Nokta Tahmini ve Özellikleri

172 questions

Question 101Question

Bir kamu kurumunda yapılan performans ölçümlerinde, kitle ortalaması μ\mu ve varyansı σ2\sigma^2 olan bir kitle gözlemlenmektedir. μ\mu parametresini tahmin etmek amacıyla n=3n=3 birimlik bağımsız ve özdeş dağılımlı rastgele bir örneklem seçilmiş ve aşağıdaki iki yansız tahmin edici önerilmiştir:

T1=Xˉ=X1+X2+X33T_1 = \bar{X} = \frac{X_1 + X_2 + X_3}{3}
T2=2X1+X2+X34T_2 = \frac{2X_1 + X_2 + X_3}{4}

Buna göre, T1T_1 tahmin edicisinin T2T_2 tahmin edicisine göre göreli etkinliği (relative efficiency) aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: 98\frac{9}{8}

Answer

9/8 değerine sahip olan seçenek doğrudur.
Yapılan hesaplamalar sonucunda örneklem ortalamasının varyansı σ2/3\sigma^2/3, önerilen ağırlıklı tahmin edicinin varyansı ise 3σ2/83\sigma^2/8 bulunmuştur. Göreli etkinlik formülü olan Var(T2)/Var(T1)Var(T_2)/Var(T_1) uygulandığında (3/8)/(1/3)=9/8(3/8) / (1/3) = 9/8 sonucuna ulaşılır.

Step-by-Step Solution

1
T1T_1 tahmin edicisinin varyansını hesaplayın.
Var(T1)=Var(X1+X2+X33)=19(Var(X1)+Var(X2)+Var(X3))=3σ29=σ23Var(T_1) = Var(\frac{X_1 + X_2 + X_3}{3}) = \frac{1}{9}(Var(X_1) + Var(X_2) + Var(X_3)) = \frac{3\sigma^2}{9} = \frac{\sigma^2}{3}
Örneklem ortalamasının varyansı σ2/n\sigma^2/n formülüyle bulunur.
2
T2T_2 tahmin edicisinin varyansını hesaplayın.
Var(T2)=Var(2X1+X2+X34)=116(22Var(X1)+12Var(X2)+12Var(X3))=4σ2+σ2+σ216=6σ216=3σ28Var(T_2) = Var(\frac{2X_1 + X_2 + X_3}{4}) = \frac{1}{16}(2^2Var(X_1) + 1^2Var(X_2) + 1^2Var(X_3)) = \frac{4\sigma^2 + \sigma^2 + \sigma^2}{16} = \frac{6\sigma^2}{16} = \frac{3\sigma^2}{8}
Ağırlıklı ortalamanın varyansı, katsayıların karelerinin toplamı ile kitlenin varyansının çarpımına eşittir.
3
T1T_1'in T2T_2'ye göre göreli etkinliğini hesaplayın.
RE(T1,T2)=Var(T2)Var(T1)=3σ2/8σ2/3=38×31=98RE(T_1, T_2) = \frac{Var(T_2)}{Var(T_1)} = \frac{3\sigma^2 / 8}{\sigma^2 / 3} = \frac{3}{8} \times \frac{3}{1} = \frac{9}{8}
Göreli etkinlik, baz alınan tahmin edicinin varyansının, incelenen tahmin edicinin varyansına bölünmesiyle elde edilir.

Key Concept

İki yansız tahmin edici karşılaştırılırken, varyansı küçük olan tahmin edici daha etkindir. T1T_1 ile T2T_2 arasındaki göreli etkinlik Var(T2)/Var(T1)Var(T_2)/Var(T_1) olarak tanımlanır.

Hints

1
Önce her iki tahmin edicinin de varyanslarını σ2\sigma^2 cinsinden bulun.
2
Bir tahmin edicinin varyansını hesaplarken katsayıların karesini almayı (1/n21/n^2 gibi) unutmayın.
3
Göreli etkinlik formülünü Var(T2)/Var(T1)Var(T_2)/Var(T_1) şeklinde kurarak bölme işlemini tamamlayın.

Practice More

Aynı örneklem için Cramer-Rao alt sınırını hesaplayarak T1T_1'in mutlak etkinliğini bulmayı deneyebilirsiniz.

Alternative Method

Varyans katsayılarını doğrudan karşılaştırabilirsiniz: 1/3=0.3331/3 = 0.333 ve 3/8=0.3753/8 = 0.375. Göreli etkinlik 0.375/0.333=1.1250.375 / 0.333 = 1.125 yani 9/89/8 olur.
Estimated Time:1m 30s
Question 102Question

Bir üretim sürecinde üretilen parçaların sertlik derecelerini temsil eden XX rassal değişkeninin olasılık yoğunluk fonksiyonu, θ>0\theta > 0 bilinmeyen bir parametre olmak üzere şu şekilde verilmiştir:

f(x;θ)={3x2θ3,0xθ0,dig˘er durumlarf(x; \theta) = \begin{cases} \frac{3x^2}{\theta^3}, & 0 \leq x \leq \theta \\ 0, & \text{diğer durumlar} \end{cases}

Bu kitle içinden seçilen nn birimlik bir rastgele örneklem X1,X2,,XnX_1, X_2, \dots, X_n olduğuna göre, Neyman Çarpanlara Ayırma Teoremi uyarınca θ\theta parametresi için yeterli istatistik aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: max(X1,X2,,Xn)\max(X_1, X_2, \dots, X_n)

Answer

Verilen olasılık yoğunluk fonksiyonu için θ\theta parametresine ait yeterli istatistik örneklem maksimumu olan max(X1,X2,,Xn)\max(X_1, X_2, \dots, X_n) ifadesidir.
Neyman Çarpanlara Ayırma Teoremi'ne göre, olabilirlik fonksiyonu parametreye ve bir istatistiğe bağlı olan g(T(x),θ)g(T(x), \theta) kısmı ile sadece verilere bağlı olan h(x)h(x) kısmının çarpımı şeklinde yazılmalıdır. Bu problemde, tüm XiX_i değerlerinin θ\theta değerinden küçük veya eşit olması şartı (XiθX_i \leq \theta), en büyük gözlemin θ\theta değerinden küçük veya eşit olması (X(n)θX_{(n)} \leq \theta) şartına denktir. Dolayısıyla parametreyi içeren çarpan sadece X(n)X_{(n)} değerine bağlı kalmaktadır.

Step-by-Step Solution

1
Olabilirlik fonksiyonunu (Likelihood function) yazın.
L(θ)=i=1n3xi2θ3I(0xiθ)L(\theta) = \prod_{i=1}^n \frac{3x_i^2}{\theta^3} I(0 \leq x_i \leq \theta)
Bağımsız ve özdeş dağılımlı örneklemlerin ortak yoğunluk fonksiyonunu bulmak için.
2
Gösterge fonksiyonlarını örneklem istatistikleri cinsinden düzenleyin.
L(θ)=3nθ3n(i=1nxi2)I(0x(1))I(x(n)θ)L(\theta) = \frac{3^n}{\theta^{3n}} (\prod_{i=1}^n x_i^2) I(0 \leq x_{(1)}) I(x_{(n)} \leq \theta)
Tüm gözlemlerin θ\theta değerinden küçük olması, en büyük gözlemin θ\theta değerinden küçük olmasına eşdeğerdir (x(n)θx_{(n)} \leq \theta).
3
Neyman Çarpanlara Ayırma Teoremi'ni uygulayın.
g(x(n),θ)=1θ3nI(x(n)θ)g(x_{(n)}, \theta) = \frac{1}{\theta^{3n}} I(x_{(n)} \leq \theta) ve h(x)=3n(i=1nxi2)I(x(1)0)h(\mathbf{x}) = 3^n (\prod_{i=1}^n x_i^2) I(x_{(1)} \geq 0)
Olabilirlik fonksiyonu g(T(x),θ)h(x)g(T(\mathbf{x}), \theta) h(\mathbf{x}) formunda yazılabiliyorsa T(x)T(\mathbf{x}) yeterli istatistiktir.

