STK1100 våren Estimering. Politisk meningsmåling. Svarer til sidene i læreboka. The German tank problem. Måling av lungefunksjon

Like dokumenter
STK1100 våren 2017 Estimering

STK1100 våren Konfidensintevaller

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

som vi ønsker å si noe om basert på data Eksempel. Uid-modellen: X1, X ,,,

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

STK1110 høsten Lineær regresjon. Svarer til avsnittene i læreboka (med unntak av stoffet om logistisk regresjon)

TMA4245 Statistikk Eksamen mai 2016

1. Konfidens intervall for

Econ 2130 uke 15 (HG)

TMA4245 Statistikk Eksamen august 2014

Econ 2130 uke 19 (HG) Inferens i enkel regresjon og diskrete modeller

Forelesning 25 og 26 Introduksjon til Bayesiansk statistikk

ÅMA110 Sannsynlighetsregning med statistikk, våren 2007

Om enkel lineær regresjon II

Oversikt over tester i Econ 2130

Forelesning Punktestimering

Det anbefales at de 9 deloppgavene merket med A, B, teller likt uansett variasjon i vanskelighetsgrad. Svarene er gitt i << >>.

Løsningsforslag Eksamen i Statistikk Nov 2001 Oppgave 1 a) Det fins 8 mulige kombinasjoner. Disse finnes ved å utelate ett og ett tall.

Forelesning 19 og 20 Regresjon og korrelasjons (II)

Om enkel lineær regresjon II

Om enkel lineær regresjon II

Oversikt over tester i Econ 2130

Seminaroppgaver for uke 13

Forelesning 21 og 22 Goodness of fit test and contingency table ( 2 test og krysstabell)

Regler om normalfordelingen

Notat 1: Grunnleggende statistikk og introduksjon til økonometri

Seminaroppgaver for uke 13 (Oppgave (1), (2), og (3))

Regler om normalfordelingen

Regler om normalfordelingen

OBLIGATORISK OPPGAVE 1 INF 3340/4340/9340 HØSTEN 2005

EKSAMEN løsningsforslag

TMA4240 Statistikk Høst 2016

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 ( )

Forelesning Enveis ANOVA

Forelesning 3 MET3592 Økonometri ved David Kreiberg Vår 2011

Statistikk med anvendelse i økonomi

Oversikt over konfidensintervall i Econ 2130

Analyse av sammenhenger

Løsningskisse seminaroppgaver uke 17 ( april)

Formler og regler i statistikk ifølge lærebok Gunnar Løvås: Statistikk for universiteter og høgskoler

Avdeling for estetiske fag, folkekultur og lærerutdanning BOKMÅL

Forelesning Ordnings observatorer

Løsningsforslag (ST1201/ST , kontinuasjonseksamen) ln L. X i = 2n.

Eksempel 1 - Er gjennomsnittshøyden for kvinner i Norge økende?

TALLSVAR. Det anbefales at de 9 deloppgavene merket med A, B, teller likt uansett variasjon i vanskelighetsgrad. Svarene er gitt i << >>.

Oppgave 1 ECON 2130 EKSAMEN 2011 VÅR

TMA4245 Statistikk Eksamen 21. mai 2013

Det ble orientert i plenum under eksamensdagen om følgende endringer i forhold til oppgaven:

Avdeling for estetiske fag, folkekultur og lærerutdanning BOKMÅL 29. mai 2007

Kapittel 8: Estimering

UNIVERSITETET I OSLO ØKONOMISK INSTITUTT. Innleveringssted: Ekspedisjonen i 12. etasje (mellom ) OG Fronter (innen klokken 15).

Oversikt over tester i Econ 2130

(ii) Anta vi vet om en observasjon av X at den ikke er større enn 5. Hva er da sannsynligheten for at den er lik 5? (Hint: Finn PX ( = 5 X 5) ).

