Прикладной регрессионный анализ. Многофакторная регрессия. Шашков В.Б. - 14 стр.

UptoLike

Составители: 

14
с фиксированной доверительной вероятностью
р получить заданную точ-
ность оценивания исследуемой величины. Эта задача решается с использова-
нием интервальной оценки математического ожидания этой величины и ее
нормированной формы
u /8/
n
yMy
u
/
}{
σ
=
,
где
y - среднее значение случайной величины по выборке.
Интервальная оценка для
}{y
M
представлена неравенством /3/
n
u
yyM
n
u
y
нpyp
σ
σ
+<< }{ , (2)
где
u
р
- табличный квантиль стандартной величины, отвечающий
вероятности
р.
Выборка имеет определенный размах значений от левой границы
q
1
до
правой границы
q
2
; тогда длина интервала значений L=q
2
-q
1
. Очевидно, что
чем больше размах значений величины, тем менее достоверны и менее точны
выборочные оценки. Действительно, "максимум точности" будет достигнут
при длине интервала, равной нулю, когда исследуемая величина станет кон-
стантой.
В качестве оценки точности принимают величину
ε
/4/
y
L
σ
ε
2/= . (3)
Знаменатель в (3) является константой, чем больше интервал значений
L, тем меньше точность и больше относительное отклонение
ε
, т.е. значение
этой характеристики обратно точности.
Левую и правую части выражения (2) будем рассматривать как грани-
цы
q
1
и q
2
, тогда
n
u
L
yp
σ
2= ,
а относительная погрешность
ε
будет nu
p
/=
ε
, откуда следует
2
ε
p
u
n
, (4)
Для технических объектов "рядового" уровня надежности обычно до-
верительную вероятность принимают равной 0,95, а значение относительной
погрешности
ε
0,5. Табличный квантиль u
0,95
при этом равен 1,96 /6/. То-
с фиксированной доверительной вероятностью р получить заданную точ-
ность оценивания исследуемой величины. Эта задача решается с использова-
нием интервальной оценки математического ожидания этой величины и ее
нормированной формы u /8/
                               y − M { y}
                       u=                 ,
                                σ/ n
     гдеy - среднее значение случайной величины по выборке.
     Интервальная оценка для M {y} представлена неравенством /3/

                      u pσ y                         u pσ н
                 y−             < M { y} < y +                ,               (2)
                         n                               n
      где uр- табличный квантиль стандартной величины, отвечающий
              вероятности р.
      Выборка имеет определенный размах значений от левой границы q1 до
правой границы q2; тогда длина интервала значений L=q2-q1. Очевидно, что
чем больше размах значений величины, тем менее достоверны и менее точны
выборочные оценки. Действительно, "максимум точности" будет достигнут
при длине интервала, равной нулю, когда исследуемая величина станет кон-
стантой.
      В качестве оценки точности принимают величину ε /4/
                       ε = L / 2σ y .                               (3)
      Знаменатель в (3) является константой, чем больше интервал значений
L, тем меньше точность и больше относительное отклонение ε , т.е. значение
этой характеристики обратно точности.
      Левую и правую части выражения (2) будем рассматривать как грани-
цы q1 и q2, тогда
                                u pσ y
                       L=2               ,
                                    n
а относительная погрешность ε будет ε            = u p / n , откуда следует
                                         2
                            up 
                         n≥                ,                                (4)
                            
                           ε 
     Для технических объектов "рядового" уровня надежности обычно до-
верительную вероятность принимают равной 0,95, а значение относительной
погрешности ε 0,5. Табличный квантиль u0,95 при этом равен 1,96 /6/. То-


14