Key Concept

Neyman Çarpanlara Ayırma Teoremi ve Tanım Kümesi Parametreye Bağlı Dağılımlar

Practice More

Üniform dağılım U(0,θ)U(0, \theta) için yeterli istatistiği hesaplayarak bu sonucun neden benzer olduğunu karşılaştırın.
Estimated Time:1m 30s
Question 103Question

Bir kamu araştırmasında, bir bölgedeki hanelerin belirli bir sosyal hizmetten yararlanma oranı olan pp parametresinin tahmini için Bernoulli dağılımı kullanılmaktadır. Araştırmacılar, bu oranın karesi olan p2p^2 değerini tahmin etmek amacıyla nn birimlik bağımsız ve rastgele bir örneklem üzerinden Xˉ\bar{X} örneklem ortalamasını kullanarak θ^n=Xˉ2\hat{\theta}_n = \bar{X}^2 En Çok Olabilirlik Tahmin Edicisini (MLE) önermişlerdir.

Buna göre, θ^n\hat{\theta}_n tahmin edicisinin yansızlık ve asimptotik yansızlık özellikleri hakkında aşağıdakilerden hangisi doğrudur?

Show answer & explanation

Answer: Yanlı bir tahmin edicidir ancak asimptotik olarak yansızdır.

Answer

Önerilen tahmin edici yanlı bir tahmin edicidir ancak asimptotik olarak yansızdır.
Doğru seçenek olan ifadeye göre tahmin edici yanlıdır çünkü sonlu bir nn değerinde beklenen değer p2+p(1p)np^2 + \frac{p(1-p)}{n} olup hedef parametre olan p2p^2 değerinden farklıdır. Ancak nn sonsuza giderken paydadaki nn terimi nedeniyle yan miktarı olan p(1p)n\frac{p(1-p)}{n} sıfıra gider ve beklenen değer p2p^2 olur. Bu durum asimptotik yansızlık tanımıyla tam olarak örtüşmektedir.

Step-by-Step Solution

1
Tahmin edicinin beklenen değerini formüle dökün.
E(θ^n)=E(Xˉ2)=Var(Xˉ)+[E(Xˉ)]2E(\hat{\theta}_n) = E(\bar{X}^2) = Var(\bar{X}) + [E(\bar{X})]^2
Bir rastgele değişkenin karesinin beklenen değeri, varyansı ile beklenen değerinin karesinin toplamına eşittir.
2
Bernoulli dağılımı için gerekli istatistikleri yerine koyun.
E(Xˉ)=pE(\bar{X}) = p ve Var(Xˉ)=p(1p)nVar(\bar{X}) = \frac{p(1-p)}{n} olduğu için E(Xˉ2)=p(1p)n+p2E(\bar{X}^2) = \frac{p(1-p)}{n} + p^2 bulunur.
Örneklem ortalamasının beklenen değeri kitle ortalamasına, varyansı ise kitle varyansının örneklem çapına bölümüne eşittir.
3
Yansızlık ve asimptotik yansızlık şartlarını kontrol edin.
E(θ^n)p2E(\hat{\theta}_n) \neq p^2 olduğundan yanlıdır; limnE(θ^n)=limn(p(1p)n+p2)=p2\lim_{n \rightarrow \infty} E(\hat{\theta}_n) = \lim_{n \rightarrow \infty} (\frac{p(1-p)}{n} + p^2) = p^2 olduğundan asimptotik yansızdır.
nn değeri arttıkça yan miktarı (p(1p)n \frac{p(1-p)}{n}) sıfıra yaklaşmaktadır.

Key Concept

Asimptotik yansızlık, bir tahmin edicinin beklenen değerinin örneklem hacmi sonsuza giderken hedef parametreye eşit olması durumudur.
Question 104Question

Tarım ve Orman Bakanlığı'nda görevli bir ziraat mühendisi, belirli bir bölgedeki mısır tarlalarından elde edilen verimi incelemektedir. Parsellerden alınan nn adet bağımsız ve aynı dağılımlı gözlem X1,X2,,XnX_1, X_2, \dots, X_n olsun. Bu dağılımın beklenen değeri E(Xi)=μE(X_i) = \mu ve varyansı Var(Xi)=σ2<Var(X_i) = \sigma^2 < \infty şeklindedir. Mühendis, μ\mu parametresi için yansız bir tahmin edici olarak ilk parselin verimini (μ^=X1\hat{\mu} = X_1) kullanmaktadır. Ancak daha sonra, T=i=1nXiT = \sum_{i=1}^n X_i istatistiğinin μ\mu için yeterli olduğunu fark etmiştir.

Rao-Blackwell teoremi kullanılarak E(X1T)E(X_1 | T) ifadesi ile elde edilen yeni tahmin edicinin varyansı aşağıdakilerden hangisine eşittir?

Show answer & explanation

Answer: σ2n\frac{\sigma^2}{n}

Answer

İyileştirilmiş tahmin edicinin varyansı σ2n\frac{\sigma^2}{n} ifadesine eşittir.
Rao-Blackwell teoremi uygulandığında, X1X_1 yansız tahmin edicisinin Xi\sum X_i yeterli istatistiği üzerindeki koşullu beklenen değeri örneklem ortalaması olan Xˉ\bar{X}'i verir. Örneklem ortalamasının varyansı ise ana kitle varyansının örneklem çapına bölünmesiyle (σ2/n\sigma^2/n) bulunur. Bu değer, orijinal tahmin edicinin varyansı olan σ2\sigma^2 değerinden daha küçüktür.

Step-by-Step Solution

1
Rao-Blackwell tahmin edicisini tanımla.
η=E(X1T)\eta = E(X_1 | T) burada T=i=1nXiT = \sum_{i=1}^n X_i
Teorem gereği, yansız bir tahmin edicinin yeterli bir istatistik üzerine koşullu beklenen değeri, en az onun kadar iyi bir tahmin edicidir.
2
Simetri özelliğini kullanarak koşullu beklenen değeri hesapla.
E(X1T)=E(X2T)==E(XnT)=1ni=1nE(XiT)=Tn=XˉE(X_1 | T) = E(X_2 | T) = \dots = E(X_n | T) = \frac{1}{n} \sum_{i=1}^n E(X_i | T) = \frac{T}{n} = \bar{X}
Gözlemler bağımsız ve aynı dağılımlı olduğu için toplam verildiğinde her bir gözlemin beklenen katkısı eşittir.
3
Elde edilen tahmin edicinin varyansını hesapla.
Var(Xˉ)=Var(Xin)=1n2Var(Xi)=nσ2n2=σ2nVar(\bar{X}) = Var\left(\frac{\sum X_i}{n}\right) = \frac{1}{n^2} \sum Var(X_i) = \frac{n \sigma^2}{n^2} = \frac{\sigma^2}{n}
Bağımsız değişkenlerin toplamının varyansı, varyansların toplamına eşittir ve sabit çarpan dışarı karesi alınarak çıkar.

