Nokta Tahmini ve Özellikleri

172 questions

Question 121Question

Bir olasılık dağılımından çekilen rastgele bir örneklem için TT istatistiğinin, bilinmeyen θ\theta parametresi için tam (complete) ve yeterli (sufficient) bir istatistik olduğu bilinmektedir.

Buna göre, E[g(T)]=θE[g(T)] = \theta eşitliğini sağlayan g(T)g(T) istatistiği için aşağıdakilerden hangisi kesinlikle doğrudur?

Show answer & explanation

Answer: θ\theta parametresi için düzgün en küçük varyanslı yansız tahmin edicidir (UMVUE).

Answer

θ\theta parametresi için düzgün en küçük varyanslı yansız tahmin edicidir (UMVUE).
Lehmann-Scheffe teoremi, bir parametre için tam ve yeterli bir istatistik (TT) mevcutsa, bu istatistiğin yansız bir fonksiyonunun (g(T)g(T)) o parametre için düzgün en küçük varyanslı yansız tahmin edici (UMVUE) olacağını ve bu tahmin edicinin eşsiz olduğunu belirtir.

Step-by-Step Solution

1
Teoremin ön koşullarını analiz et.
TT istatistiğinin hem tam (complete) hem de yeterli (sufficient) olduğu verilmiştir.
Lehmann-Scheffe teoreminin uygulanabilmesi için istatistiğin tam yeterli olması gerekir.
2
Tahmin edicinin yansızlık durumunu kontrol et.
E[g(T)]=θE[g(T)] = \theta olduğu için g(T)g(T) yansız bir tahmin edicidir.
UMVUE tanımı gereği tahmin edicinin öncelikle yansız olması şarttır.
3
Lehmann-Scheffe teoremini uygula.
g(T)g(T) istatistiği, θ\theta için tek ve düzgün en küçük varyanslı yansız tahmin edicidir.
Teorem, tam yeterli bir istatistiğe dayalı yansız tahmin edicinin en iyi (minimum varyanslı) yansız tahmin edici olduğunu garanti eder.

Key Concept

Lehmann-Scheffe Teoremi

Practice More

Rao-Blackwell teoremi ile Lehmann-Scheffe teoremi arasındaki farkı (tamlık şartının rolü) inceleyiniz.
Estimated Time:45s
Question 122Question

Bir kitlenin olasılık yoğunluk fonksiyonu θ>0\theta > 0 parametresi ile f(x;θ)=θeθx,x>0f(x; \theta) = \theta e^{-\theta x}, \quad x > 0 olarak tanımlanmıştır. Buna göre, bu dağılıma sahip tek bir gözlem için Fisher bilgi miktarı I(θ)I(\theta) aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: 1θ2\frac{1}{\theta^2}

Answer

Verilen üstel dağılım için tek bir gözleme ait Fisher bilgi miktarı 1/θ21/\theta^2 olarak hesaplanır.
Verilen üstel dağılımın logaritması alındığında lnθθx\ln \theta - \theta x elde edilir. Bu ifadenin θ\theta parametresine göre iki kez türevi alındığında 1/θ2-1/\theta^2 sonucuna ulaşılır. Fisher bilgi miktarının tanımı gereği, bu değerin negatif beklenen değeri olan 1/θ21/\theta^2 doğru cevaptır.

Step-by-Step Solution

1
Tek bir gözlem için olasılık yoğunluk fonksiyonunun doğal logaritması (log-olabilirlik) alınır.
lnf(x;θ)=lnθθx\ln f(x; \theta) = \ln \theta - \theta x
Fisher bilgi miktarını hesaplamak için log-olabilirlik fonksiyonu üzerinden türev alınması gerekir.
2
Log-olabilirlik fonksiyonunun θ\theta parametresine göre birinci türevi alınır.
lnf(x;θ)θ=1θx\frac{\partial \ln f(x; \theta)}{\partial \theta} = \frac{1}{\theta} - x
İkinci türeve ulaşmak için önce birinci türev (skor fonksiyonu) hesaplanmalıdır.
3
Elde edilen ifadenin θ\theta parametresine göre ikinci türevi alınır.
2lnf(x;θ)θ2=1θ2\frac{\partial^2 \ln f(x; \theta)}{\partial \theta^2} = -\frac{1}{\theta^2}
Fisher bilgisi, ikinci türevin beklenen değerine bağlıdır.
4
İkinci türevin negatif beklenen değeri alınarak Fisher bilgi miktarı bulunur.
I(θ)=E[1θ2]=1θ2I(\theta) = -E\left[-\frac{1}{\theta^2}\right] = \frac{1}{\theta^2}
Fisher bilgi miktarının tanımı gereği ikinci türevin negatif beklenen değeri hesaplanır. İfade sabit olduğundan beklenen değer kendisine eşittir.

Key Concept

Fisher Bilgi Miktarı (Fisher Information)

Alternative Method

Fisher bilgi miktarı aynı zamanda birinci türevin varyansı (Var[1/θX]Var[1/\theta - X]) olarak da hesaplanabilir. Burada Var(X)=1/θ2Var(X) = 1/\theta^2 olduğu bilindiğinden sonuç doğrudan bulunur.
Estimated Time:1m 30s
Question 123Question

Beklenen değeri λ\lambda olan Poisson dağılımına sahip bir kitleden nn birimlik X1,X2,,XnX_1, X_2, \dots, X_n rastgele örneklemi çekilmiştir. λ\lambda parametresi için λ^=Xˉ+1n\hat{\lambda} = \bar{X} + \frac{1}{n} şeklinde bir tahmin edici tanımlanmıştır. Buna göre, bu tahmin edicinin yan (bias) miktarı aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: 1n\frac{1}{n}

Answer

Tahmin edicinin yan miktarı 1/n1/n olarak hesaplanır.
Tahmin edicinin beklenen değeri hesaplandığında E[λ^]=E[Xˉ]+1/n=λ+1/nE[\hat{\lambda}] = E[\bar{X}] + 1/n = \lambda + 1/n sonucu elde edilir. Yan miktarı tanımı gereği B(λ^)=E[λ^]λB(\hat{\lambda}) = E[\hat{\lambda}] - \lambda olduğundan, λ+1/nλ=1/n\lambda + 1/n - \lambda = 1/n değeri doğru yan miktarıdır.

Step-by-Step Solution

1
Tahmin edicinin beklenen değerini hesaplayın.
E[λ^]=E[Xˉ+1n]=E[Xˉ]+E[1n]E[\hat{\lambda}] = E[\bar{X} + \frac{1}{n}] = E[\bar{X}] + E[\frac{1}{n}]
Beklenen değer operatörünün lineerlik özelliği kullanılarak toplama işlemi ayrıştırılır.
2
Örneklem ortalamasının beklenen değerini yerine koyun.
E[Xˉ]=λE[\bar{X}] = \lambda
Herhangi bir dağılımda örneklem ortalamasının beklenen değeri kitle ortalamasına eşittir.
3
Tahmin edicinin tam beklenen değerini bulun.
E[λ^]=λ+1nE[\hat{\lambda}] = \lambda + \frac{1}{n}
Sabit bir sayının beklenen değeri kendisine eşit olduğundan Xˉ\bar{X}'in beklenen değerine 1/n1/n eklenir.
4
Yan (bias) miktarını hesaplayın.
B(λ^)=E[λ^]λ=(λ+1n)λ=1nB(\hat{\lambda}) = E[\hat{\lambda}] - \lambda = (\lambda + \frac{1}{n}) - \lambda = \frac{1}{n}
Yan miktarı, tahmin edicinin beklenen değeri ile tahmin edilmek istenen gerçek parametre değeri arasındaki farktır.

Key Concept

Yan (bias) miktarı, bir tahmin edicinin beklenen değerinin hedef parametreden ne kadar saptığını ölçer.

