Предыдущая страница реферата | 1  2  3  4

òF(x) dx =  1/2   .

Вычисления дают

d = d ( l ) = 3 (1 - l ) / 2 .

 Учитывая, что d лежит между l и 1, не совпадая ни с тем, ни с другим, получаем ограничения на l, а именно, 1/3 < l < 3/5 . Итак, построено искомое семейство пар функций распределения.    

  Пример 3. Пусть, как и в примере 2, распределения сосредоточены на интервале (0 ; 1), и на нем F(x) = x , а G(x) - функция распределения, сосредоточенного в двух точках - b и 1, т.е. G(x) = 0 при x, не превосходящем b ; G(x) = h на (b ; 1] ; G(x) = 1 при x > 1. С такой функцией G(x) легко проводить расчеты. Однако она не удовлетворяет принятым выше условиям непрерывности и строгого возрастания. Вместе с тем легко видеть, что она является предельной (сходимость в каждой точке отрезка [0 ; 1] ) для последовательности функций распределения, удовлетворяющих этим условиям, а распределение статистики Вилкоксона для пары функций распределения примера 3 является предельным для последовательности соответствующих распределений статистики Вилкоксона, полученных в рассматриваемых условиях непрерывности и строгого возрастания.

  Условие P(X < Y) = 1/2 выполнено, если h = (1 - b)-1 / 2 (при b из отрезка [0 ; 1/2] ). Поскольку h > 1/2 при положительном b, то очевидно, что медиана G(x) равна b, в то время как медиана F(x) равна 1/2 . Значит, при b = 1/2 медианы совпадают, при всех иных положительных b - различны. При b = 0 медианой G(x) является любая точка из отрезка [0 ; 1].

  Легко подсчитать, что в условиях примера 3 b2 =  b(1- b)-1 / 4 , g2 = (1- 2b) / 4 . Следовательно, распределение нормированной и центрированной статистики Вилкоксона будет асимптотически нормальным с математическим ожиданием 0 и дисперсией

D(T) = 3 [(n-1) b(1- b)-1 + (m-1) (1-2b) + 1] (m+n+1) - 1    .  

  Проанализируем величину D(T) в зависимости от параметра b и объемов выборок m и n. При достаточно больших m и n

D(T) = 3 w b (1 - b)-1  +  3 (1 - w) (1 - 2 b) ,

с точностью до величин порядка (m+n)-1 , где w= n/(m+n). Значит, D(T) - линейная функция от w, а потому достигает экстремальных значений на границах интервала изменения w, т.е. при w = 0 и w = 1. В первом случае, при b(1-b)-1 1-2b, максимум равен 3b(1-b)-1 (при w = 1), а минимум равен 3(1 - 2b) (при w = 0). Если же b(1-b)-1 =1-2b, а это равенство справедливо при b=b0 = 1 - 2-1/2  = 0,293, то D(T) = 3 (21/2 - 1) = 1,2426... при всех w из отрезка [0 ; 1].

  Первый из описанных выше случаев имеет быть при b < b0 , при этом минимум D(T) возрастает от 0 (при b=0, w=1 - предельный случай) до 3(21/2 - 1) (при b=b0 , w - любом), а максимум уменьшается от 3 (при b=0, w=0 - предельный случай) до 3 (21/2 - 1) (при b=b0 , w - любом). Второй случай относится к b из интервала (b0 ; 1/2]. При этом минимум убывает от приведенного выше значения для b=b0 до 0 (при b=1/2 , w=0 - предельный случай) , а максимум возрастает от того же значения при b=b0 до 3 (при b=1/2 , w=0).

  Таким образом, D(T) может принимать все значения из интервала (0 ; 3) в зависимости от значений b и w. Если D(T) < 1, то при применении критерия Вилкоксона к выборкам с рассматриваемыми функциями распределения гипотеза однородности (2) будет приниматься чаще (при соответствующих значениях b и w - с вероятностью, сколь угодно близкой к 1), чем если бы она самом деле была верна. Если 1

Скачали данный реферат: Sharapov, Железкин, Дарбинян, Kalagin, Злобин, Лина.
Последние просмотренные рефераты на тему: кредит реферат, реферат на тему производство, способ изложения, сочинение рассуждение на тему.

Предыдущая страница реферата | 1  2  3  4

Поделитесь этой записью или добавьте в закладки