Key Concept

Rao-Blackwell Teoremi ve Varyans İndirgeme

Alternative Method

Varyansın her zaman azalacağını veya eşit kalacağını (Var(E[θ^T])Var(θ^)Var(E[\hat{\theta}|T]) \leq Var(\hat{\theta})) bildiğimiz varyans ayrıştırma formülü (Var(X)=E[Var(XT)]+Var(E[XT])Var(X) = E[Var(X|T)] + Var(E[X|T])) üzerinden de mantık yürütülebilir.
Estimated Time:1m 30s
Question 105Question

Türkiye İstatistik Kurumu (TÜİK) tarafından gerçekleştirilen Hanehalkı İşgücü Araştırması'nda, bir bireyin istihdam edilme durumu pp (0<p<10 < p < 1) parametreli Bernoulli dağılımı ile modellenmektedir. nn bireyden oluşan rastgele bir örneklemde (X1,X2,,XnX_1, X_2, \dots, X_n), istihdam edilenler Xi=1X_i = 1 ve edilmeyenler Xi=0X_i = 0 olarak kaydedilmiştir. Araştırmada pp parametresi için yansız bir tahmin edici olarak T=X1T = X_1 ve bu parametre için yeterli bir istatistik olarak S=i=1nXiS = \sum_{i=1}^{n} X_i seçilmiştir. Rao-Blackwell teoremi uyarınca, TT tahmin edicisinin SS yeterli istatistiği üzerindeki koşullu beklentisi olan E(TS)E(T|S) tahmin edicisi aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: 1ni=1nXi\frac{1}{n} \sum_{i=1}^{n} X_i

Answer

Rao-Blackwell teoremi uygulanarak elde edilen yeni tahmin edici örneklem ortalaması olan 1ni=1nXi\frac{1}{n} \sum_{i=1}^{n} X_i ifadesidir.
Rao-Blackwell teoremi, yansız bir tahmin edicinin (TT) yeterli bir istatistik (SS) üzerine koşullu beklentisinin (E(TS)E(T|S)), orijinal tahmin ediciden daha küçük veya eşit varyansa sahip, yine yansız bir tahmin edici üreteceğini garanti eder. Bernoulli dağılımı için ilk gözlemin toplam başarı sayısı üzerine koşullu beklentisi, başarı sayısının örneklem hacmine oranına (örneklem ortalamasına) eşittir.

Step-by-Step Solution

1
Tahmin edici ve yeterli istatistiğin belirlenmesi
T=X1T = X_1 (yansız) ve S=i=1nXiS = \sum_{i=1}^{n} X_i (yeterli) olarak verilmiştir.
Teoremi uygulamak için başlangıçta yansız bir tahmin ediciye ve yeterli bir istatistiğe ihtiyaç vardır.
2
Koşullu beklenen değer formülünün kurulması
E(TS)=E(X1Xi=s)E(T|S) = E(X_1 | \sum X_i = s) işlemi tanımlanmıştır.
Rao-Blackwell teoremi, yeni tahmin edicinin TT'nin SS üzerindeki koşullu beklentisi olduğunu söyler.
3
Bernoulli dağılımı için olasılık hesaplamasının yapılması
P(X1=1Xi=s)=snP(X_1 = 1 | \sum X_i = s) = \frac{s}{n} olarak hesaplanır.
Bernoulli denemelerinde toplam başarı sayısı biliniyorken, herhangi bir denemenin başarılı olma olasılığı toplamın deneme sayısına oranıdır.
4
Tahmin edicinin fonksiyonel formunun yazılması
E(TS)=1ni=1nXi=XˉE(T|S) = \frac{1}{n} \sum_{i=1}^{n} X_i = \bar{X} sonucuna ulaşılır.
Gözlemlenen toplam değer yerine rastgele değişkenin kendisi yazılarak tahmin edici elde edilir.

Key Concept

Rao-Blackwell Teoremi

Practice More

Aynı problemin Poisson dağılımı için T=I(X1=0)T = I(X_1 = 0) gösterge değişkeni kullanılarak nasıl çözüleceğini inceleyiniz.

Alternative Method

Teoremin sonucu olarak elde edilen tahmin edicinin UMVUE (Düzgün En Küçük Varyanslı Yansız Tahmin Edici) olup olmadığını kontrol etmek için yeterli istatistiğin tam (complete) olup olmadığına bakılabilir; Bernoulli ailesi için toplam yeterli ve tamdır, dolayısıyla elde edilen örneklem ortalaması UMVUE'dir.
Estimated Time:2m 0s
Question 106Question
Bir kamu hizmet biriminde vatandaşların başvuru sonuçlanma süresi XX (dakika), θ>0\theta > 0 olmak üzere f(x;θ)=1θex/θ,x>0f(x; \theta) = \frac{1}{\theta} e^{-x/\theta}, \quad x > 0 olasılık yoğunluk fonksiyonu ile verilen üstel dağılıma uygundur. Bu kütleden alınan nn birimlik rastgele bir örneklem için θ2\theta^2 parametresinin herhangi bir yansız tahmin edicisinin varyansı için belirlenecek olan Cramer-Rao alt sınırı aşağıdakilerden hangisidir?
Show answer & explanation

Answer: 4θ4n\frac{4\theta^4}{n}

Answer

Cramer-Rao alt sınırı 4θ4n\frac{4\theta^4}{n} olarak bulunur.
Doğru seçenek olan 4θ4n\frac{4\theta^4}{n} ifadesi, verilen üstel dağılımın Fisher bilgisinin 1/θ21/\theta^2 olması ve tahmin edilmek istenen θ2\theta^2 parametresinin türevinin karesinin 4θ24\theta^2 olması neticesinde, bu değerlerin Cramer-Rao formülüne doğru bir şekilde yerleştirilmesiyle elde edilmiştir.

Step-by-Step Solution

1
Fisher Bilgisinin (I(θ)I(\theta)) hesaplanması.
I(θ)=1θ2I(\theta) = \frac{1}{\theta^2}
Üstel dağılım için log-olabilirlik fonksiyonunun ikinci türevinin beklenen değerinin negatifi Fisher bilgisini verir.
2
Tahmin edilen fonksiyonun (τ(θ)=θ2\tau(\theta) = \theta^2) türevinin hesaplanması.
τ(θ)=2θ\tau'(\theta) = 2\theta
Cramer-Rao formülünde pay kısmında tahmin edilen fonksiyonun türevinin karesi yer alır.
3
Cramer-Rao alt sınırı formülünün uygulanması.
CRAS=[τ(θ)]2nI(θ)=(2θ)2n(1/θ2)=4θ2n/θ2=4θ4nCRAS = \frac{[\tau'(\theta)]^2}{n I(\theta)} = \frac{(2\theta)^2}{n \cdot (1/\theta^2)} = \frac{4\theta^2}{n/\theta^2} = \frac{4\theta^4}{n}
Belirlenen değerler formülde yerine konularak varyans için teorik alt sınır elde edilir.

Key Concept

Cramer-Rao Alt Sınırı, bir yansız tahmin edicinin varyansının alabileceği en küçük değeri belirleyen teorik bir sınırdır.
Question 107Question

Bir meteoroloji istasyonunda ölçülen rüzgar hızı XX rastgele değişkeni, σ>0\sigma > 0 parametreli Rayleigh dağılımına uymaktadır. Bu dağılımın olasılık yoğunluk fonksiyonu şöyledir:

f(x;σ)=xσ2ex22σ2,x0f(x; \sigma) = \frac{x}{\sigma^2} e^{-\frac{x^2}{2\sigma^2}}, \quad x \geq 0

Bu istasyondan alınan nn birimlik rastgele bir örneklem X1,X2,,XnX_1, X_2, \dots, X_n olduğuna göre, σ2\sigma^2 parametresinin her yansız tahmin edicisi için varyansın alabileceği en küçük değer (Cramer-Rao alt sınırı) aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: σ4n\frac{\sigma^4}{n}

Answer

Rayleigh dağılımı için σ2\sigma^2 parametresinin Cramer-Rao alt sınırı σ4n\frac{\sigma^4}{n} olarak hesaplanır.
Rayleigh dağılımı için tek bir gözlemin Fisher bilgisi I(σ)=4/σ2I(\sigma) = 4/\sigma^2 olarak bulunur. Tahmin edilmek istenen fonksiyon g(σ)=σ2g(\sigma) = \sigma^2 olduğundan, türevi g(σ)=2σg'(\sigma) = 2\sigma ve bu türevin karesi 4σ24\sigma^2 olur. Formül gereği bu değer nI(σ)n \cdot I(\sigma) ifadesine bölündüğünde sonuç σ4/n\sigma^4/n olarak elde edilir.