Practice More

Eğer tahmin edici λ^=nn+1Xˉ\hat{\lambda} = \frac{n}{n+1}\bar{X} şeklinde tanımlansaydı yan miktarının nasıl değişeceğini hesaplayarak çarpımsal yan durumunu pekiştirebilirsiniz.
Estimated Time:45s
Question 124Question

Bir belediyenin ulaşım dairesi, şehir içi ortalama yolculuk süresini (μ\mu) tahmin etmek için yeni bir model kullanmaktadır. Bu modele ait μ^\hat{\mu} tahmin edicisinin yanlılık (bias) miktarı B(μ^)=4B(\hat{\mu}) = 4 dakika ve varyansı Var(μ^)=9Var(\hat{\mu}) = 9 olarak hesaplanmıştır. Buna göre, bu tahmin edicinin Hata Kareler Ortalaması (MSE) değeri aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: 25

Answer

Tahmin edicinin Hata Kareler Ortalaması (MSE) 25 olarak bulunur.
Hata Kareler Ortalaması (MSE), tahmin edicinin varyansı ile yanlılık (bias) miktarının karesinin toplamı olarak tanımlanır. Bu soruda varyans 9 ve yanlılık 4 olarak verildiğinden, hesaplama 9+42=9+16=259 + 4^2 = 9 + 16 = 25 şeklinde gerçekleşir.

Step-by-Step Solution

1
Tahmin ediciye ilişkin verilen istatistiksel değerleri belirlemek.
Varyans Var(μ^)=9Var(\hat{\mu}) = 9 ve Yanlılık (Bias) B(μ^)=4B(\hat{\mu}) = 4.
Hesaplama için gerekli olan temel bileşenleri saptamak.
2
Hata Kareler Ortalaması (MSE) ile varyans ve yanlılık arasındaki ilişkiyi gösteren formülü yazmak.
MSE(μ^)=Var(μ^)+[B(μ^)]2MSE(\hat{\mu}) = Var(\hat{\mu}) + [B(\hat{\mu})]^2
Yanlı bir tahmin edicinin hata performansını ölçmek için doğru matematiksel modeli seçmek.
3
Verilen sayısal değerleri formülde yerine koyarak işlemi tamamlamak.
MSE(μ^)=9+42=9+16=25MSE(\hat{\mu}) = 9 + 4^2 = 9 + 16 = 25.
Doğru aritmetik işlem sırasıyla sonuca ulaşmak.

Key Concept

Hata Kareler Ortalaması (MSE), bir tahmin edicinin hem varyansını hem de yanlılığını içeren kapsamlı bir hata ölçütüdür ve MSE=Varyans+Yanlılık2MSE = Varyans + Yanlılık^2 şeklinde hesaplanır.
Estimated Time:45s
Question 125Question

X1,X2,,XnX_1, X_2, \dots, X_n birimleri, parametresi θ>0\theta > 0 olan ve olasılık fonksiyonu

f(x;θ)=eθθxx!,x=0,1,2,f(x; \theta) = \frac{e^{-\theta} \theta^x}{x!}, \quad x=0, 1, 2, \dots

şeklinde verilen Poisson dağılımından seçilmiş rastgele bir örneklemdir. Buna göre, θ\theta parametresinin yansız bir tahmin edicisi için Cramer-Rao alt sınırı aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: θn\frac{\theta}{n}

Answer

Poisson dağılımı için θ\theta parametresinin yansız bir tahmin edicisine ilişkin Cramer-Rao alt sınırı θn\frac{\theta}{n} ifadesine eşittir.
Doğru yanıt olan ifadede, Poisson dağılımı için hesaplanan 1/θ1/\theta değerindeki Fisher bilgisi, nn gözlemli Cramer-Rao alt sınırı formülünde (1/[nI(θ)]1/[n \cdot I(\theta)]) yerine konulduğunda paydadaki 1/θ1/\theta ters dönerek paya geçer ve sonuç θ/n\theta/n olur.

Step-by-Step Solution

1
Log-olabilirlik fonksiyonunu belirleyin.
lnf(x;θ)=θ+xlnθlnx!\ln f(x; \theta) = -\theta + x \ln \theta - \ln x!
Fisher bilgi miktarını hesaplamak için log-olabilirlik fonksiyonunun türevleri gereklidir.
2
Parametreye göre birinci ve ikinci türevleri alın.
θlnf=xθ1\frac{\partial}{\partial \theta} \ln f = \frac{x}{\theta} - 1 ve 2θ2lnf=xθ2\frac{\partial^2}{\partial \theta^2} \ln f = -\frac{x}{\theta^2}
Fisher bilgisi, log-olabilirlik fonksiyonunun ikinci türevinin negatif beklenen değeridir.
3
Tek bir gözlem için Fisher bilgi miktarını (I(θ)I(\theta)) hesaplayın.
I(θ)=E[Xθ2]=E(X)θ2=θθ2=1θI(\theta) = -E\left[ -\frac{X}{\theta^2} \right] = \frac{E(X)}{\theta^2} = \frac{\theta}{\theta^2} = \frac{1}{\theta}
Poisson dağılımında beklenen değer E(X)=θE(X) = \theta olduğu için sadeleştirme yapılır.
4
Cramer-Rao alt sınırı formülünü uygulayın.
Var(θ^)1nI(θ)=1n(1/θ)=θnVar(\hat{\theta}) \geq \frac{1}{n I(\theta)} = \frac{1}{n (1/\theta)} = \frac{\theta}{n}
nn birimlik örneklem için alt sınır, tek gözlemlik Fisher bilgisinin nn katının tersidir.

Key Concept

Cramer-Rao Alt Sınırı (CRAS)
Estimated Time:45s
Question 126Question

Bir parametre tahmin çalışmasında, örneklem çapı nn olan bir kitle için θ\theta parametresinin θ^n\hat{\theta}_n tahmin edicisinin beklenen değeri E(θ^n)=(15n)θE(\hat{\theta}_n) = \left(1 - \frac{5}{n}\right)\theta şeklinde ifade edilmektedir.

Buna göre, söz konusu tahmin edici için aşağıdakilerden hangisi söylenebilir?

Show answer & explanation

Answer: Beklenen değerin limiti θ\theta olduğu için asimptotik yansızlık özelliği sağlanır ancak her nn için yanlıdır.

Answer

Beklenen değerin limiti parametrenin kendisine eşit olduğu için asimptotik yansızlık özelliği sağlanır ancak sonlu örneklemlerde yanlıdır.
Tahmin edicinin beklenen değeri E(θ^n)=θ5θ/nE(\hat{\theta}_n) = \theta - 5\theta/n olarak verilmiştir. Bu ifade θ\theta değerinden farklı olduğu için tahmin edici yanlıdır. Ancak örneklem çapı nn sonsuza giderken 5θ/n5\theta/n terimi sıfıra yaklaştığından, beklenen değerin limiti θ\theta olur. Bu durum tahmin edicinin asimptotik olarak yansız olduğunu kanıtlar.

Step-by-Step Solution

1
Tahmin edicinin yanlı olup olmadığını kontrol etmek için beklenen değerini inceleyin.
E(θ^n)=θ5θnE(\hat{\theta}_n) = \theta - \frac{5\theta}{n}
Bir tahmin edicinin yansız olması için beklenen değerinin tahmin edilen parametreye eşit olması gerekir.
2
Yan (bias) miktarını hesaplayın.
B(θ^n)=E(θ^n)θ=5θnB(\hat{\theta}_n) = E(\hat{\theta}_n) - \theta = -\frac{5\theta}{n}
Yan miktarı sıfırdan farklı olduğu için tahmin edici yanlıdır.
3
Asimptotik yansızlık özelliği için beklenen değerin nn \rightarrow \infty iken limitini hesaplayın.
limnE(θ^n)=limn(θ5θn)=θ\lim_{n \to \infty} E(\hat{\theta}_n) = \lim_{n \to \infty} \left( \theta - \frac{5\theta}{n} \right) = \theta
Limit değeri parametrenin kendisine (θ\theta) eşit olduğundan asimptotik yansızlık şartı sağlanır.

