МАЛЫЕ ВЫБОРКИ
статистические выборки
Исходным пунктом при оценке а служит
не зависит от а и б. Вероятность
вычисляется при этом по формуле
где s(t,n-1) есть плотность вероятности
При больших п формула (2), связывающая
столь малого объёма п, что к ним нельзя применить простые классич.
формулы, действующие лишь асимптотически при при n стемящейся к бесконечности.
Особенности статистич. оценки параметров по М. в. легче всего понять на
примере нормального распределения (для к-рого малыми обычно считают
выборки объёма п =< 30). Пусть необходимо оценить неизвестное
среднее значение а выборки x
Обозначим
то обстоятельство, что распределение вероятностей величины
со неравенства -t
ему неравенства
для т. н. Стьюдента распределения с n - 1 степенями свободы. Определяя
для заданных я и со (0 < w <1) соответствующее t
границ для величины а, имеющей значимости уровень со.
со и t
Эту формулу иногда неправильно применяют
для определения t
к грубым ошибкам. Так, для со = 0,99 по формуле (3) находим (о,99 = 2,58;
истинные значения t
таблице:
n
|
2
|
3
|
4
|
5
|
10
|
20
|
30
|
t |
63,66
|
9,92
|
5,84
|
4,60
|
3,25
|
2,86
|
2,76
|
Если пользоваться формулой (3) при п
=
5, то получится вывод, что неравенство
выполняется с вероятностью 0,99. В действительности
в случае пяти наблюдений вероятность этого неравенства равна лишь 0,94,
а вероятностью 0,99 обладает в соответствии с приведённой таблицей неравенство
Об оценке по М. в. теоретической дисперсии
б2 см. Хи-квадрат распределение. Разработаны также аналогичные
методы оценки по М. в. параметров многомерных распределений (напр., коэффициента
корреляции).
Лит.: Крамер Г., Математические
методы статистики, пер. с англ., М., 1948; Колмогоров А. Н., Определение
центра рассеивания и меры точности по ограниченному числу наблюдений, "Изв.
АН СССР.
Серия математическая", 1942, т. 6, N° 1-2;
Большее Л. Н., Смирнов Н. В., Таблицы математической статистики, М., 1965.
Ю. В. Прохоров.
А Б В Г Д Е Ё Ж З И Й К Л М Н О П Р С Т У Ф Х Ц Ч Ш Щ Ъ Ы Ь Э Ю Я