Diskrete egenskaper. Egenskapsvektoren x antar kun diskrete verdier: v 1,v 2,...,v m. Endringer fra det kontinuerlige tilfellet er at:

Like dokumenter
Suffisient observator

Likningssystem for maksimum likelihood løsning

MØNSTERGJENKJENNING. Forelesningsnotater til kurset Unik4590/Unik9590/TTK4205

Estimering 1 -Punktestimering

Innledning Beslutningsteori Parametriske metoder Ikke-parametriske metoder Diskriminantfunksjoner Evaluering Ikke-ledet læring Klyngeanalyse Oversikt

Estimering 1 -Punktestimering

KLMED8004 Medisinsk statistikk. Del I, høst Estimering. Tidligere sett på. Eksempel hypertensjon

Bayesisk estimering. Tettheten i punkt x er her gitt ved: der p(q X ) er áposterioriparameterfordelinggitt ved: p(q X )=

Dimensjonalitetsproblemer (3)

LØSNINGSFORSLAG TIL EKSAMEN I FAG TMA4245 STATISTIKK 6.august 2004

TMA4245 Statistikk Eksamen mai 2017

Generalisering til mange klasser - feilrettingsmetodene

LØSNINGSFORSLAG TILEKSAMEN I FAG TMA4240/TMA4245 STATISTIKK 10. august 2005

Forelesning Moment og Momentgenererende funksjoner

5 y y! e 5 = = y=0 P (Y < 5) = P (Y 4) = 0.44,

TMA4240 Statistikk Høst 2009

ÅMA110 Sannsynlighetsregning med statistikk, våren Kontinuerlige tilfeldige variable, intro. Kontinuerlige tilfeldige variable, intro.

ÅMA110 Sannsynlighetsregning med statistikk, våren Kontinuerlige tilfeldige variable, intro. Kontinuerlige tilfeldige variable, intro.

Løsningsforsalg til første sett med obligatoriske oppgaver i STK1110 høsten 2015

ÅMA110 Sannsynlighetsregning med statistikk, våren Kontinuerlige tilfeldige variable, intro. Kontinuerlige tilfeldige variable, intro.

Løsningsforslag ST1101/ST6101 kontinuasjonseksamen 2018

LØSNING, EKSAMEN I STATISTIKK, TMA4240, DESEMBER Anta at sann porøsitet er r. Måling med utstyret gir da X n(x; r, 0,03).

LØSNINGSFORSLAG TIL EKSAMEN I FAG TMA4240 STATISTIKK 5.august 2004

Løsningsforsalg til første sett med obligatoriske oppgaver i STK1110 høsten 2018

ÅMA110 Sannsynlighetsregning med statistikk, våren 2007

ÅMA110 Sannsynlighetsregning med statistikk, våren Estimering. Målemodellen. Sannsynlighetsregning med statistikk. Kp. 5 Estimering.

Kapittel 7: Noen viktige sannsynlighetsfordelinger

Econ 2130 uke 15 (HG) Poissonfordelingen og innføring i estimering

UNIVERSITETET I OSLO

Emnenavn: Metode 1, statistikk deleksamen. Eksamenstid: 4 timer. Faglærer: Bjørnar Karlsen Kivedal

Oppgaver fra boka: X 2 X n 1

Kort repetisjon fra kapittel 4. Oppsummering kapittel ST0202 Statistikk for samfunnsvitere. Betinget sannsynlighet og trediagram

HØGSKOLEN I SØR-TRØNDELAG Avdeling for teknologi

TMA4240 Statistikk Høst 2016

Estimering 2. -Konfidensintervall

HØGSKOLEN I SØR-TRØNDELAG Avdeling for teknologi

X = 1 5. X i, i=1. som vil være normalfordelt med forventningsverdi E( X) = µ og varians Var( X) = σ 2 /5. En rimelig estimator for variansen er

Kap. 9: Inferens om én populasjon. Egenskaper ved t-fordelingen. ST0202 Statistikk for samfunnsvitere. I Kapittel 8 brukte vi observatoren

Repetisjon; 9.1, 9.2, 9.3, 9.4, 9.5, og Repetisjon; 9.1, 9.2, 9.3, 9.4, 9.5, og 9.10

Econ 2130 Forelesning uke 11 (HG)

ECON240 Statistikk og økonometri

Oversikt over konfidensintervall i Econ 2130

LØSNING: Eksamen 17. des. 2015

Løsningsforslag for andre obligatoriske oppgave i STK1100 Våren 2007 Av Ingunn Fride Tvete og Ørnulf Borgan

TMA4240 Statistikk Eksamen desember 2015

Oversikt over konfidensintervall i Econ 2130

Kapittel 7: Noen viktige sannsynlighetsfordelinger

Løsningsforslag ST2301 øving 3

Noen vanlige. Indikatorfordeling: 1, dersom suksess. I mange situasjoner kan fenomenet vi ser på. 0, dersom ikke suksess