Step-by-Step Solution

1
Log-olabilirlik fonksiyonunun () tek bir gözlem için yazılması
lnf(x;σ)=lnx2lnσx22σ2\ln f(x; \sigma) = \ln x - 2 \ln \sigma - \frac{x^2}{2\sigma^2}
Fisher bilgisini hesaplamak için olasılık yoğunluk fonksiyonunun logaritması alınır.
2
Parametreye (σ\sigma) göre birinci ve ikinci türevlerin alınması
lnfσ=2σ+x2σ3\frac{\partial \ln f}{\partial \sigma} = -\frac{2}{\sigma} + \frac{x^2}{\sigma^3} ve 2lnfσ2=2σ23x2σ4\frac{\partial^2 \ln f}{\partial \sigma^2} = \frac{2}{\sigma^2} - \frac{3x^2}{\sigma^4}
Fisher bilgisi, log-olabilirlik fonksiyonunun ikinci türevinin negatif beklenen değeridir.
3
Fisher bilgisinin (I(σ)I(\sigma)) hesaplanması
I(σ)=E[2σ23X2σ4]=2σ2+3(2σ2)σ4=4σ2I(\sigma) = -E[\frac{2}{\sigma^2} - \frac{3X^2}{\sigma^4}] = -\frac{2}{\sigma^2} + \frac{3(2\sigma^2)}{\sigma^4} = \frac{4}{\sigma^2}
Rayleigh dağılımında E[X2]=2σ2E[X^2] = 2\sigma^2 olduğu bilgisi kullanılarak beklenen değer hesaplanır.
4
Tahmin edilecek fonksiyonun (g(σ)=σ2g(\sigma) = \sigma^2) türevinin alınması
g(σ)=2σg'(\sigma) = 2\sigma
Cramer-Rao formülünün pay kısmında parametrik fonksiyonun türevinin karesi yer alır.
5
Cramer-Rao Alt Sınır (CRAS) formülünün uygulanması
CRAS=[g(σ)]2nI(σ)=(2σ)2n(4/σ2)=4σ24n/σ2=σ4n\text{CRAS} = \frac{[g'(\sigma)]^2}{n \cdot I(\sigma)} = \frac{(2\sigma)^2}{n \cdot (4/\sigma^2)} = \frac{4\sigma^2}{4n/\sigma^2} = \frac{\sigma^4}{n}
Elde edilen tüm değerler standart varyans alt sınır formülünde yerine konur.

Key Concept

Cramer-Rao eşitsizliği, düzenlilik koşulları altında yansız bir tahmin edicinin varyansının alt sınırını Fisher bilgisi aracılığıyla belirler.
Estimated Time:2m 0s
Question 108Question

Bir kamu kurumu tarafından yürütülen veri analizi çalışmasında, kitle ortalaması μ\mu parametresini tahmin etmek amacıyla nn birimlik bir örneklem üzerinden μ^=Xˉ+3n\hat{\mu} = \bar{X} + \frac{3}{n} tahmin edicisi tanımlanmıştır. Buna göre, bu tahmin edicinin yanlılık ve asimptotik yansızlık özellikleri ile ilgili aşağıdakilerden hangisi doğrudur?

Show answer & explanation

Answer: Tahmin edici yanlıdır ancak asimptotik olarak yansızdır.

Answer

Tahmin edici yanlıdır ancak asimptotik olarak yansızdır.
Verilen tahmin edicinin beklenen değeri hesaplandığında E(μ^)=μ+3/nE(\hat{\mu}) = \mu + 3/n sonucu elde edilir. Bu sonuç μ\mu parametresine eşit olmadığı için tahmin edici yanlıdır. Ancak, örneklem hacmi (nn) sonsuza giderken 3/n3/n ifadesi sıfıra yaklaştığından, beklenen değerin limiti μ\mu olur. Bu durum, tahmin edicinin asimptotik olarak yansız olduğunu kanıtlar.

Step-by-Step Solution

1
Tahmin edicinin beklenen değerini hesaplayın.
E(μ^)=E(Xˉ+3n)=E(Xˉ)+3n=μ+3nE(\hat{\mu}) = E(\bar{X} + \frac{3}{n}) = E(\bar{X}) + \frac{3}{n} = \mu + \frac{3}{n}
Beklenen değer operatörünün lineerlik özelliğini kullanarak her bir terimin beklenen değeri alınır.
2
Yanlılık durumunu kontrol edin.
E(μ^)μ=3n0E(\hat{\mu}) - \mu = \frac{3}{n} \neq 0
Beklenen değer kitle parametresine eşit olmadığı için tahmin edici yanlıdır.
3
Örneklem hacmi sonsuza giderken beklenen değerin limitini alın.
limnE(μ^)=limn(μ+3n)=μ+0=μ\lim_{n \to \infty} E(\hat{\mu}) = \lim_{n \to \infty} (\mu + \frac{3}{n}) = \mu + 0 = \mu
Asimptotik yansızlık için beklenen değerin limitinin parametreye eşit olması gerekir.

Key Concept

Asimptotik Yansızlık Tanımı
Estimated Time:45s
Question 109Question

Beklenen değeri E(X)=θE(X) = \theta ve varyansı 0<Var(X)=σ2<0 < Var(X) = \sigma^2 < \infty olan bir ana kütleden nn birimlik bağımsız ve aynı dağılımlı bir rastgele örneklem (X1,X2,,XnX_1, X_2, \dots, X_n) çekilmiştir. θ\theta parametresini tahmin etmek amacıyla aşağıdaki iki tahmin edici tanımlanmıştır:

T1=X1T_1 = X_1
T2=n+1nXˉT_2 = \frac{n+1}{n} \bar{X}

Buna göre, örneklem hacmi sonsuza giderken (nn \rightarrow \infty) bu tahmin edicilerin tutarlılık (consistency) özellikleri hakkında aşağıdakilerden hangisi doğrudur?

Show answer & explanation

Answer: T1T_1 tutarsız bir tahmin edicidir, T2T_2 ise tutarlıdır.

Answer

İlk gözlem değeri olan tahmin edicinin varyansı sıfıra yakınsamadığı için tutarsızdır; örneklem ortalamasının genişletilmiş hali ise asimptotik olarak yansız ve varyansı sıfıra gittiği için tutarlıdır.
Doğru seçenek, ilk gözlemin varyansının örneklem hacmi artsa bile azalmadığını (tutarsız olduğunu) ve katsayılı örneklem ortalamasının ise hem beklenen değerinin parametreye yaklaştığını hem de varyansının sıfıra indiğini (tutarlı olduğunu) ifade eden açıklamadır.