Kapittel 1: Beskrivende statistikk

Forventningsverdi. MAT0100V Sannsynlighetsregning og kombinatorikk

Oppgaver. Multiple regresjon. Forelesning 3 MET3592 Økonometri ved David Kreiberg Vår 2011

Estimering 1 -Punktestimering

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

Estimering 1 -Punktestimering

Makroøkonomi - B1. Innledning. Begrep. B. Makroøkonomi. Mundells trilemma går ut på følgende:

Enveis variansanalyse (One-way ANOVA, fixed effects model) (Notat til Kap. 12 i Rosner)

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

Erling Siring INNHOLD

Estimering 2. -Konfidensintervall

Forelesning 3 mandag den 25. august

Mer om utvalgsundersøkelser

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

Avsnitt 8.1 i læreboka Differensligninger

FORELESNINGSNOTATER I SPILLTEORI Geir B. Asheim, våren 2001 (oppdatert ).

Statistikk og økonomi, våren 2017

TALLSVAR. Det anbefales at de 9 deloppgavene merket med A, B, teller likt uansett variasjon i vanskelighetsgrad. Svarene er gitt i << >>.

Kap. 9: Inferens om én populasjon

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

Mer om Hypotesetesting (kap 5) Student t-fordelingen. Eksamen. Fordelingene blir like ved stor n:

Introduksjon til økonometri, kap 8, 9.1 og 9.2. Hva er formålet med økonometri? Utvalgskorrelasjoner To-variabel regresjoner

Differensligninger Forelesningsnotat i Diskret matematikk Differensligninger

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

Forelesning Z-, t-test, test for forventningsdifferanser

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

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

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

Oversikt over konfidensintervall i Econ 2130

Oversikt over konfidensintervall i Econ 2130

Forelesning 2 MET3592 Økonometri ved David Kreiberg Vår 2011

(iii) Når 5 er blitt trukket ut, er det tre igjen som kan blir trukket ut til den siste plassen, altså:

Kap. 9: Inferens om én populasjon

Kapittel 1: Beskrivende statistikk

Hypotesetesting, del 4

Del A: Diskret optimering og heuristiske metoder Leksjon 2

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

Oversikt 1. forelesning. ECON240 Statistikk og økonometri. Visuell/grafisk presentasjon av data. Datainnsamling; utdanning og inntekt

MOT310 Statistiske metoder 1, høsten 2011

Illustrasjon av regel 5.19 om sentralgrenseteoremet og litt om heltallskorreksjon (som i eksempel 5.18).

Randi Johannessen. Mikroindeksformel i konsumprisindeksen. 2001/64 Notater 2001

TMA4240 Statistikk Høst 2015

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

ECON240 Statistikk og økonometri

Econ 2130 uke 13 (HG)

Transkript:

STK00 våre 07 Estmerg Svarer tl sdee 33-339 læreboka Poltsk megsmålg Sør et tlfeldg utvalg å 000 ersoer hva de vlle ha stemt hvs det hadde vært valg 305 vlle ha stemt A A's oslutg er Ørulf Borga Matematsk sttutt Uverstetet Oslo 305 000 0.305 Hvor skkert er dette aslaget? Målg av lugefuksjo The Germa tak roblem Et mål å lugefuksjo er FEV (forced exratory volume secod). I e stude Hordalad å 990-tallet ble FEV målt for 64 kke-røykede, frske me alder 30-34 år Hvorda ka v bruke formasjoe tl å fastlegge et «ormalområde» for FEV for me alder 30-34 år? (I rakss vl e så ta hesy tl høyde BMI, me det ser v bort fra her) Uder adre verdeskrg brukte de allerte (blat aet) sereumree for tyske taks tl å aslå hvor mage taks tyskeree hadde hvor stor roduksjoe var for ulke måeder. 3 Hvorda ka sereumree g dee formasjoe? 4