Key Concept

Asimptotik Yansızlık
Estimated Time:45s
Question 127Question

İstatistiksel tahmin teorisinde, üstel ailelerin (exponential families) özelliklerinden yararlanılarak tamlık (completeness) özelliği kolaylıkla belirlenebilmektedir. kk-parametreli bir üstel ailede, doğal (kanonik) parametre uzayının kk-boyutlu bir açık küme içermesi durumunda, bu dağılım için tanımlanan yeterli istatistik hakkında aşağıdakilerden hangisi her zaman doğrudur?

Show answer & explanation

Answer: Tam (complete) bir istatistiktir.

Answer

Parametre uzayı bir açık küme içeren k-parametreli bir üstel ailede yeterli istatistik tamdır (complete).
Üstel aileler teorisinde, eğer bir dağılım ailesi k-parametreli tam bir üstel aile formunda yazılabiliyorsa ve parametre uzayı k-boyutlu bir açık küme içeriyorsa, bu dağılım için tanımlanan yeterli istatistik aynı zamanda tam (complete) bir istatistiktir. Bu özellik, Lehmann-Scheffe teoremi aracılığıyla benzersiz en iyi yansız tahmin edicilerin (UMVUE) bulunmasında kritik rol oynar.

Step-by-Step Solution

1
Üstel aile formunun ve yeterli istatistiğin belirlenmesi
f(x;θ)=h(x)c(θ)exp[wj(θ)tj(x)]f(x; \theta) = h(x)c(\theta)\exp[\sum w_j(\theta)t_j(x)]
Bir dağılımın üstel aile olup olmadığını anlamak için olabilirlik fonksiyonu bu formda yazılır ve T(X)=t(Xi)T(X) = \sum t(X_i) yeterli istatistiği bulunur.
2
Tamlık teoremindeki parametre uzayı şartının kontrol edilmesi
Doğal parametre uzayının açık bir küme içermesi
Yeterli istatistiğin tam olması için parametrelerin (kanonik formda) değişim aralığının bir açık aralık veya küme içermesi gerekir (curved exponential family olmamalıdır).
3
Sonucun ifade edilmesi
İstatistik tam ve yeterlidir.
Belirtilen şartlar altında üstel aileler için yeterli istatistiğin tam olduğu teorik olarak kanıtlanmıştır.

Key Concept

Üstel Ailelerde Tamlık Teoremi
Estimated Time:45s
Question 128Question

Bir kitle parametresi θ\theta için önerilen θ^\hat{\theta} tahmin edicisinin varyansı 0150{}15 ve yan (bias) miktarı 020{}2 olarak hesaplanmıştır. Buna göre, bu tahmin edicinin hata kareler ortalaması (MSE) değeri kaçtır?

Show answer & explanation

Answer: 0,19

Answer

Hata kareler ortalaması (MSE) değeri 0,19 olarak bulunur.
Doğru cevap olan 0,19 değeri, MSE=Varyans+Yan2MSE = Varyans + Yan^2 formülünün hatasız uygulanmasıyla elde edilir. 015+(02)2=015+004=0190{}15 + (0{}2)^2 = 0{}15 + 0{}04 = 0{}19 işlemi matematiksel olarak doğrudur.

Step-by-Step Solution

1
MSE formülünü hatırla.
MSE(θ^)=Var(θ^)+[Bias(θ^)]2MSE(\hat{\theta}) = Var(\hat{\theta}) + [Bias(\hat{\theta})]^2
Bir tahmin edicinin hata kareler ortalaması, varyansı ile yan miktarının karesinin toplamına eşittir.
2
Verilen değerleri formülde yerine koy.
MSE(θ^)=015+(02)2MSE(\hat{\theta}) = 0{}15 + (0{}2)^2
Varyans 0150{}15 ve yan miktarı 020{}2 olarak verilmiştir.
3
Yan miktarının karesini hesapla.
(02)2=004(0{}2)^2 = 0{}04
MSE hesaplamasında yan miktarının kendisi değil, karesi kullanılır.
4
Varyans ve yan karesini topla.
015+004=0190{}15 + 0{}04 = 0{}19
Toplama işlemi sonucunda toplam hata karesi elde edilir.

Key Concept

Hata Kareler Ortalaması (MSE) Ayrışımı

Practice More

Yansız bir tahmin edici (Unbiased Estimator) durumunda MSE ile Varyans arasındaki ilişkiyi inceleyiniz.
Estimated Time:45s
Question 129Question

Bir araştırmacı, kitle ortalaması μ\mu ve kitle varyansı σ2\sigma^2 olan bir anakütleden nn hacimli bir rastgele örneklem seçmiştir. Araştırmacı, μ\mu parametresini tahmin etmek amacıyla Xˉ=1ni=1nXi\bar{X} = \frac{1}{n} \sum_{i=1}^n X_i fonksiyonunu kullanmaktadır. Bu istatistiksel süreçte yer alan temel kavramlarla ilgili aşağıdakilerden hangisi doğrudur?

Show answer & explanation

Answer: Xˉ\bar{X} bir tahmin edicidir (estimator), μ\mu ise sabit bir kitle parametresidir.

Answer

İstatistiksel çıkarım sürecinde Xˉ\bar{X} fonksiyonu bir tahmin edici, μ\mu ise tahmin edilen kitle parametresidir.
Matematiksel istatistikte, anakütle özelliklerini temsil eden μ\mu gibi sabit değerlere parametre denir. Bu parametreleri kestirmek için örneklem gözlemlerine dayalı olarak oluşturulan Xˉ\bar{X} gibi fonksiyonlar ise tahmin edici (estimator) olarak tanımlanır.

Step-by-Step Solution

1
Parametre tanımını hatırla
μ\mu kitleye ait, genellikle bilinmeyen sabit bir değerdir.
Kavramsal çerçeveyi oturtmak.
2
Tahmin edici (İstatistik) tanımını yap
Xˉ\bar{X} örneklem verilerinin bir fonksiyonudur ve bilinmeyen parametre içermez.
Tahmin edicinin bir rastgele değişken olduğunu anlamak.
3
Tahmin ve Tahmin Edici ayrımını belirle
Fonksiyon (TT) tahmin edicidir; fonksiyonda veriler yerine yazılınca çıkan sayı (tt) tahmindir.
İşlemsel sonuç ile teorik model farkını kavramak.

Key Concept

Tahmin Edici, Tahmin ve Parametre Ayrımı
Estimated Time:45s
Question 130Question

Bir kitle, parametresi λ\lambda olan Poisson dağılımına sahiptir. Bu kitleden çekilen nn birimlik bir rastgele örneklem için T=i=1nXiT = \sum_{i=1}^n X_i istatistiğinin λ\lambda parametresi için tam (complete) ve yeterli (sufficient) bir istatistik olduğu bilinmektedir. Buna göre, Lehmann-Scheffe Teoremi uyarınca λ\lambda parametresinin düzgün en küçük varyanslı yansız tahmin edicisi (UMVUE) aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

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

Answer

Örneklem ortalaması olan Xˉ=1ni=1nXi\bar{X} = \frac{1}{n} \sum_{i=1}^n X_i ifadesidir.
Lehmann-Scheffe Teoremi'ne göre, eğer TT tam ve yeterli bir istatistik ise, bu istatistiğin yansız olan herhangi bir fonksiyonu λ\lambda parametresi için benzersiz düzgün en küçük varyanslı yansız tahmin edicidir (UMVUE). Örneklem ortalaması Xˉ\bar{X}, yeterli istatistik olan toplamın (TT) bir fonksiyonudur ve beklenen değeri doğrudan λ\lambda'ya eşit olduğu için bu şartları tam olarak karşılar.

