Page 42 - 157
P. 42

N            N            1          2
                  l m X 1  , m  X 2  , 2  1  , 2  2  ,    N ln 2   2  ln 2  1    2  ln 2  2    2 ln 1    
                                  X
                                        X
                                                                    X
                                                                                 X
                                  
                         1     N    x    m X   2      x    m X       x  i 2    m X      x   m X   2 
                                  
                                                                                                         
                                                                                            i 2
                                                            i 1
                                       i 1
                                          1      2          1            2             2     .
                                   
                             2
                     2 1    i 1    X                X             X         X        
                                                                                    
                                                                                        
                                                        
                                                                                                      
                                                
                                          1                    1              2                 2       
                         Оцінки         максимальної          правдоподібності            можна        знайти
                  диференціюванням функції правдоподібності (2.10) по черзі по всіх п'ятьох
                  змінних, вирішуючи потім отриману систему рівнянь. Неважко переконатися,
                  що оцінки математичних чекань  m              , m    , і дисперсій    2  , 2   аналогічні
                                                             X
                                                               1    X  2                 X 1   X 2
                  одномірному варіанту (див. (2.7) і (2.8)), а вибіркова оцінка для коефіцієнта
                  кореляції ρ має вид
                                                       N
                                                         x   x 1 x  i 2    x 2  
                                                             i 1
                                        € 
                                           r        i 1                            .                 (2.11)
                                                                                  1
                                                  N           2  N            2    2
                                                  x    x 1   x  i 2    x  2   
                                                        i 1
                                                  i   1        i 1            
                         Вкажемо,  що  оцінкою  максимальної  правдоподібності  для  коваріації
                  випадкових величин Х 1 і X 2 є
                                                           1  N
                                           € 11 X 1 , X 2    x  i 1   x 1 x  i 2   x 2  .
                                                           N  i 1
                         Відзначимо        на    закінчення,       що     ідея     методу      максимальної
                  правдоподібності  виявилася  дуже  плідною  не  тільки  при  оцінюванні
                  параметрів,  але  й  в  інших  статистичних  задачах  (перевірка  гіпотез,
                  планування і аналіз експериментів).

                        2.3. Оцінювання найважливіших характеристик випадкових величин

                         Емпіричні  функції  розподілу.  Статистичним  (емпіричним)  аналогом
                  інтегральної  функції  розподілу  є  накопичена  частота  (накопичена  відносна
                  частота), обумовлена співвідношенням
                                                                       x
                                                             x    N    1
                                               €
                                               F N   x  N               ,                          (2.12)
                                                            N             N
                                                                     i 1
                         де      x   –  число  елементів  у  вибірці  обсягу  N,  менших  поточного
                               N
                                             €
                  значення  х. Функція  F     N  x  характеризує ступінь  вірогідності події  X   в
                                                                                                           x
                                                  €
                  даній вибірці. При цьому F       N  x   F  x , коли N    .
                                                                           €
                         Східчаста крива, що відповідає функції  F          N   x , називається діаграмою
                  (полігоном) накопичених частот. Вона будується в такий спосіб:
                         1.  Результати  спостережень  х 1,  х 2,…,  х N  впорядковують  шляхом
                  розміщення їх у зростаючому порядку. Таку впорядковану вибірку х min = х (1),
                  х (2),…,х max = x (N), де x  i    x  1i   , називають варіаційним рядом.


                                                                                                              38
   37   38   39   40   41   42   43   44   45   46   47