Step-by-Step Solution

1
T1T_1 tahmin edicisinin asimptotik davranışını inceleyin.
E(T1)=θE(T_1) = \theta (yansız) ve Var(T1)=σ2Var(T_1) = \sigma^2.
Tutarlılık için Var(Tn)0Var(T_n) \rightarrow 0 şartı kontrol edilmelidir. Burada nn \rightarrow \infty iken σ20\sigma^2 \neq 0 olduğundan T1T_1 tutarsızdır.
2
T2T_2 tahmin edicisinin beklenen değer limitini hesaplayın.
E(T2)=n+1nE(Xˉ)=n+1nθθE(T_2) = \frac{n+1}{n} E(\bar{X}) = \frac{n+1}{n} \theta \rightarrow \theta.
Tahmin edicinin asimptotik olarak yansız olup olmadığı tutarlılık için önemli bir göstergedir.
3
T2T_2 tahmin edicisinin varyans limitini hesaplayın.
Var(T2)=(n+1n)2Var(Xˉ)=(n+1n)2σ2n10=0Var(T_2) = (\frac{n+1}{n})^2 Var(\bar{X}) = (\frac{n+1}{n})^2 \frac{\sigma^2}{n} \rightarrow 1 \cdot 0 = 0.
Hem asimptotik yansızlık şartı sağlandığı hem de varyans sıfıra gittiği için T2T_2 tutarlı bir tahmin edicidir.

Key Concept

Hata Kareler Ortalaması (MSE) sıfıra giden tahmin ediciler tutarlıdır.

Practice More

Tutarlılık için asimptotik yansızlık ve varyansın sıfıra gitme şartlarını diğer parametre tahmin edicileri (örneğin maksimum olabilirlik tahmin edicileri) üzerinde test edebilirsiniz.
Estimated Time:50s
Question 110Question

Bir araştırmacı, kitleye ait bilinmeyen bir θ\theta parametresini tahmin etmek amacıyla θ^\hat{\theta} tahmin edicisini kullanmaktadır. Bu tahmin edicinin beklenen değeri E(θ^)=θ+0,2E(\hat{\theta}) = \theta + 0,2 ve varyansı Var(θ^)=0,16Var(\hat{\theta}) = 0,16 olarak hesaplanmıştır.

Buna göre, bu tahmin edicinin Hata Kareler Ortalaması (MSE) değeri aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: 0,20

Answer

Hata Kareler Ortalaması (MSE) değeri 0,20 olarak bulunur.
Hata Kareler Ortalaması (MSE), bir tahmin edicinin kalitesini ölçen bir kriterdir ve MSE(θ^)=Var(θ^)+[E(θ^)θ]2MSE(\hat{\theta}) = Var(\hat{\theta}) + [E(\hat{\theta}) - \theta]^2 formülü ile hesaplanır. Soruda verilen beklenen değer E(θ^)=θ+0,2E(\hat{\theta}) = \theta + 0,2 olduğundan yan miktarı 0,20,2 olur. Bu değerin karesi 0,040,04 olup, varyans olan 0,160,16 ile toplandığında sonuç 0,200,20 olarak elde edilir.

Step-by-Step Solution

1
Tahmin edicinin yan (bias) miktarını hesapla.
Yan(θ^)=E(θ^)θ=(θ+0,2)θ=0,2Yan(\hat{\theta}) = E(\hat{\theta}) - \theta = (\theta + 0,2) - \theta = 0,2
MSE formülünde kullanılacak olan sistematik hatayı (yan miktarını) belirlemek gerekir.
2
MSE ayrıştırma formülünü hatırla.
MSE(θ^)=Var(θ^)+[Yan(θ^)]2MSE(\hat{\theta}) = Var(\hat{\theta}) + [Yan(\hat{\theta})]^2
Hata kareler ortalaması, varyans ile yan miktarının karesinin toplamına eşittir.
3
Verilen değerleri formülde yerine koy ve sonucu hesapla.
MSE(θ^)=0,16+(0,2)2=0,16+0,04=0,20MSE(\hat{\theta}) = 0,16 + (0,2)^2 = 0,16 + 0,04 = 0,20
Varyans ve yan miktarının karesi toplanarak toplam karesel hata bulunur.

Key Concept

Hata Kareler Ortalaması (MSE) Bileşenleri

Practice More

Yansız bir tahmin edicinin MSE değerinin neden varyansına eşit olduğunu düşününüz.
Estimated Time:45s
Question 111Question

Beklenen değeri E(X)=θE(X) = \theta ve varyansı 0<Var(X)=σ2<0 < Var(X) = \sigma^2 < \infty olan bir kitleye ait nn birimlik bağımsız ve aynı dağılımlı bir örneklem dikkate alınsın. θ\theta parametresini tahmin etmek amacıyla aşağıdaki iki istatistik önerilmiştir:

I. T1=n+1nXˉT_1 = \frac{n+1}{n} \bar{X}
II. T2=X1T_2 = X_1

Buna göre, örneklem hacmi sonsuza giderken (nn \rightarrow \infty) bu tahmin edicilerin tutarlılık (consistency) özellikleri hakkında aşağıdakilerden hangisi doğrudur?

Show answer & explanation

Answer: T1T_1 tutarlı bir tahmin edici iken, T2T_2 tutarsız bir tahmin edicidir.

Answer

T1T_1 tahmin edicisi asimptotik olarak yansız ve varyansı sıfıra gittiği için tutarlı iken, T2T_2 tahmin edicisinin varyansı örneklem hacminden bağımsız olarak sabit kaldığı için tutarsızdır.
Doğru seçenek, T1T_1'in yanlı olmasına rağmen asimptotik olarak beklenen değerinin θ\theta'ya yaklaşması ve varyansının sıfıra gitmesi nedeniyle tutarlı olduğunu; T2T_2'nin ise yansız olmasına rağmen varyansının σ2\sigma^2 olarak sabit kalması nedeniyle tutarsız olduğunu ifade eder.

Step-by-Step Solution

1
T1T_1 için beklenen değer ve varyans limitlerini hesaplayın.
E(T1)=n+1nθθE(T_1) = \frac{n+1}{n}\theta \rightarrow \theta ve Var(T1)=(n+1n)2σ2n0Var(T_1) = (\frac{n+1}{n})^2 \frac{\sigma^2}{n} \rightarrow 0
Tutarlılık için asimptotik yansızlık ve varyansın sıfıra gitmesi yeterli şartlardır.
2
T2T_2 için beklenen değer ve varyans limitlerini hesaplayın.
E(T2)=θE(T_2) = \theta ve Var(T2)=σ2Var(T_2) = \sigma^2
T2T_2 sadece tek bir gözlem kullandığı için varyansı nn değerinden etkilenmez.
3
Sonuçları karşılaştırarak tutarlılık durumunu belirleyin.
T1T_1 tutarlı, T2T_2 tutarsızdır.
T2T_2'nin varyansı nn \rightarrow \infty iken σ2>0\sigma^2 > 0 kalmaktadır, bu da zayıf büyük sayılar yasasına göre yakınsamayı engeller.

Key Concept

Bir tahmin edicinin tutarlı olabilmesi için örneklem hacmi büyüdükçe Hata Kareler Ortalamasının (MSE) sıfıra gitmesi (yani hem yan miktarının hem de varyansın sıfıra yaklaşması) gerekir.
Question 112Question

XX rastgele değişkeni, 0<p<10 < p < 1 olmak üzere pp parametreli Bernoulli dağılımına sahiptir. Bu dağılımın olasılık fonksiyonu f(x;p)=px(1p)1x,x{0,1}f(x; p) = p^x (1-p)^{1-x}, x \in \{0, 1\} olarak verildiğine göre, tek bir gözlem için Fisher bilgi miktarı (I(p)I(p)) aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: 1p(1p)\frac{1}{p(1-p)}

Answer

Bernoulli dağılımı için tek bir gözleme dayalı Fisher bilgi miktarı 1p(1p)\frac{1}{p(1-p)} ifadesine eşittir.
Bernoulli dağılımı için log-olabilirlik fonksiyonunun ikinci türevinin negatif beklenen değeri hesaplandığında, sonuç paydada p(1p)p(1-p) çarpımını veren rasyonel ifadeye ulaşır. Bu değer, verinin parametre hakkında taşıdığı bilgi miktarını temsil eder.