Step-by-Step Solution

1
Dağılımın beklenen değerini belirleme
E[Xi]=λE[X_i] = \lambda
Poisson dağılımında kitle ortalaması parametreye eşittir.
2
Tam ve yeterli istatistiğin beklenen değerini hesaplama
E[T]=E[Xi]=nλE[T] = E[\sum X_i] = n\lambda
Toplamın beklenen değeri, beklenen değerlerin toplamına eşittir.
3
Yansızlık şartını sağlayacak fonksiyonu oluşturma
E[Tn]=1nE[T]=nλn=λE[\frac{T}{n}] = \frac{1}{n} E[T] = \frac{n\lambda}{n} = \lambda
Lehmann-Scheffe Teoremi'ne göre tam ve yeterli istatistiğin yansız bir fonksiyonu UMVUE'dir.

Key Concept

Lehmann-Scheffe Teoremi ve UMVUE Bulma

Hints

1
Bir tahmin edicinin UMVUE olması için öncelikle yansız (E[θ^]=θE[\hat{\theta}] = \theta) olması gerektiğini hatırlayın.
2
Lehmann-Scheffe Teoremi, UMVUE'nin tam ve yeterli istatistiğin bir fonksiyonu olması gerektiğini söyler. Burada T=XiT = \sum X_i tam ve yeterli istatistiktir.
3
TT istatistiğini hangi sayıya bölerseniz beklenen değeri tam olarak λ\lambda olur?

Practice More

Aynı dağılım için λ2\lambda^2 parametresinin UMVUE'sini bulmaya çalışarak konuyu pekiştirebilirsiniz.

Alternative Method

Rao-Blackwell teoremi kullanılarak da yansız bir tahmin edicinin (X1X_1 gibi), tam ve yeterli istatistik (TT) üzerine koşullu beklenen değeri alınarak E[X1T]=XˉE[X_1 | T] = \bar{X} sonucu elde edilebilir.
Estimated Time:45s
Question 131Question

Bir θ\theta parametresinin tahmini için kullanılan bir θ^n\hat{\theta}_n tahmin edicisinin beklenen değeri E(θ^n)=n5nθE(\hat{\theta}_n) = \frac{n-5}{n} \theta olarak verilmiştir.

Buna göre, bu tahmin edicinin asimptotik yansızlık özelliği ile ilgili aşağıdakilerden hangisi doğrudur?

Show answer & explanation

Answer: Tahmin edici asimptotik olarak yansızdır.

Answer

Tahmin edici asimptotik olarak yansızdır.
Tahmin edicinin beklenen değerinin limiti nn \to \infty durumunda parametrenin kendisine (θ\theta) eşit çıktığı için, asimptotik yansızlık tanımı gereği bu ifade doğrudur.

Step-by-Step Solution

1
Tahmin edicinin beklenen değerinin nn sonsuza giderkenki limitini kurun.
limnE(θ^n)=limn(n5nθ)\lim_{n \to \infty} E(\hat{\theta}_n) = \lim_{n \to \infty} \left( \frac{n-5}{n} \theta \right)
Asimptotik yansızlığın tanımı gereği beklenen değerin limit davranışı incelenmelidir.
2
Limit işlemini gerçekleştirin.
limn(15n)θ=(10)θ=θ\lim_{n \to \infty} \left( 1 - \frac{5}{n} \right) \theta = (1 - 0) \theta = \theta
nn değeri sonsuza giderken 5n\frac{5}{n} terimi sıfıra yakınsar.
3
Bulunan limiti asimptotik yansızlık tanımı ile karşılaştırın.
Limit θ\theta olduğu için tahmin edici asimptotik yansızdır.
Limitin parametrenin kendisine eşit olması, tahmin edicinin örneklem büyüdükçe yansızlaştığını gösterir.

Key Concept

Bir θ^n\hat{\theta}_n tahmin edicisi için limnE(θ^n)=θ\lim_{n \to \infty} E(\hat{\theta}_n) = \theta şartı sağlanıyorsa, bu tahmin edici θ\theta için asimptotik olarak yansızdır.
Question 132Question

Bir kitleye ait beklenen değer E(X)=θE(X) = \theta ve varyans Var(X)=σ2<Var(X) = \sigma^2 < \infty olsun. Bu kitleden çekilen nn birimlik bağımsız ve aynı dağılımlı bir örnekleme dayalı olarak tanımlanan θ^1=X1\hat{\theta}_1 = X_1 ve θ^2=Xˉ+1n\hat{\theta}_2 = \bar{X} + \frac{1}{n} tahmin edicileri ile ilgili aşağıdakilerden hangisi doğrudur?

Show answer & explanation

Answer: θ^1\hat{\theta}_1 yansız ancak tutarsızdır; θ^2\hat{\theta}_2 yanlı ancak tutarlıdır.

Answer

İlk tahmin edici (X1X_1) yansız olmasına rağmen varyansı sıfıra gitmediği için tutarsızdır; ikinci tahmin edici ise yanlı olmasına rağmen hata kareler ortalaması sıfıra gittiği için tutarlıdır.
Tahmin edicilerin tutarlılığı, örneklem hacmi büyüdükçe tahmin edicinin gerçek parametre değerine ne kadar yaklaştığıyla ilgilidir. Sadece ilk gözlemi kullanan tahmin edici (X1X_1) yansızdır ancak bilgi artışı (n'in artması) hassasiyetini artırmaz, dolayısıyla tutarsızdır. Örneklem ortalamasına bir ekleme yapan tahmin edici (Xˉ+1/n\bar{X} + 1/n) ise yanlıdır, fakat n büyüdükçe bu yan etkisi (1/n1/n) ve varyansı (Var(Xˉ)Var(\bar{X})) sıfıra gider, bu da onu tutarlı kılar.

Step-by-Step Solution

1
θ^1=X1\hat{\theta}_1 = X_1 tahmin edicisinin özelliklerini belirle.
E(θ^1)=θE(\hat{\theta}_1) = \theta (Yansız) ve Var(θ^1)=σ2Var(\hat{\theta}_1) = \sigma^2.
Tek bir gözlemin beklenen değeri kitle ortalamasına eşittir, ancak varyansı örneklem hacminden (nn) bağımsızdır.
2
θ^1\hat{\theta}_1 için tutarlılığı kontrol et.
limnVar(θ^1)=σ20\lim_{n \to \infty} Var(\hat{\theta}_1) = \sigma^2 \neq 0.
Varyans nn \to \infty iken sıfıra yakınsamadığı için tahmin edici tutarsızdır.
3
θ^2=Xˉ+1n\hat{\theta}_2 = \bar{X} + \frac{1}{n} tahmin edicisinin özelliklerini belirle.
E(θ^2)=θ+1nE(\hat{\theta}_2) = \theta + \frac{1}{n} (Yanlı) ve Var(θ^2)=Var(Xˉ)=σ2nVar(\hat{\theta}_2) = Var(\bar{X}) = \frac{\sigma^2}{n}.
Örneklem ortalamasına sabit bir değer eklenmesi varyansı değiştirmez ancak beklenen değeri kaydırır.
4
θ^2\hat{\theta}_2 için tutarlılığı kontrol et.
limnE(θ^2)=θ\lim_{n \to \infty} E(\hat{\theta}_2) = \theta ve limnVar(θ^2)=0\lim_{n \to \infty} Var(\hat{\theta}_2) = 0.
Hata Kareler Ortalaması (MSE) sıfıra gittiği için (veya olasılıkta yakınsama şartı sağlandığı için) tahmin edici tutarlıdır.

Key Concept

Bir tahmin edicinin tutarlı olması için örneklem hacmi sonsuza giderken parametreye olasılıkta yakınsaması gerekir; bu genellikle asimptotik yansızlık ve varyansın sıfıra gitmesi ile sağlanır.

Hints

1
Tutarlılık için örneklem hacmi (nn) sonsuza giderken tahmin edicinin varyansının ve yan miktarının nasıl değiştiğine bakın.
2
X1X_1 tahmin edicisinin varyansı nn'e bağlı mıdır? Eğer değilse nn \to \infty limitinde sıfır olur mu?
3
Hata Kareler Ortalaması (MSE) hem yan miktarının karesini hem de varyansı içerir. MSE'si sıfıra giden tahmin ediciler tutarlıdır.