Løsningsforslag Oppgave 1

Ukeoppgaver i BtG207 Statistikk, uke 4 : Binomisk fordeling. 1

Forelesning 4 og 5 Transformasjon, Weibull-, lognormal, beta-, kji-kvadrat -, t-, F- fordeling

UNIVERSITETET I OSLO

Eksamen REA3028 S2, Våren 2011

ÅMA110 Sannsynlighetsregning med statistikk, våren Estimering. Målemodellen. Konfidensintervall, innledning. Kp. 5 Estimering.

TMA4245 Statistikk Eksamen august 2015

LØSNING: Eksamen 28. mai 2015

STK Oppsummering

UNIVERSITETET I OSLO

UNIVERSITETET I OSLO

MOT310 Statistiske metoder 1, høsten 2011

MA 1410: Analyse Uke 48, aasvaldl/ma1410 H01. Høgskolen i Agder Avdeling for realfag Institutt for matematiske fag

211.7% 2.2% 53.0% 160.5% 30.8% 46.8% 17.2% 11.3% 38.7% 0.8%

TMA4240 Statistikk Høst 2015

Emnenavn: Eksamenstid: 4 timer. Faglærer: Hans Kristian Bekkevard

ÅMA110 Sannsynlighetsregning med statistikk, våren 2011

TMA4245 Statistikk Eksamen 9. desember 2013

EKSAMENSOPPGAVE. Mat-1060 Beregningsorientert programmering og statistikk

SAMMENLIGNING AV MINSTE KVADRATERS METODE OG SANNSYNLIGHETSMAKSIMERINGSMETODEN I BINÆR REGRESJON. Henrik Dahl *)

Konfidensintervall. Notat til STK1110. Ørnulf Borgan, Ingrid K. Glad og Anders Rygh Swensen Matematisk institutt, Universitetet i Oslo.

TMA4240 Statistikk Høst 2016

Løsningsforslag til eksamen i STK desember 2010

ÅMA110 Sannsynlighetsregning med statistikk, våren Noen viktige sannsynlighetsmodeller. Binomisk modell. Kp. 3 Diskrete tilfeldige variable

STK1100 våren 2017 Estimering

Siden vi her har brukt første momentet i fordelingen (EX = EX 1 ) til å konstruere estimatoren kalles denne metoden for momentmetoden.

) = P(Z > 0.555) = > ) = P(Z > 2.22) = 0.013

H 1 : µ 1 µ 2 > 0. t = ( x 1 x 2 ) (µ 1 µ 2 ) s p. s 2 p = s2 1 (n 1 1) + s 2 2 (n 2 1) n 1 + n 2 2

ÅMA110 Sannsynlighetsregning med statistikk, våren 2011

Løsningsforslag til prøveeksamen i MAT1110, våren 2012

Introduksjon. Hypotesetesting / inferens (kap 3) Populasjon og utvalg. Populasjon og utvalg. Populasjonsvarians

Modeller og parametre. STK Punktestimering - Kap 7. Eksempel støtfangere. Statistisk inferens. Binomisk fordeling. p X (x) = p x (1 p) n x

ÅMA110 Sannsynlighetsregning med statistikk, våren 2007 Oppsummering

EKSAMEN I TMA4245 Statistikk

Oversikt over konfidensintervall i Econ 2130

n 2 +1) hvis n er et partall.

ÅMA110 Sannsynlighetsregning med statistikk, våren 2007

Kapittel 5 - Vektorer - Oppgaver

Oppgave 1. (i) Hva er sannsynligheten for at det øverste kortet i bunken er et JA-kort?

STATISTIKK :D INNHOLD

TMA4240 Statistikk Høst 2016

Metoder for politiske meningsmålinger

Løsningsforslag Eksamen MAT112 vår 2011

UNIVERSITETET I OSLO

Unik4590/Unik9590/TTK Mønstergjenkjenning

Normalfordelingen. Univariat normalfordeling (Gaussfordelingen): der µ er forventningsverdien og σ 2 variansen. Multivariat normalfordeling:

Mer om utvalgsundersøkelser

ST1201 Statistiske metoder

Oppgave 1 Det er oppgitt i oppgaveteksten at estimatoren er forventningsrett, så vi vet allerede at E(ˆµ) = µ. Variansen til ˆµ er 2 2 ( )

Utvidet løsningsforslag Eksamen i TMA4100 Matematikk 1, 16/

Høgskolen i Agder Avdeling for realfag EKSAMEN. begrunn = grunngi beregn = rekn ut

Transkript:

Iledig Beslutigsteori Parametriske metoder Ikke-parametriske metoder Diskrimiatfuksjoer Evaluerig Ikke-ledet lærig Klygeaalyse Diskrete egeskaper Diskrete egeskaper Egeskapsvektore x atar ku diskrete verdier: v 1,v 2,...,v m. Edriger fra det kotiuerlige tilfellet er at: Z p(x w i )dx! P(v k w i ) (itegraler erstattes av summer) m og at Bayes regel skrives på forme: P(w i x)= P(x w i)p(w i ) P(x) (tettheter erstattes av sasyligheter). Utover dette ka desisjosteorie brukes som i det kotiuerlige tilfellet. Eksempler på diskrimiatfuksjoer: g(x i )=lp(x w i )+lp(w i ), i = 1,...,c.

Iledig Beslutigsteori Parametriske metoder Ikke-parametriske metoder Diskrimiatfuksjoer Evaluerig Ikke-ledet lærig Klygeaalyse Oversikt Ihold i kurset Beslutigsteori (desisjosteori) Parametriske metoder Ikke-parametriske metoder Lieære og geeraliserte diskrimiatfuksjoer Feilrateestimerig og evaluerig av klassifikatorer Ikke-ledet lærig Klygeaalyse.

Iledig Beslutigsteori Parametriske metoder Ikke-parametriske metoder Diskrimiatfuksjoer Evaluerig Ikke-ledet lærig Klygeaalyse Oversikt Parametriske metoder Maksimum-likelihood metode Faste me ukjete parametre Maksimaliserig av sasylighet for observerte sampler Bayesisk estimerig Stokastiske parametre med á priori fordelig Oppdaterig til á posteriori parameterfordelig ved hjelp av observerte sampler.

Iledig Beslutigsteori Parametriske metoder Ikke-parametriske metoder Diskrimiatfuksjoer Evaluerig Ikke-ledet lærig Klygeaalyse Maksimum likelihood metode Maksimum-likelihood metode Likelihoodfuksjoe: p(x q )= p(x k q ) der x 1,x 2,...,x er treigssamplee, skal maksimaliseres med hesy til parametervektore q. Det er eklere å arbeide med logaritme til likelihoodfuksjoe, side produktet da erstattes med e sum. Log-likelihoodfuksjoe er maksimal for samme verdi av q som likelihoodfuksjoe selv, side logaritme er e mootot voksede fuksjo, og ka skrives som: L (q )= lp(x k q ). Dee fuksjoe skal maksimaliseres med hesy til q.

Iledig Beslutigsteori Parametriske metoder Ikke-parametriske metoder Diskrimiatfuksjoer Evaluerig Ikke-ledet lærig Klygeaalyse Maksimum likelihood metode Likelihoodfuksjoe Likelihoodfuksjoe for et problem med é parameter. Målet er å fie de parameterverdie ˆq der fuksjoe er maksimum.

Iledig Beslutigsteori Parametriske metoder Ikke-parametriske metoder Diskrimiatfuksjoer Evaluerig Ikke-ledet lærig Klygeaalyse Maksimum likelihood metode Maksimum likelihood metode (2) Maksimum fies ved å ta gradiete til log-likelihood fuksjoe: q L (q )= q lp(x k q ) og sette de lik ull. Dette gir følgede likigssystem for parametervektore: q lp(x k q )=0 som ka løses etter isettig av e tetthetsfuksjo p(x q ) med kjet form.

Iledig Beslutigsteori Parametriske metoder Ikke-parametriske metoder Diskrimiatfuksjoer Evaluerig Ikke-ledet lærig Klygeaalyse Maksimum likelihood metode - eksempler Eksempel - Uivariat ormalfordelig Fordelige er her gitt ved: p(x µ,s 2 )= 1 p 2ps e (x µ) 2 2s 2 = N(µ,s 2 ) der de ukjete parametree er µ og s 2, dvs. parametervektore q har i dette tilfellet kompoetee q 1 = µ og q 2 = s 2. Maksimum likelihood løsigee er og ŝ 2 = 1 ˆµ = 1 x k (dvs. sampelmiddelet over X ) (x k ˆµ) 2 (dvs. sampelvariase over X ).

Iledig Beslutigsteori Parametriske metoder Ikke-parametriske metoder Diskrimiatfuksjoer Evaluerig Ikke-ledet lærig Klygeaalyse Maksimum likelihood metode - eksempler Eksempel - Multivariat ormalfordelig De multivariate ormalfordelige er gitt ved apple 1 p(x µ, )= (2p) d/2 exp 1/2 1 2 (x µ)t 1 (x µ) Maksimum likelihood løsigee for de ukjete parametree µ og er og ˆ = 1 ˆµ = 1 x k (x k ˆµ)(x k ˆµ) t.