Step-by-Step Solution

1
Log-olabilirlik fonksiyonunu oluşturun.
lnf(x;p)=xlnp+(1x)ln(1p)\ln f(x; p) = x \ln p + (1-x) \ln(1-p)
Fisher bilgisini hesaplamak için olasılık fonksiyonunun doğal logaritması alınmalıdır.
2
pp parametresine göre birinci türevi alın.
lnfp=xp1x1p\frac{\partial \ln f}{\partial p} = \frac{x}{p} - \frac{1-x}{1-p}
Skor fonksiyonunu (score function) bulmak için birinci türev gereklidir.
3
pp parametresine göre ikinci türevi hesaplayın.
2lnfp2=xp21x(1p)2\frac{\partial^2 \ln f}{\partial p^2} = -\frac{x}{p^2} - \frac{1-x}{(1-p)^2}
Fisher bilgisi tanımı gereği ikinci türevin beklenen değerini kullanır.
4
Negatif beklenen değeri hesaplayarak Fisher bilgisini bulun.
I(p)=E[Xp21X(1p)2]=pp2+1p(1p)2=1p+11p=1p(1p)I(p) = -E\left[-\frac{X}{p^2} - \frac{1-X}{(1-p)^2}\right] = \frac{p}{p^2} + \frac{1-p}{(1-p)^2} = \frac{1}{p} + \frac{1}{1-p} = \frac{1}{p(1-p)}
E[X]=pE[X]=p olduğu kullanılarak sonuç sadeleştirilir.

Key Concept

Fisher Bilgi Miktarı (Fisher Information)

Hints

1
Fisher bilgisini bulmak için önce olasılık fonksiyonunun logaritmasını alarak işe başlayın.
2
Logaritması alınmış fonksiyonun parametreye (pp) göre iki kez türevini almanız ve sonucun negatif beklenen değerine bakmanız gerekir.
3
Bernoulli dağılımında E[X]=pE[X] = p olduğunu hatırlayın ve ikinci türevdeki XX terimi yerine bu değeri koyun.

Practice More

Aynı dağılım için nn örneklem hacmi verildiğinde, örneklem ortalamasının varyansının Cramer-Rao alt sınırına ulaşıp ulaşmadığını kontrol edebilirsiniz.

Alternative Method

Fisher bilgisi aynı zamanda birinci türevin karesinin beklenen değeri E[(plnf(X;p))2]E[(\frac{\partial}{\partial p} \ln f(X; p))^2] formülüyle de hesaplanabilir. Bu yolla varyans tanımına ulaşarak aynı sonucu elde edebilirsiniz.
Estimated Time:45s
Question 113Question

İstatistiksel tahmin teorisinde, Rao-Blackwell teoremi yardımıyla mevcut bir yansız tahmin edicinin iyileştirilmesi amaçlanmaktadır. Bir WW yansız tahmin edicisinin, bir TT istatistiği üzerinden koşullu beklenen değeri olan E(WT)E(W|T) ifadesinin bilinmeyen parametreden bağımsız bir "tahmin edici" olabilmesi için TT istatistiğinin taşıması gereken temel özellik aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: TT istatistiğinin parametre için yeterli (sufficient) olması

Answer

İstatistiğin parametre için yeterli (sufficient) olması durumu Rao-Blackwell teoreminin uygulanabilmesi için zorunlu şarttır.
Rao-Blackwell teoremi, WW yansız bir tahmin edici ve TT yeterli bir istatistik olduğunda, E(WT)E(W|T) ifadesinin hem yansız kalacağını hem de varyansının WW'dan daha küçük veya eşit olacağını kanıtlar. Burada TT'nin yeterli olması, bu koşullu beklenen değerin hesaplanırken bilinmeyen parametreye ihtiyaç duymamasını ve dolayısıyla sonucun bir 'tahmin edici' olmasını sağlar.

Step-by-Step Solution

1
Rao-Blackwell dönüşümünün yapısını analiz etme
W=E(WT)W^* = E(W|T) ifadesinin tanımlanması
Teorem, bir yansız tahmin edicinin bir istatistik üzerine koşullandırılmasına dayanır.
2
Tahmin edici tanımını kontrol etme
E(WT)E(W|T) ifadesinin bilinmeyen parametreyi (θ\theta) içermemesi gerektiği
Bir fonksiyonun istatistik/tahmin edici olabilmesi için sadece örneklem değerlerine bağlı olması şarttır.
3
Yeterlilik (sufficiency) tanımı ile ilişkilendirme
Koşullu beklentinin θ\theta'dan bağımsız olmasının TT'nin yeterli olması ile sağlanması
Yeterli istatistik tanımı gereği, örneklemin bu istatistik üzerindeki koşullu dağılımı parametreden bağımsızdır.

Key Concept

Rao-Blackwell teoreminin uygulanabilmesi için koşullandırma yapılan istatistiğin yeterli (sufficient) olması gerekir; aksi takdirde elde edilen sonuç parametreye bağlı olacağından bir tahmin edici niteliği taşımaz.
Question 114Question

Beklenen değeri θ\theta olan üstel dağılıma sahip bir kitleden nn birimlik bir rastgele örneklem çekilmiştir. θ\theta parametresini tahmin etmek amacıyla θ^=nn+1Xˉ\hat{\theta} = \frac{n}{n+1} \bar{X} istatistiği kullanılmaktadır. Buna göre, θ^\hat{\theta} tahmin edicisinin yan (bias) miktarı aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: θn+1-\frac{\theta}{n+1}

Answer

Tahmin edicinin yan miktarı θn+1-\frac{\theta}{n+1} olarak hesaplanır.
Yan miktarı, bir tahmin edicinin beklenen değeri ile hedef parametre arasındaki fark olarak tanımlanır. Bu soruda tahmin edicinin beklenen değeri nθn+1\frac{n\theta}{n+1} olarak bulunur. Bu değerden parametre olan θ\theta çıkarıldığında, negatif yönlü bir yan miktarı olan θn+1-\frac{\theta}{n+1} sonucuna ulaşılır.

Step-by-Step Solution

1
Örneklem ortalamasının beklenen değerini belirleyin.
E[Xˉ]=θE[\bar{X}] = \theta
Üstel dağılımda kitle beklenen değeri θ\theta ise, örneklem ortalamasının beklenen değeri de θ\theta olur.
2
Tahmin edicinin beklenen değerini (E[θ^]E[\hat{\theta}]) hesaplayın.
E[θ^]=E[nn+1Xˉ]=nn+1E[Xˉ]=nθn+1E[\hat{\theta}] = E\left[\frac{n}{n+1} \bar{X}\right] = \frac{n}{n+1} E[\bar{X}] = \frac{n\theta}{n+1}
Beklenen değer operatörünün lineerlik özelliği kullanılarak katsayı dışarı çıkarılır.
3
Yan (bias) miktarı formülünü uygulayın.
B(θ^)=E[θ^]θ=nθn+1θ=nθ(n+1)θn+1=θn+1B(\hat{\theta}) = E[\hat{\theta}] - \theta = \frac{n\theta}{n+1} - \theta = \frac{n\theta - (n+1)\theta}{n+1} = -\frac{\theta}{n+1}
Yan miktarı, tahmin edicinin beklenen değeri ile parametre arasındaki farktır.