Practice More

Yansızlık ve tutarlılık arasındaki farkı daha iyi anlamak için sadece X1X_1 ve XnX_n gözlemlerinin ortalamasını alan bir tahmin edicinin özelliklerini inceleyin.

Alternative Method

Chebyshev eşitsizliğini kullanarak olasılıkta yakınsamayı kontrol edebilirsiniz; ancak bu soru için beklenen değer ve varyans limitlerine bakmak en hızlı yoldur.
Estimated Time:50s
Question 133Question

Bir kalite kontrol sürecinde kitlenin θ\theta parametresini tahmin etmek için kullanılan θ^\hat{\theta} tahmin edicisinin beklenen değeri E(θ^)=θ04E(\hat{\theta}) = \theta - 0{}4 ve varyansı Var(θ^)=009Var(\hat{\theta}) = 0{}09 olarak verilmiştir. Buna göre, bu tahmin edicinin hata kareler ortalaması (MSE) değeri kaçtır?

Show answer & explanation

Answer: 0,25

Answer

Tahmin edicinin hata kareler ortalaması (MSE) 0,25 olarak hesaplanır.
Doğru yanıt olan 0,25 değeri, MSE(θ^)=Var(θ^)+[E(θ^)θ]2MSE(\hat{\theta}) = Var(\hat{\theta}) + [E(\hat{\theta}) - \theta]^2 formülünün uygulanmasıyla elde edilir. Verilen değerlere göre 0,09+(0,4)2=0,09+0,16=0,250,09 + (-0,4)^2 = 0,09 + 0,16 = 0,25 sonucuna ulaşılır.

Step-by-Step Solution

1
Yanlılık (Bias) değerini hesaplayın.
B(θ^)=E(θ^)θ=(θ04)θ=04B(\hat{\theta}) = E(\hat{\theta}) - \theta = (\theta - 0{}4) - \theta = -0{}4
MSE formülünde kullanılan yanlılık bileşenini bulmak için beklenen değerden parametre çıkarılır.
2
Yanlılığın karesini hesaplayın.
[B(θ^)]2=(04)2=016[B(\hat{\theta})]^2 = (-0{}4)^2 = 0{}16
MSE formülü [Hata]2[Hata]^2 temelli olduğu için yanlılık payının karesi alınır.
3
Varyans ile yanlılığın karesini toplayarak MSE'yi bulun.
MSE(θ^)=Var(θ^)+[B(θ^)]2=009+016=025MSE(\hat{\theta}) = Var(\hat{\theta}) + [B(\hat{\theta})]^2 = 0{}09 + 0{}16 = 0{}25
Hata kareler ortalaması, varyans ve yan miktarının karesinin toplamına eşittir.

Key Concept

Hata Kareler Ortalaması (MSE) Formülü

Hints

1
MSE hesaplarken varyansın üzerine ne eklemeniz gerektiğini hatırlayın.
2
Önce E(θ^)θE(\hat{\theta}) - \theta işlemini yaparak yanlılığı (bias) bulun, sonra bu değerin karesini alın.

Practice More

Tahmin edici yansız (unbiased) olsaydı MSE değerinin neye eşit olacağını düşünün.
Estimated Time:45s
Question 134Question

Bir kitle parametresi θ\theta için önerilen iki farklı tahmin ediciye ilişkin şu bilgiler verilmektedir:

- T1T_1 tahmin edicisi her örneklem hacminde yansızdır (E(T1)=θE(T_1) = \theta) ancak örneklem hacmi nn sonsuza giderken varyansı sıfıra yaklaşmamaktadır (Var(T1)c>0Var(T_1) \rightarrow c > 0).
- T2T_2 tahmin edicisi yanlı bir tahmin edicidir ancak nn \rightarrow \infty iken hata kareler ortalaması (MSE) sıfıra yaklaşmaktadır (MSE(T2)0MSE(T_2) \rightarrow 0).

Bu bilgilere göre, tutarlılık (consistency) özelliği bakımından aşağıdakilerden hangisi doğrudur?

Show answer & explanation

Answer: T2T_2 tutarlı bir tahmin edicidir, T1T_1 ise tutarlı bir tahmin edici değildir.

Answer

Hata kareler ortalaması sıfıra giden tahmin edici (T2T_2) tutarlıdır, varyansı sıfıra gitmeyen yansız tahmin edici (T1T_1) tutarlı değildir.
Tutarlılık, örneklem hacmi sonsuza giderken tahmin edicinin gerçek parametre değerine olasılıkta yakınsamasıdır. Bir tahmin edicinin hata kareler ortalamasının (MSE) sıfıra gitmesi tutarlılık için yeterli bir şarttır. Verilen bilgilerde hata kareler ortalaması sıfıra giden tek tahmin edici ikinci tahmin edicidir. Birinci tahmin edici yansız olmasına rağmen varyansı sıfıra gitmediği için gerçek değere yakınsamaz, dolayısıyla tutarlı değildir.

Step-by-Step Solution

1
Tutarlılık tanımını ve yeterli koşulunu hatırla.
nn \rightarrow \infty iken MSE(Tn)0MSE(T_n) \rightarrow 0 olması tutarlılık için yeterli bir koşuldur.
Hata kareler ortalamasının (MSE) sıfıra gitmesi, tahmin edicinin parametreye olasılıkta yakınsadığını (TnPθT_n \xrightarrow{P} \theta) garanti eder.
2
T1T_1 tahmin edicisinin durumunu analiz et.
T1T_1 yansızdır ancak Var(T1)c>0Var(T_1) \rightarrow c > 0 olduğu için MSE(T1)=Var(T1)+Bias2=c+0=c0MSE(T_1) = Var(T_1) + Bias^2 = c + 0 = c \neq 0 olur.
MSE sıfıra gitmediği için T1T_1 tahmin edicisi tutarlı değildir.
3
T2T_2 tahmin edicisinin durumunu analiz et.
T2T_2 için doğrudan MSE(T2)0MSE(T_2) \rightarrow 0 bilgisi verilmiştir.
MSE'nin sıfıra gitmesi tutarlılık için yeterli olduğundan T2T_2 tutarlıdır.

Key Concept

Hata Kareler Ortalaması (MSE) ve Tutarlılık İlişkisi

Practice More

Yanlılık miktarı 1/n1/n ve varyansı 1/n1/n olan bir tahmin edicinin tutarlılığını inceleyebilirsiniz.
Estimated Time:45s
Question 135Question

Başarı olasılığı pp olan bir Bernoulli dağılımından nn birimlik X1,X2,,XnX_1, X_2, \dots, X_n rastgele örneklemi çekilmiştir. pp parametresini tahmin etmek amacıyla önerilen p^=i=1nXi+1n+2\hat{p} = \frac{\sum_{i=1}^{n} X_i + 1}{n+2} tahmin edicisinin yan (bias) miktarı aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: 12pn+2\frac{1 - 2p}{n+2}

Answer

Tahmin edicinin yan miktarı 12pn+2\frac{1 - 2p}{n+2} olarak hesaplanır.
Doğru cevap olan ifade, tahmin edicinin beklenen değerinden kitlenin gerçek parametresi olan pp çıkarıldığında elde edilen net farktır. Bernoulli dağılımında toplamın beklenen değeri npnp olduğu için, önerilen istatistiğin ortalaması np+1n+2\frac{np+1}{n+2} olur ve buradan pp çıkarıldığında sonuç elde edilir.

