og for de som hadde røkt (gruppe ). Tabell Fødselsvekt Gruppe : Har ikke røkt under svangerskapet ntall 76 Gjennomsnitt 404 Gruppe : Har røkt under svangerskapet n = y = (gram) n = x = (gram) 5 Standardavvik s = 574,59 s = 54, 79 La X i betegne fødselsvekten for barnet til en mor som ikke har røkt under svangerskapet og Y i fødselsvekten for barnet til en mor som har røkt under svangerskapet. Vi antar at X, X, K, Xn ( n = 76 ) er uavhengige og normalfordelte med Xi ~ N ( µ, ). Likeledes antas at Y, Y, K, Yn ( n = ) er uavhengige (og uavhengig av X i -ene) og normalfordelte med Yi ~ N ( µ, ). For enkelthets skyld antar vi i tillegg at populasjons-standardavviket,, har samme verdi som er kjent lik 570 i de to gruppene. Oppgave: Vi er spesielt interessert i parameteren θ = µ µ som her tolkes som et uttrykk for reduksjonen i gjennomsnittlig fødselsvekt i populasjonen som kan skyldes røyking under svangerskapet. (i) Gjør rede for at estimatoren, ˆ θ = X Y er forventningsrett og normalfordelt som følger ˆ θ ~ N θ, + n n der standardfeilen (dvs. standardavviket til estimatoren) er (ii) Utled og beregn et 95% konfidensintervall for θ. ˆ SE( θ) = +. n n

5 << (i) E( ˆ θ ) = EX ( Y) = EX ( ) EY ( ) = µ µ = θ ˆ θ = X Y = X + Y = + Var( ) Var( ) Var( ) Var( ) n n Siden XYer, uavhengige og normalfordelte, er ˆ θ normalfordelt. (ii) Estimat: ˆ θ obs = 5. Standardfeil: ˆ SE( θ ) = 808,8 = 4,50. ˆ θ θ v ~ N(0, ) følger på vanlig måte 95% KI: SE( ˆ θ ) ˆ θ ±.96 SE( ˆ θ) = 5 ± (,96)(4,50) = 5± 8 = [70, 6] >> C. Tyder dataene på at fødselsvekten gjennomgående er lavere for barn av mødre som har røkt under svangerskapet enn for de som ikke har røkt? Med andre ord: (i) Test hypotesen H0 : θ 0 mot H: θ > 0 under samme betingelser som i punkt B. Bruk signifikansnivå 0,0. (ii) Er p-verdien for testen din større eller mindre enn 0,00? ˆ θ ˆ θ << Testobservator: Z = =. Forkast H 0 hvis Z z0,0 =,6. SE( ˆ θ ) 4,50 5 Observert: Z obs = = 5,95. I følge tabellen i boka er 0 (,090) 0,00 4,50 P Z θ = > = P-verdien: P-verdi = Pθ= 0( Z > 5,95) < Pθ= 0( Z >, 090) = 0, 00. >> D. nta Z, Z, K, Zn er uavhengige og normalfordelte med Zi ~ N ( µ, ) for i =,, K, n. Både µ og er ukjente, og vi ønsker å estimere. La n ˆ = S = ( Zi Z) være den vanlige estimatoren (den såkalte sampelvariansen). I følge en regel i boka gjelder at er kji-kvadrat-fordelt med n i= ( n ) S n frihetsgrader. I henhold til definisjonen av en kji-kvadrat-fordeling i boka er forventningen til en kji-kvadrat-fordelt variabel lik antall frihetsgrader og variansen lik ganger antall frihetsgrader. Dermed gjelder ( n ) S E = n og ( n ) S Var = ( n ) 4 (i) Bruk dette til å vise at E( ˆ ) = og Var( ˆ ) = ( n ). (ii) Verdien 570 for brukt i punkt B og C er i virkeligheten et estimat basert på estimatoren

6 6 ˆ ( n ) S + ( n ) S 75 S + S = = n + n 86 der S, S er sampel-variansene for gruppe og henholdsvis. En alternativ estimator er % = ( ) S + S Påvis at begge estimatorene er forventningsrette og sammenlign variansene til dem. Hvilken av de to estimatorene er å foretrekke? [Hint: Bruk de konkrete verdiene for n og n ] ( n ) S n << (i) E = E( S ) = n som gir ( n ) S ( n ) Var = Var( S ) = ( n ) 4 E( ˆ ) =. 4 gir Var( ˆ ) = ( n ). (ii) 75 E( S ) + E( S) 86 E( ˆ ) = = = E( % ) = (E( S ) + E( S)) = = 75 ˆ = vs + vs der v = og v = Var( ˆ ) v v = + 0, 0044 n n = Var( ) 0, n n % = + = >>