Key Concept

Yan miktarı (bias), bir tahmin edicinin beklenen değerinin tahmin edilen parametreden ne kadar uzak olduğunu gösteren ölçüdür: B(θ^)=E[θ^]θB(\hat{\theta}) = E[\hat{\theta}] - \theta.
Estimated Time:45s
Question 115Question
Bir kitleden alınan nn birimli X1,X2,,XnX_1, X_2, \dots, X_n rassal örnekleminin olasılık yoğunluk fonksiyonu, θ>0\theta > 0 olmak üzere f(x;θ)=2xθ2,0<x<θf(x; \theta) = \frac{2x}{\theta^2}, \quad 0 < x < \theta olarak verilmiştir. Neyman Çarpanlara Ayırma Teoremi'ne göre θ\theta parametresi için yeterli istatistik aşağıdakilerden hangisidir?
Show answer & explanation

Answer: X_{(n)} = \max(X_1, \dots, X_n)

Answer

Yeterli istatistik, örneklem maksimumu olan X(n)X_{(n)} değeridir.
Olabilirlik fonksiyonu düzenlendiğinde, parametre olan θ\theta ile gözlemlerin etkileşimi sadece I(x(n)<θ)I(x_{(n)} < \theta) ve 1/θ2n1/\theta^{2n} terimleri üzerinden gerçekleşmektedir. Neyman Çarpanlara Ayırma Teoremi gereği, parametreye bağlı olan bu kısmın sadece x(n)x_{(n)} istatistiğine bağlı olması, örneklem maksimumunun yeterli istatistik olduğunu kanıtlar.

Step-by-Step Solution

1
Olabilirlik fonksiyonunu yazın.
L(θ)=i=1n2xiθ2I(0,θ)(xi)=2nθ2n(xi)I(0,θ)(xi)L(\theta) = \prod_{i=1}^n \frac{2x_i}{\theta^2} I_{(0, \theta)}(x_i) = \frac{2^n}{\theta^{2n}} (\prod x_i) \prod I_{(0, \theta)}(x_i)
Yeterlilik analizi için tüm gözlemleri içeren ortak dağılım fonksiyonu oluşturulmalıdır.
2
Gösterge fonksiyonlarını örneklem istatistikleri cinsinden ifade edin.
i=1nI(0,θ)(xi)=I(0<x(1)<x(n)<θ)=I(x(n)<θ)I(x(1)>0)\prod_{i=1}^n I_{(0, \theta)}(x_i) = I_{(0 < x_{(1)} < x_{(n)} < \theta)} = I_{(x_{(n)} < \theta)} \cdot I_{(x_{(1)} > 0)}
Tüm gözlemlerin üst sınırın altında kalması, en büyük gözlemin (maksimum) bu sınırın altında kalması demektir.
3
Neyman Çarpanlara Ayırma Teoremi'ni uygulayın (L(θ)=g(T(x),θ)h(x)L(\theta) = g(T(x), \theta) h(x)).
g(x(n),θ)=1θ2nI(x(n)<θ)g(x_{(n)}, \theta) = \frac{1}{\theta^{2n}} I_{(x_{(n)} < \theta)} ve h(x)=2n(xi)I(x(1)>0)h(x) = 2^n (\prod x_i) I_{(x_{(1)} > 0)}
Fonksiyon, parametreye ve yalnızca maksimum değerine bağlı olan bir kısım ile sadece gözlemlere bağlı olan bir kısma ayrılabilmektedir.

Key Concept

Neyman Çarpanlara Ayırma Teoremi ve Destek Kümesi Parametreye Bağlı Dağılımlar
Estimated Time:1m 15s
Question 116Question

Bilinmeyen bir θ\theta parametresine sahip bir kitle içinden seçilen nn birimlik rastgele bir örneklemde, tek bir gözleme ilişkin Fisher bilgi miktarı I(θ)I(\theta) ile gösterilmektedir. Düzenlilik (regularity) koşullarının sağlandığı varsayımı altında, g(θ)=2θ1g(\theta) = 2\theta - 1 parametrik fonksiyonunun yansız bir tahmin edicisinin varyansı için Cramer-Rao alt sınırı aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: 4nI(θ)\frac{4}{n \cdot I(\theta)}

Answer

4nI(θ)\frac{4}{n \cdot I(\theta)}
Doğru cevap, yansız bir tahmin edicinin varyansının alt sınırını belirleyen formüldeki g(θ)g'(\theta) teriminin karesinin alınmasıyla elde edilir. g(θ)=2θ1g(\theta) = 2\theta - 1 fonksiyonunun türevi 2'dir ve karesi 4 olarak paya yazılır. Paydada ise örneklem büyüklüğü nn ile birim Fisher bilgisinin çarpımı yer alır.

Step-by-Step Solution

1
Parametrik fonksiyonun türevini alınız.
g(θ)=2θ1g(\theta) = 2\theta - 1 ise g(θ)=2g'(\theta) = 2 elde edilir.
Cramer-Rao alt sınırı formülünde parametrik fonksiyonun değişimi (türevi) dikkate alınmalıdır.
2
Cramer-Rao alt sınırı (CRLB) formülünü uygulayınız.
CRLB=[g(θ)]2nI(θ)CRLB = \frac{[g'(\theta)]^2}{n \cdot I(\theta)}
nn birimlik örneklem için toplam Fisher bilgisi nI(θ)n \cdot I(\theta) olup, pay kısmında türevin karesi yer alır.
3
Değerleri formülde yerine koyarak sonucu hesaplayınız.
22nI(θ)=4nI(θ)\frac{2^2}{n \cdot I(\theta)} = \frac{4}{n \cdot I(\theta)}
Matematiksel sadeleştirme sonucu nihai alt sınıra ulaşılır.

Key Concept

Cramer-Rao Alt Sınırı ve Fonksiyonel Dönüşümler
Estimated Time:45s
Question 117Question

Bir kitleye ait θ\theta parametresinin tahmini için kullanılan θ^\hat{\theta} tahmin edicisinin beklenen değeri E(θ^)=θ+3E(\hat{\theta}) = \theta + 3 ve varyansı Var(θ^)=7Var(\hat{\theta}) = 7 olarak hesaplanmıştır. Buna göre, bu tahmin edicinin hata kareler ortalaması (MSE) kaçtır?

Show answer & explanation

Answer: 16

Answer

Hata kareler ortalaması (MSE) değeri 16 olarak bulunur.
Hata Kareler Ortalaması (MSE), bir tahmin edicinin kalitesini ölçen temel bir kriterdir ve MSE(θ^)=Var(θ^)+[E(θ^)θ]2MSE(\hat{\theta}) = Var(\hat{\theta}) + [E(\hat{\theta}) - \theta]^2 şeklinde formüle edilir. Soru kökünde verilen E(θ^)=θ+3E(\hat{\theta}) = \theta + 3 ifadesinden yanlılık miktarının 3 olduğu görülmektedir. Bu değerin karesi olan 9, verilen varyans değeri olan 7 ile toplandığında 7+9=167 + 9 = 16 sonucuna ulaşılır.

Step-by-Step Solution

1
Tahmin edicinin yanlılık (bias) miktarını belirleyin.
Bias(θ^)=E(θ^)θ=(θ+3)θ=3Bias(\hat{\theta}) = E(\hat{\theta}) - \theta = (\theta + 3) - \theta = 3
MSE hesaplamasında varyansın yanına eklenmesi gereken yanlılık bileşenini bulmak gerekir.
2
Hata Kareler Ortalaması (MSE) formülünü uygulayın.
MSE(θ^)=Var(θ^)+[Bias(θ^)]2MSE(\hat{\theta}) = Var(\hat{\theta}) + [Bias(\hat{\theta})]^2
MSE, tahmin edicinin değişkenliği (varyans) ile parametreden sistemli sapmasının (yanlılık karesi) toplamıdır.
3
Verilen değerleri formülde yerine yerleştirerek sonucu hesaplayın.
MSE(θ^)=7+(3)2=7+9=16MSE(\hat{\theta}) = 7 + (3)^2 = 7 + 9 = 16
Matematiksel toplama işlemi ile nihai hata miktarı bulunur.

