Câu hỏi được gắn thẻ «unbiased-estimator»

Đề cập đến một công cụ ước tính của một tham số dân số trung bình "đạt giá trị thực". Nghĩa là, một hàm của dữ liệu được quan sát là một công cụ ước tính không thiên vị của một tham số nếu . Ví dụ đơn giản nhất của công cụ ước lượng không thiên vị là mẫu có nghĩa là công cụ ước tính của trung bình dân số. θ^θE(θ^)= =θ

3
Ước lượng không thiên vị của ma trận hiệp phương sai cho dữ liệu bị kiểm duyệt nhân
Các phân tích hóa học của các mẫu môi trường thường được kiểm duyệt dưới đây ở các giới hạn báo cáo hoặc các giới hạn phát hiện / định lượng khác nhau. Cái sau có thể thay đổi, thường là tỷ lệ với các giá trị của các biến …


2
Trực giác đằng sau việc xác định tính đầy đủ trong một thống kê là không thể tạo thành một công cụ ước lượng không thiên vị từ ?
Trong thống kê cổ điển, có một định nghĩa rằng thống kê của một tập hợp dữ liệu được xác định là hoàn chỉnh cho một tham số không thể tạo thành một công cụ ước lượng không thiên vị từ từ đó. Đó là, cách duy nhất để có …

5
Tại sao chúng ta sử dụng công thức độ lệch chuẩn sai lệch và sai lệch cho của phân phối bình thường?
Tôi cảm thấy hơi sốc khi lần đầu tiên tôi thực hiện mô phỏng Monte Carlo phân phối bình thường và phát hiện ra rằng giá trị trung bình của độ lệch chuẩn từ mẫu, tất cả đều có cỡ mẫu chỉ , được chứng minh là ít hơn nhiều …

2
Có một công cụ ước tính không thiên vị về khoảng cách Hellinger giữa hai bản phân phối không?
Trong cài đặt mà người ta quan sát phân phối từ phân phối có mật độ , tôi tự hỏi liệu có một công cụ ước tính không thiên vị (dựa trên ) của khoảng cách Hellinger đến phân phối khác với mật độ , cụ thể là X1,…,XnX1,…,XnX_1,\ldots,X_nfffXiXiX_if0f0f_0H(f,f0)={1−∫Xf(x)f0(x)−−−−−−−−√dx}1/2.H(f,f0)={1−∫Xf(x)f0(x)dx}1/2. \mathfrak{H}(f,f_0) …



2
Đối với phân phối nào có một công cụ ước tính không thiên vị dạng đóng cho độ lệch chuẩn?
Đối với phân phối chuẩn, có một ước lượng không thiên vị về độ lệch chuẩn được đưa ra bởi: σ^không thiên vị= Γ ( n - 12)Γ ( n2)12Σk = 1n( xTôi- x¯)2------------√σ^không thiên vị= =Γ(n-12)Γ(n2)12Σk= =1n(xTôi-x¯)2\hat{\sigma}_\text{unbiased} = \frac{\Gamma(\frac{n-1}{2})}{\Gamma(\frac{n}{2})} \sqrt{\frac{1}{2}\sum_{k=1}^n(x_i-\bar{x})^2} Lý do kết quả này không được biết đến …





1
Giảm thiểu sai lệch trong mô hình giải thích, tại sao? (Giải thích hoặc để dự đoán về Galit Shmueli's)
Câu hỏi này tham khảo bài viết của Galit Shmueli "Để giải thích hoặc dự đoán" . Cụ thể, trong phần 1.5, "Giải thích và Dự đoán là khác nhau", Giáo sư Shmueli viết: Trong mô hình giải thích, trọng tâm là giảm thiểu sai lệch để có được biểu …



Khi sử dụng trang web của chúng tôi, bạn xác nhận rằng bạn đã đọc và hiểu Chính sách cookieChính sách bảo mật của chúng tôi.
Licensed under cc by-sa 3.0 with attribution required.