Step-by-Step Solution

1
Tahmin edicinin beklenen değerini hesaplayın.
E[p^]=E[Xi+1n+2]=E[Xi]+1n+2=np+1n+2E[\hat{p}] = E\left[\frac{\sum X_i + 1}{n+2}\right] = \frac{E[\sum X_i] + 1}{n+2} = \frac{np + 1}{n+2}
Beklenen değerin lineerlik özelliği ve Bernoulli dağılımında E[Xi]=pE[X_i] = p olması.
2
Yan (bias) formülünü uygulayın.
B(p^)=E[p^]pB(\hat{p}) = E[\hat{p}] - p
Yan miktarı, bir tahmin edicinin beklenen değeri ile gerçek parametre değeri arasındaki farktır.
3
İşlemi sadeleştirin.
np+1n+2p=np+1p(n+2)n+2=np+1np2pn+2=12pn+2\frac{np + 1}{n+2} - p = \frac{np + 1 - p(n+2)}{n+2} = \frac{np + 1 - np - 2p}{n+2} = \frac{1 - 2p}{n+2}
Ortak paydada buluşturarak aritmetik sadeleştirme yapılması.

Key Concept

Yan (Bias) Hesaplaması
Question 136Question

Bir kamu kurumu tarafından yürütülen çevre denetimleri kapsamında, bir göldeki su kirliliği seviyesini belirlemek amacıyla kitle ortalaması μ\mu ve varyansı σ2\sigma^2 olan bir kitle incelenmektedir. Bu kitleden rastgele seçilen n=2n=2 birimlik bir örneklem (X1,X2X_1, X_2) kullanılarak μ\mu parametresi için aşağıdaki iki yansız tahmin edici önerilmiştir:

T1=X1+X22T_1 = \frac{X_1 + X_2}{2}
T2=X1+2X23T_2 = \frac{X_1 + 2X_2}{3}

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

Show answer & explanation

Answer: 10/910/9

Answer

İki yansız tahmin edici arasındaki göreli etkinlik 10/910/9 olarak hesaplanır.
Tahmin edicilerin varyansları hesaplandığında Var(T1)=0.5σ2Var(T_1) = 0.5\sigma^2 ve Var(T2)0.55σ2Var(T_2) \approx 0.55\sigma^2 olduğu görülür. Göreli etkinlik formülü RE(T1,T2)=Var(T2)/Var(T1)RE(T_1, T_2) = Var(T_2) / Var(T_1) uygulandığında (5/9)/(1/2)=10/9(5/9) / (1/2) = 10/9 sonucu elde edilir. Bu değer 1'den büyük olduğu için T1T_1 tahmin edicisi T2T_2 tahmin edicisine göre daha etkindir.

Step-by-Step Solution

1
T1T_1 (örneklem ortalaması) tahmin edicisinin varyansını hesaplayın.
Var(T1)=Var(X1+X22)=14Var(X1)+14Var(X2)=2σ24=σ22Var(T_1) = Var(\frac{X_1 + X_2}{2}) = \frac{1}{4}Var(X_1) + \frac{1}{4}Var(X_2) = \frac{2\sigma^2}{4} = \frac{\sigma^2}{2}
Bağımsız gözlemlerin toplamının varyansı, varyansların toplamına eşittir ve katsayılar kareleri alınarak dışarı çıkar.
2
T2T_2 (ağırlıklı ortalama) tahmin edicisinin varyansını hesaplayın.
Var(T2)=Var(13X1+23X2)=19Var(X1)+49Var(X2)=5σ29Var(T_2) = Var(\frac{1}{3}X_1 + \frac{2}{3}X_2) = \frac{1}{9}Var(X_1) + \frac{4}{9}Var(X_2) = \frac{5\sigma^2}{9}
İkinci tahmin edicinin katsayıları 1/31/3 ve 2/32/3 olduğundan varyans hesabı bu katsayıların kareleri üzerinden yapılır.
3
T1T_1'in T2T_2'ye göre göreli etkinliğini (RERE) hesaplayın.
RE(T1,T2)=Var(T2)Var(T1)=5σ2/9σ2/2=59×21=109RE(T_1, T_2) = \frac{Var(T_2)}{Var(T_1)} = \frac{5\sigma^2/9}{\sigma^2/2} = \frac{5}{9} \times \frac{2}{1} = \frac{10}{9}
Göreli etkinlik, referans alınan tahmin edicinin varyansının paydada olduğu varyanslar oranıdır.

Key Concept

Göreli etkinlik, iki yansız tahmin edicinin varyanslarının birbirine oranıdır ve varyansı küçük olan tahmin edici daha etkindir.
Question 137Question

X1,X2,,XnX_1, X_2, \dots, X_n (n>1n > 1) bağımsız ve aynı dağılımlı rasgele örneklemi, beklenen değeri θ\theta ve varyansı θ2\theta^2 olan normal dağılımdan (XiN(θ,θ2)X_i \sim N(\theta, \theta^2)) alınmıştır. Burada θ(0,)\theta \in (0, \infty) bilinmeyen bir parametredir.

Bu dağılıma ait olabilirlik fonksiyonu dikkate alındığında, T=(i=1nXi,i=1nXi2)T = \left( \sum_{i=1}^n X_i, \sum_{i=1}^n X_i^2 \right) ortak istatistiğinin yeterlilik (sufficiency) ve tamlık (completeness) özellikleri hakkında aşağıdakilerden hangisi doğrudur?

Show answer & explanation

Answer: TT, θ\theta için yeterli bir istatistiktir ancak doğal parametre uzayı iki boyutlu bir açık bölge içermediği için tam (complete) bir istatistik değildir.

Answer

Doğru cevap, TT istatistiğinin yeterli olduğu ancak doğal parametre uzayının bir açık dikdörtgen içermemesi (kıvrımlı üstel aile olması) sebebiyle tam (complete) olmadığı seçenektir.
Dağılım incelendiğinde bir kıvrımlı üstel aile (curved exponential family) olduğu görülür. Ortak yeterli istatistik T=(i=1nXi,i=1nXi2)T = \left(\sum_{i=1}^n X_i, \sum_{i=1}^n X_i^2\right) olarak bulunur. Ancak dağılımın doğal parametreleri olan w1(θ)=1θw_1(\theta) = \frac{1}{\theta} ve w2(θ)=12θ2w_2(\theta) = -\frac{1}{2\theta^2} arasında w2=12w12w_2 = -\frac{1}{2}w_1^2 şeklinde deterministik bir ilişki vardır. Bu bağıntı sebebiyle parametre uzayı iki boyutlu bir açık alan (open rectangle) içermez, sadece bir eğriden ibarettir. Bu durum, üstel ailelerdeki tamlık teoreminin açık uzay önkoşulunu bozar. Nitekim E[(n+1)i=1nXi22(i=1nXi)2]=0E\left[(n+1)\sum_{i=1}^n X_i^2 - 2\left(\sum_{i=1}^n X_i\right)^2\right] = 0 eşitliği gösterir ki, TT'nin sıfırdan farklı bir fonksiyonunun beklenen değeri tüm θ\theta değerleri için sıfırdır. Tamlık tanımını bozan bu durum nedeniyle, yeterli olan bu istatistik tam (complete) değildir.