Key Concept

Hata Kareler Ortalaması (MSE) ayrışımı: Varyans + Yanlılık²

Hints

1
MSE'nin varyans ve yanlılık ile olan ilişkisini hatırlayın.
2
MSE=Varyans+(Yanlılık)2MSE = Varyans + (Yanlılık)^2 formülünü kullanın.
3
Yanlılık, beklenen değer ile gerçek parametre arasındaki farktır; burada bu fark 3'tür.

Practice More

Eğer tahmin edici yansız (unbiased) olsaydı, MSE değerinin neye eşit olacağını düşününüz.

Alternative Method

MSE tanımından yola çıkarak E[(θ^θ)2]E[(\hat{\theta} - \theta)^2] beklenen değerini açtığınızda doğrudan Var(θ^)+[E(θ^)θ]2Var(\hat{\theta}) + [E(\hat{\theta}) - \theta]^2 toplamına ulaşırsınız.
Estimated Time:45s
Question 118Question

Bir araştırmacı, bir bölgedeki hanelerin internet erişimine sahip olup olmadığını belirlemek amacıyla nn hanelik bir rastgele örneklem seçmiştir. Her hane için 'erişim var' (11) veya 'erişim yok' (00) değerleri kaydedilmiştir. İnternet erişim olasılığı pp (0<p<10 < p < 1) olan Bernoulli dağılımının bir parametreli üstel aile (exponential family) üyesi olduğu bilindiğine göre, bu örneklem için pp parametresine ait hem yeterli hem de tam (complete) istatistik aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: i=1nXi\sum_{i=1}^n X_i

Answer

Gözlemlerin toplamı (Xi\sum X_i), Bernoulli dağılımı için hem yeterli hem de tam bir istatistiktir.
Gözlemlerin toplamı (Xi\sum X_i), Bernoulli dağılımı bir üstel aile üyesi olduğu ve parametre uzayı (0<p<10 < p < 1) açık bir aralık olduğu için Lehmann-Scheffe teoremi gereği hem yeterli hem de tam bir istatistiktir.

Step-by-Step Solution

1
Olasılık fonksiyonunu üstel aile formunda yazın.
f(x;p)=exp(xln(p1p)+ln(1p))f(x; p) = \exp\left(x \ln\left(\frac{p}{1-p}\right) + \ln(1-p)\right)
Dağılımın üstel aile formunda olup olmadığını ve yeterli istatistiğin yapısını belirlemek için.
2
Yeterli istatistiği (T(x)T(x)) belirleyin.
T(X)=i=1nXiT(X) = \sum_{i=1}^n X_i
Üstel aile formunda xx teriminin katsayısı olan istatistik, örneklem için yeterli istatistiği verir.
3
Tamlık (completeness) özelliğini kontrol edin.
İstatistik tamdır.
Düzenli bir üstel ailede, parametre uzayı açık bir aralık içeriyorsa, yeterli istatistik aynı zamanda tamdır.

Key Concept

Üstel ailelerde yeterli istatistiğin tamlığı
Question 119Question

Bir kamu araştırmasında kullanılan θ\theta parametresine ait θ^n\hat{\theta}_n tahmin edicisinin beklenen değeri E(θ^n)=θ+4nE(\hat{\theta}_n) = \theta + \frac{4}{n} olarak belirlenmiştir. Buna göre, bu tahmin edicinin asimptotik yansızlık özelliği ile ilgili aşağıdakilerden hangisi söylenebilir?

Show answer & explanation

Answer: Tahmin edici asimptotik yansızdır çünkü nn \rightarrow \infty iken beklenen değerin limiti θ\theta parametresine eşittir.

Answer

Tahmin edici asimptotik yansızdır çünkü örneklem hacmi sonsuza giderken beklenen değer parametrenin kendisine eşittir.
Verilen tahmin edicinin beklenen değeri E(θ^n)=θ+4nE(\hat{\theta}_n) = \theta + \frac{4}{n} şeklindedir. nn \rightarrow \infty iken 4n\frac{4}{n} terimi 00'a gideceği için beklenen değerin limiti θ\theta olur. Bu durum, asimptotik yansızlık tanımını tam olarak karşılar.

Step-by-Step Solution

1
Tahmin edicinin beklenen değerinin limitini nn \rightarrow \infty için hesaplayın.
limnE(θ^n)=limn(θ+4n)\lim_{n \rightarrow \infty} E(\hat{\theta}_n) = \lim_{n \rightarrow \infty} \left( \theta + \frac{4}{n} \right)
Asimptotik yansızlığı kontrol etmek için beklenen değerin limitine bakılması gerekir.
2
Limit işlemini sonuçlandırın.
θ+0=θ\theta + 0 = \theta
nn sonsuza giderken 4n\frac{4}{n} terimi sıfıra yakınsar.
3
Limit sonucunu kitle parametresi ile karşılaştırın.
Limit değeri kitle parametresi olan θ\theta'ya eşit olduğu için tahmin edici asimptotik yansızdır.
Bir tahmin edicinin beklenen değerinin limiti parametrenin kendisine eşitse o tahmin edici asimptotik yansız kabul edilir.

Key Concept

Asimptotik yansızlık, bir tahmin edicinin beklenen değerinin örneklem hacmi sonsuza giderken hedef parametreye yaklaşmasıdır.

Hints

1
Asimptotik yansızlık için tahmin edicinin beklenen değerinin limitini almanız gerekir.

Practice More

Yanlılık (bias) miktarının limitinin sıfır olup olmadığını kontrol ederek de aynı sonuca varabilirsiniz.
Estimated Time:45s
Question 120Question

Bir kitle parametresi θ\theta için önerilen θ^\hat{\theta} tahmin edicisinin yanlılığı (bias) B(θ^)=1B(\hat{\theta}) = -1 ve varyansı Var(θ^)=3Var(\hat{\theta}) = 3 olarak belirlenmiştir.

Buna göre, bu tahmin edicinin hata kareler ortalaması (MSEMSE) değeri aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: 4

Answer

Hata kareler ortalaması (MSEMSE) değeri 4 olarak hesaplanır.
Hata Kareler Ortalaması (MSEMSE), bir tahmin edicinin varyansı ile yanlılığının karesinin toplamına eşittir (MSE=Var+Bias2MSE = Var + Bias^2). Soruda verilen Var=3Var = 3 ve Bias=1Bias = -1 değerleri formülde yerine konulduğunda 3+(1)2=43 + (-1)^2 = 4 sonucu elde edilir.

Step-by-Step Solution

1
Tahmin edicinin yanlılığının (bias) karesini hesaplayın.
[B(θ^)]2=(1)2=1[B(\hat{\theta})]^2 = (-1)^2 = 1
Hata kareler ortalaması formülünde yanlılık bileşeni karesel olarak yer alır.
2
Hesaplanan yanlılık karesi ile tahmin edicinin varyansını toplayın.
MSE(θ^)=Var(θ^)+[B(θ^)]2=3+1=4MSE(\hat{\theta}) = Var(\hat{\theta}) + [B(\hat{\theta})]^2 = 3 + 1 = 4
MSE tanımı gereği toplam hatayı varyans ve yanlılık bileşenlerine ayırır.

Key Concept

Hata Kareler Ortalaması (MSE) Bileşenleri
PreviousPage 6 / 9Next
Nokta Tahmini ve Özellikleri Practice Questions — KPSS İstatistik — Page 6 | Examkin