Statstske modeller Felles for de tre stuasjoee er at v har data x, x,..., x for eheter: For megsmålge er x hvs erso ummer vlle ha stemt A, 0 ellers For målgee av lugefuksjo er x FEV målge for erso ummer For taksee er x sereummeret for de -te takse de allerte fkk formasjo om x På grulag av utvalget, dvs. de observerte x -ee, øsker v å få kuska om de oulasjoe observasjoee kommer fra V må da ha e modell som agr hvorda de observerte -ee framkommer fra oulasjoe x V vl ata at x, x,..., x er observerte verder av stokastske varable,,..., at v kjeer fordelge tl de stokastske varablee (med utak av e eller flere arametere) 5 6 For megsmålge vl v ata at,,..., er uavhegge Beroull-fordelte, dvs P( ) P( 0) For målgee av lugefuksjo vl v ata at,,..., er uavhegge N( µσ, ) - fordelte For taksee vl v ata at,,..., er et tlfeldg utvalg (ute tlbakeleggg) blat tallee,,..., N I alle de tre tlfellee øsker v å aslå verde av e eller flere ukjete arametere, dvs, µ, σ N 7 Geerelt vl v ata at x, x,..., x er observerte verder av stokastske varable,,..., at -ee har e fordelg som avheger av e arameter θ (det ka være flere arametere, me v vl fokusere å e om gage) V vl aslå verde tl θ (eller estmere verde som det heter å «statstkersråket») å grulag av observasjoee våre Tl det bruker v e estmator θ ˆ θ ˆ(,,..., ) På grulag av de observerte x -ee, får v estmatet θ ˆ θ ˆ( x, x,..., x ) 8

Beroull varabler Bomsk fordelg Ata at,,..., er uavhegge Beroullfordelte, dvs P( ) P( 0) Da er Y bomsk(, ) E aturlg estmator for er ˆ Y For megsmålge har v 000 v observerte y 305 V får dermed estmatet y 305 ˆ 0.305 000 E ae estmator for er Y+ * + 4 For megsmålge gr dee estmatet y+ 307 * 0.306 + 4 004 Det er lte forskjell å ˆ * her. Forskjelle er større år er mdre y er ær 0 eller Hvorda ka v avgjøre hvlke estmator som er best? 9 0 Mea square error (MSE) V ser å de geerelle stuasjoe der,,..., har e fordelg som avheger av e arameter θ V øsker at estmatore θ ˆ θ ˆ(,,..., ) skal være ær θ Kokret øsker v at MSE( θˆ ) E[( θˆ θ ) ] skal være så lte som mulg Se å stuasjoe der V har estmatoree Y bomsk(, ) ˆ Y Her er (detaljer å forelesge) ( ) MSE( ˆ ) * Y+ + 4 ( ) / 4 / MSE( *) + + 8 + 6 / + 4 / Merk at (detaljer å forelesge) MSE( θˆ ) V ( θˆ ) + [ E( θˆ ) θ] varas + (skjevhet)

MSE for ˆ («usual») * («alteratve») Forvetgsrette estmatorer V ser å de geerelle stuasjoe med e estmator θ ˆ θ ˆ(,,..., ) for θ Hvs E( θˆ ) θ for alle mulge verder av θ, ser v at ˆθ er forvetgsrett (egelsk: ubased) 0 00 For e forvetgsrett estmator er skjevhete E( θˆ ) θ lk 0, det følger at MSE( θˆ ) V ( θˆ ) For de bomske stuasjoe er ˆ Y e forvetgsrett estmator for 3 4 Uavhegge detsk fordelte varabler Ata at,,..., er uavhegge detsk fordelte (u..f.) med forvetg µ varas σ Da er ˆµ Vdere er (detaljer å forelesge) ( ) S e forvetgsrett estmator for Dsse estmatoree er seselt aktuelle for ormalfordelte data (for adre fordelge ka det være at adre estmatorer er bedre) e forvetgsrett estmator for µ For FEV-målgee var x 4.48 s s 0.60 σ V ( µ ˆ) V ( ) 5 FEV-målger for 30-34 år gamle kke-røykede, frkse me er (ca.) ormalfordelt med forvetgsverd 4.48 lter stadardavvk 0.60 lter 6

Uform dskret fordelg Ata at,,..., er et tlfeldg utvalg ute tlbakeleggg blat tallee,,..., N, der N er ukjet (jf. «the Germa tak roblem») Ved å bruke dee formele (samme med dverse ae formasjo) kue de allerte aslå størrelse av de tyske roduksjoe av taks ulke måeder ( å ulke steder): V vl fe e forvetgsrett estmator for N La ( ) max være det største tallet v observerer Da er (detaljer å forelesge) ( N+ ) E ( ) + e forvetgsrett estmator for N er ˆ + N ( ) 7 Ruggles & Brode (947). A Emrcal Aroach to Ecoomc Itellgece World War II. Joural of the Amerca Statstcal Assocato, Vol. 4,.7-9 8