Step-by-Step Solution

1
Dağılımın olasılık yoğunluk fonksiyonunu yazarak üstel aile formuna dönüştürmek.
f(x;θ)=12πθexp(x22θ2+xθ12)f(x;\theta) = \frac{1}{\sqrt{2\pi}\theta} \exp\left(-\frac{x^2}{2\theta^2} + \frac{x}{\theta} - \frac{1}{2}\right) şeklinde ifade edilir.
Yeterli istatistiği bulmak ve tamlık analizini doğal parametreler üzerinden yapabilmek için denklemin üstel aile formunda incelenmesi gerekir.
2
Neyman Çarpanlara Ayırma Teoremi ile ortak yeterli istatistiği belirlemek.
Olabilirlik fonksiyonunda θ\theta'ya bağlı terimler Xi\sum X_i ve Xi2\sum X_i^2'yi içerdiğinden, ortak yeterli istatistik T=(Xi,Xi2)T = \left(\sum X_i, \sum X_i^2\right) olarak bulunur.
Yeterlilik (sufficiency) kavramı, örneklem bilgisinin bilinmeyen parametre hakkında hiçbir kayıp olmadan sıkıştırılabileceği istatistiği tanımlar.
3
Üstel ailenin doğal parametrelerini tanımlayıp uzayını analiz etmek.
Doğal parametreler w1=1θw_1 = \frac{1}{\theta} ve w2=12θ2w_2 = -\frac{1}{2\theta^2}'dir. Doğal parametre uzayı R2\mathbb{R}^2'de w2=12w12w_2 = -\frac{1}{2}w_1^2 eğrisini oluşturur.
Bir üstel ailede ortak yeterli istatistiğin tam (complete) olabilmesi için teorik olarak doğal parametre uzayının çok boyutlu bir açık bölge (dikdörtgen) içermesi koşulu incelenmelidir.
4
Tamlık tanımını ve parametre uzayı boyut koşulunu (açık bölge) değerlendirmek.
Doğal parametre uzayı R2\mathbb{R}^2'de yalnızca tek boyutlu bir parabolik eğri oluşturduğundan bu duruma 'kıvrımlı üstel aile' (curved exponential family) denir ve tamlık garantisi ortadan kalkar.
Teoremin boyut koşulu sağlanmadığı için doğrudan tamlık kararı verilemez, ispat yoluyla (beklenen değeri sıfır olan fonksiyonlar bularak) tamlığın olmadığı gösterilmelidir.
5
Beklenen değeri sıfır olan sıfırdan farklı bir fonksiyon yaratarak tamlığın ihlal edildiğini matematiksel olarak doğrulamak.
E[Xi2]=2nθ2E[\sum X_i^2] = 2n\theta^2 ve E[(Xi)2]=n(n+1)θ2E[(\sum X_i)^2] = n(n+1)\theta^2 olduğundan, g(T)=(n+1)Xi22(Xi)2g(T) = (n+1)\sum X_i^2 - 2(\sum X_i)^2 fonksiyonu yazılır. E[g(T)]=0E[g(T)] = 0 olmasına rağmen P(g(T)=0)1P(g(T)=0) \neq 1'dir.
Tamlığın katı tanımı gereği, her θ\theta için beklenen değeri sıfır olan fonksiyonların kendilerinin de 11 olasılıkla sıfır olması şarttır. g(T)g(T) bu kuralı ihlal ettiği için TT tam değildir.

Key Concept

Kıvrımlı Üstel Ailelerde (Curved Exponential Families) Yeterlilik ve Tamlık
Question 138Question

X1,X2,,XnX_1, X_2, \dots, X_n, θ>0\theta > 0 parametresine sahip ve olasılık yoğunluk fonksiyonu

f(x;θ)={1θ,θx2θ0,dig˘er durumlardaf(x; \theta) = \begin{cases} \frac{1}{\theta}, & \theta \leq x \leq 2\theta \\ 0, & \text{diğer durumlarda} \end{cases}

olan dağılımdan alınan nn çaplı bir rastgele örneklem olsun.

Bu örnekleme dayalı olarak, X(1)=min(X1,,Xn)X_{(1)} = \min(X_1, \dots, X_n) ve X(n)=max(X1,,Xn)X_{(n)} = \max(X_1, \dots, X_n) sıra istatistiklerini göstermek üzere, θ\theta parametresi için yeterli (sufficient) istatistik aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: (X(1),X(n))(X_{(1)}, X_{(n)})

Answer

θ\theta parametresi için yeterli istatistik (X(1),X(n))(X_{(1)}, X_{(n)}) vektörüdür.
Ortak olasılık yoğunluk fonksiyonu L(θ;x)=1θnI(θx(1))I(x(n)2θ)L(\theta; \mathbf{x}) = \frac{1}{\theta^n} I(\theta \leq x_{(1)}) I(x_{(n)} \leq 2\theta) şeklinde yazılır. Neyman Çarpanlara Ayırma Teoremi'ne göre, bu ifade g(T(x),θ)h(x)g(T(\mathbf{x}), \theta) \cdot h(\mathbf{x}) formatında yazıldığında, θ\theta'yı içeren kısım veriye sadece T(x)T(\mathbf{x}) üzerinden bağlı olmalıdır. Burada parametre θ\theta, hem X(1)X_{(1)} hem de X(n)X_{(n)} ile eşitsizlik ilişkisi içindedir (X(n)/2θX(1)X_{(n)}/2 \leq \theta \leq X_{(1)}). İki sınır koşulu da θ\theta'ya bağlı olduğundan, yeterli istatistik bu iki sıra istatistiğinin oluşturduğu (X(1),X(n))(X_{(1)}, X_{(n)}) vektörüdür.

Step-by-Step Solution

1
Örneklemin ortak olasılık yoğunluk fonksiyonunu (olabilirlik fonksiyonu) yazınız.
L(θ;x)=i=1nf(xi;θ)=i=1n1θI(θxi2θ)L(\theta; \mathbf{x}) = \prod_{i=1}^n f(x_i; \theta) = \prod_{i=1}^n \frac{1}{\theta} I(\theta \leq x_i \leq 2\theta)
Yeterli istatistiği bulmak için Neyman Çarpanlara Ayırma Teoremi'ni kullanmanın ilk adımı olabilirlik fonksiyonunu oluşturmaktır.
2
Tanım aralığını gösteren gösterge (indicator) fonksiyonunu sıra istatistikleri cinsinden ifade ediniz.
Tüm xix_i değerlerinin θ\theta ile 2θ2\theta arasında olması, örneklemdeki en küçük değerin θ\theta'dan büyük eşit ve en büyük değerin 2θ2\theta'dan küçük eşit olması demektir: I(θX(1))I(X(n)2θ)I(\theta \leq X_{(1)}) \cdot I(X_{(n)} \leq 2\theta)
Çarpım durumundaki sınır koşulları, veri setinin ekstremum (minimum ve maksimum) noktaları ile tek bir eşitsizlik sistemine indirgenebilir.
3
Elde edilen sınır koşullarını Neyman Çarpanlara Ayırma formunda yeniden düzenleyiniz.
L(θ;x)=1θnI(X(n)2θX(1))1L(\theta; \mathbf{x}) = \frac{1}{\theta^n} I\left(\frac{X_{(n)}}{2} \leq \theta \leq X_{(1)}\right) \cdot 1
Teoreme göre L(θ;x)=g(T(x);θ)h(x)L(\theta; \mathbf{x}) = g(T(\mathbf{x}); \theta) \cdot h(\mathbf{x}) formatı elde edilmelidir.
4
gg fonksiyonunu ve dolayısıyla yeterli istatistiği (T(x)T(\mathbf{x})) belirleyiniz.
gg fonksiyonu θ\theta'ya ve veriye sadece X(1)X_{(1)} ve X(n)X_{(n)} üzerinden bağlıdır. Bu nedenle tek boyutlu bir yeterli istatistik yoktur, yeterli istatistik vektörü (X(1),X(n))(X_{(1)}, X_{(n)})'dir.
Parametreye bağlı çarpanın içindeki veriye ait tüm değişkenler yeterli istatistiği oluşturur.

Key Concept

Dağılımın tanım kümesi parametreye bağlı olduğunda, Neyman Çarpanlara Ayırma Teoremi gösterge (indicator) fonksiyonları üzerinden uygulanır ve genellikle sıra istatistiklerini yeterli istatistik olarak verir.
Question 139Question

Bir istatistiksel araştırmada, X1,X2,,XnX_1, X_2, \dots, X_n bağımsız ve özdeş dağılımlı, başarı olasılığı pp olan Bernoulli dağılımından alınan rastgele bir örneklem olsun. Kitle varyansı olan θ=p(1p)\theta = p(1-p) parametresini tahmin etmek için T=Xˉ(1Xˉ)T = \bar{X}(1-\bar{X}) tahmin edicisi önerilmiştir.

Buna göre, TT tahmin edicisinin yan miktarı (bias) aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

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

Answer

Tahmin edicinin yan miktarı p(1p)n-\frac{p(1-p)}{n} değerine eşittir.
Doğru yanıt, tahmin edicinin beklenen değeri E[Xˉ(1Xˉ)]E[\bar{X}(1-\bar{X})] ile gerçek parametre olan p(1p)p(1-p) arasındaki fark alınarak bulunur. Örneklem ortalamasının varyansından gelen p(1p)n\frac{p(1-p)}{n} terimi, beklenen değer hesabında negatif olarak ortaya çıkar ve bu da tahmin edicinin parametreyi tam olarak değil, p(1p)n-\frac{p(1-p)}{n} kadar eksik (yanlı) tahmin edeceğini gösterir.

Step-by-Step Solution

1
Yan miktarının B(T)=E[T]θB(T) = E[T] - \theta formülü ile tanımlandığını belirleme
B(T)=E[Xˉ(1Xˉ)]p(1p)B(T) = E[\bar{X}(1-\bar{X})] - p(1-p)
Yan miktarı (bias), bir tahmin edicinin beklenen değeri ile tahmin edilen gerçek parametre arasındaki farktır.
2
TT tahmin edicisinin beklenen değerini bulmak için ifadeyi açma
E[T]=E[XˉXˉ2]=E[Xˉ]E[Xˉ2]E[T] = E[\bar{X} - \bar{X}^2] = E[\bar{X}] - E[\bar{X}^2]
Beklenen değer operatörünün lineerlik özelliğini kullanmak için çarpım durumundaki ifade polinoma dönüştürülür.
3
Bernoulli dağılımı için örneklem ortalamasının özelliklerini hatırlama
E[Xˉ]=pE[\bar{X}] = p ve Var(Xˉ)=p(1p)nVar(\bar{X}) = \frac{p(1-p)}{n}
Örneklem ortalaması, kitle ortalamasına yansızdır ve varyansı kitle varyansının n'e bölümüdür.
4
E[Xˉ2]E[\bar{X}^2] değerini hesaplama
E[Xˉ2]=Var(Xˉ)+(E[Xˉ])2=p(1p)n+p2E[\bar{X}^2] = Var(\bar{X}) + (E[\bar{X}])^2 = \frac{p(1-p)}{n} + p^2
Herhangi bir X rassal değişkeni için Varyans tanımı Var(X)=E[X2](E[X])2Var(X) = E[X^2] - (E[X])^2 eşitliğine dayanır.
5
Bulunan değerleri E[T]E[T] eşitliğinde yerine koyma
E[T]=p(p(1p)n+p2)=pp2p(1p)n=p(1p)p(1p)n=n1np(1p)E[T] = p - \left( \frac{p(1-p)}{n} + p^2 \right) = p - p^2 - \frac{p(1-p)}{n} = p(1-p) - \frac{p(1-p)}{n} = \frac{n-1}{n}p(1-p)
Tahmin edicinin beklenen değerini tam olarak bulmak için temel parametreler cinsinden cebirsel düzenleme yapılır.
6
Yan miktarını (Bias) formülde yerine yazarak hesaplama
B(T)=n1np(1p)p(1p)=p(1p)nB(T) = \frac{n-1}{n}p(1-p) - p(1-p) = -\frac{p(1-p)}{n}
Adım 1'de kurulan ana formüle göre beklenen değerden kitle parametresi çıkarılır.

Key Concept

Nokta Tahmin Edicilerinde Yan (Bias) Miktarı Hesabı
Question 140Question

X1,X2,,XnX_1, X_2, \dots, X_n rastgele örneklemi, olasılık yoğunluk fonksiyonu aşağıda verilen dağılımdan çekilmiş bağımsız gözlemlerdir:

f(x;θ)={ex1eθ,0<x<θ0,dig˘er durumlardaf(x; \theta) = \begin{cases} \frac{e^{-x}}{1 - e^{-\theta}}, & 0 < x < \theta \\ 0, & \text{diğer durumlarda} \end{cases}

Burada θ>0\theta > 0 bilinmeyen bir parametredir.

Neyman Çarpanlara Ayırma Teoremi (Neyman Factorization Theorem) dikkate alındığında, θ\theta parametresi için minimal yeterli istatistik (minimal sufficient statistic) aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: X(n)X_{(n)}

Answer

Minimal yeterli istatistik en büyük sıra istatistiği olan X(n)X_{(n)}'dir.
Doğru yanıt, en büyük sıra istatistiği olan X(n)X_{(n)} ifadesidir. Neyman Çarpanlara Ayırma Teoremi uygulandığında, olabilirlik fonksiyonu g(T(x),θ)h(x)g(T(x), \theta) \cdot h(x) olarak ayrıştırılır. Burada θ\theta'yı içeren çarpan 1(1eθ)nI(x(n)<θ)\frac{1}{(1 - e^{-\theta})^n} I(x_{(n)} < \theta) olup veriye sadece X(n)X_{(n)} üzerinden bağlıdır. Örneklem değerlerinin toplamı olan Xi\sum X_i ise θ\theta parametresini içermeyen h(x)h(x) çarpanında kalarak sadeleşir. Bu sebeple veri indirgemesinde yalnızca X(n)X_{(n)} minimal yeterli istatistiktir.

Step-by-Step Solution

1
Örneklemin ortak olasılık yoğunluk fonksiyonunu (olabilirlik fonksiyonunu) yazmak.
L(θ;x)=i=1nexi1eθI(0<xi<θ)L(\theta; x) = \prod_{i=1}^{n} \frac{e^{-x_i}}{1 - e^{-\theta}} I(0 < x_i < \theta)
Neyman Çarpanlara Ayırma Teoremi'ni uygulayabilmek için öncelikle ortak dağılım fonksiyonunun tüm gözlemler üzerinden çarpım olarak ifade edilmesi gerekir.
2
Olabilirlik fonksiyonundaki çarpım işlemlerini düzenlemek ve gösterge (indicator) fonksiyonlarını sıra istatistikleri cinsinden ifade etmek.
L(θ;x)=ei=1nxi(1eθ)nI(x(1)>0)I(x(n)<θ)L(\theta; x) = \frac{e^{-\sum_{i=1}^{n} x_i}}{(1 - e^{-\theta})^n} I(x_{(1)} > 0) I(x_{(n)} < \theta)
0<xi<θ0 < x_i < \theta koşulunun tüm örneklem için aynı anda sağlanması, ancak örneklemin minimumunun 0'dan büyük olması ve maksimumunun θ\theta'dan küçük olması ile mümkündür.
3
Neyman Çarpanlara Ayırma Teoremi'ne göre fonksiyonu g(T(x),θ)g(T(x), \theta) ve h(x)h(x) şeklinde iki parçaya ayırmak.
Fonksiyon g(T(x),θ)=1(1eθ)nI(x(n)<θ)g(T(x), \theta) = \frac{1}{(1 - e^{-\theta})^n} I(x_{(n)} < \theta) ve h(x)=ei=1nxiI(x(1)>0)h(x) = e^{-\sum_{i=1}^{n} x_i} I(x_{(1)} > 0) şeklinde ayrıştırılır.
Teoreme göre, bilinmeyen θ\theta parametresini barındıran çarpan g()g() fonksiyonunu oluşturur ve bu fonksiyonun veriye bağımlı olduğu terimler yeterli istatistiği verir.
4
Minimal yeterli istatistiği tanımlamak.
g(T(x),θ)g(T(x), \theta) fonksiyonu veriye sadece X(n)X_{(n)} üzerinden bağlı olduğundan, minimal yeterli istatistik T(X)=X(n)T(X) = X_{(n)} olarak elde edilir.
Veri setindeki diğer tüm bilgiler (örneğin Xi\sum X_i), θ\theta'dan bağımsız olan h(x)h(x) fonksiyonu içinde kalmış ve parametre tahmini için gereksiz hale gelmiştir.

Key Concept

Neyman Çarpanlara Ayırma Teoremi ve Kesilmiş (Truncated) Dağılımlarda Yeterlilik
PreviousPage 7 / 9Next
Nokta Tahmini ve Özellikleri Practice Questions — KPSS İstatistik — Page 7 | Examkin