Değişkenlik (Yayılım) Ölçüleri

Benzer belgeler
DEĞİŞKENLİK ÖLÇÜLERİ

Değişkenlik (Yayılım) Ölçüleri

DEĞİŞKENLİK ÖLÇÜLERİ

DEĞİŞKENLİK ÖLÇÜLERİ

DEĞİŞKENLİK ÖLÇÜLERİ

Box ve Whisker Grafiği

Bölüm 3. Tanımlayıcı İstatistikler. Tanımlayıcı İstatistikler. Tanımlayıcı İstatistikler. Yer Ölçüleri

Yayılma (Değişkenlik) Ölçüleri

Bölüm 3. Tanımlayıcı İstatistikler. Tanımlayıcı İstatistikler. Tanımlayıcı İstatistikler. Yer Ölçüleri

MERKEZİ EĞİLİM ÖLÇÜLERİ

= k. Aritmetik Ortalama. Tanımlayıcı İstatistikler TANIMLAYICI İSTATİSTİKLER. Sınıflanmış Seriler İçin Aritmetik Ortalama

SİSTEMATİK ÖRNEKLEME. Prof.Dr.Levent ŞENYAY VII-1 Örnekleme Yöntemleri

Tanımlayıcı İstatistikler (Descriptive Statistics) Dr. Musa KILIÇ

Tanımlayıcı İstatistikler

Giriş. Değişkenlik Ölçüleri İSTATİSTİK I. Ders 5 Değişkenlik ve Asimetri Ölçüleri. Değişkenlik. X i ve Y i aşağıdaki gibi iki seri verilmiş olsun:

YER ÖLÇÜLERİ. Yer ölçüleri, verilerin merkezini veya yığılma noktasını belirleyen istatistiklerdir.

Tanımlayıcı İstatistikler

Merkezi Eğilim (Yer) Ölçüleri

Tanımlayıcı İstatistikler

Tanımlayıcı İstatistikler

6. Uygulama. dx < olduğunda ( )

İstatistiksel Tahminleme. Güven Seviyesi. Verilerin yayılımı ( Örnek hacmi X = X / n Güven seviyesi (1 - )

BÖLÜM 3 YER ÖLÇÜLERİ. Doç.Dr. Suat ŞAHİNLER

İki veri setinin yapısının karşılaştırılması

Tanımlayıcı İstatistikler

Örnek A. Benzer tipteki 40 güç kaynağının dayanma süreleri aşağıdaki gibidir. Genişletilmiş frekans tablosu oluşturunuz;

İşlenmemiş veri: Sayılabilen yada ölçülebilen niceliklerin gözlemler sonucu elde edildiği hali ile derlendiği bilgiler.

4/4/2013. Ders 8: Verilerin Düzenlenmesi ve Analizi. Betimsel İstatistik Merkezsel Eğilim Ölçüleri Dağılım Ölçüleri Grafiksel Gösterimler

İstatistik ve Olasılık

t Dağılımı ve t testi

İSTATİSTİK 2. Tahmin Teorisi 07/03/2012 AYŞE S. ÇAĞLI.

İstatistik ve Olasılık

BEKLENEN DEĞER VE VARYANS

Sayısal Türev Sayısal İntegrasyon İnterpolasyon Ekstrapolasyon. Bölüm Üç

REGRESYON VE KORELASYON ANALİZİ

İSTATİSTİKSEL HİPOTEZ TESTLERİ

İstatistik Araştırma Dergisi, Cilt: 02, No: 02, Sayfa: , 2003.

Asimetri ve Basıklık Ölçüleri Ortalamalara dayanan (Pearson) Kartillere dayanan (Bowley) Momentlere dayanan asimetri ve basıklık ölçüleri

ÖRNEKLEME TEORİSİ VE TAHMİN TEORİSİ

TAHMİNLEYİCİLERİN ÖZELLİKLERİ Sapmasızlık 3.2. Tutarlılık 3.3. Etkinlik minimum varyans 3.4. Aralık tahmini (güven aralığı)

ÖLÇÜM, ÖLÇÜM HATALARI ve ANLAMLI RAKAMLAR

Regresyon ve Korelasyon Analizi. Regresyon Analizi

ğ ö ö ö ö ğ ğ ç çö ç ğ ç ö ğ ğ ç ğ ğ ç ğ ç ğ ğ ğ ç ö ö ğ ğ ç ö ğ ğ ç ğ ğ ö ö ğ Ö ç ö

İ Ö İ Ü İ İ İ Ş İ İ Ü Ü İ Ç Ş Ğ Ğ Ö Ş ö ö ö Ö

Ğ Ü Ç Ç ç ö ç ö ç ö ç ö ç ö ö ç ç ç ç ç ç çö ç

Ü Ğ ç Ğ ç ö ç ö

Quality Planning and Control

Tek Yönlü Varyans Analizi (ANOVA)

) ( k = 0,1,2,... ) iterasyon formülü kullanılarak sabit

denklemini sağlayan tüm x kompleks sayılarını bulunuz. denklemini x = 64 = 2 i şeklinde yazabiliriz. Bu son kompleks sayıları için x = 2iy

DEĞİŞİM ÖLÇÜLERİ 4. TAŞINMAZ GELİŞTİRME TEZSİZ YÜKSEK LİSANS PROGRAMI. Ünite: 4 DEĞİŞİM ÖLÇÜLERİ. Doç. Dr. Yüksel TERZİ İÇİNDEKİLER İÇİNDEKİLER

Tanımlayıcı İstatistikler. Yrd. Doç. Dr. Emre ATILGAN

6.046J/18.401J DERS 9. Post mortem (süreç sonrası) Prof. Erik Demaine

4/16/2013. Ders 9: Kitle Ortalaması ve Varyansı için Tahmin

İSTATİSTİKSEL TAHMİN. Prof. Dr. Levent ŞENYAY VIII - 1 İSTATİSTİK II

Ölçme Belirsizliği ve 50 mm Nominal Uzunluktaki Ölçü Bloğuna Uygulanması

Tek Yönlü Varyans Analizi

Tahmin Edicilerin ve Test Đstatistiklerinin Simülasyon ile Karşılaştırılması

KÜME ÖRNEKLEMESİ. Prof.Dr.Levent ŞENYAY VIII-1 Örnekleme Yöntemleri

Ders 8: Verilerin Düzenlenmesi ve Analizi


Mühendislikte İstatistik Yöntemler

Bölüm 3. Tanımlayıcı İstatistikler

Merkezi Yığılma ve Dağılım Ölçüleri

PAMUKKALE ÜNİVERSİTESİ. Mühendislik Fakültesi, Makine Mühendisliği Bölümü. Zekeriya Girgin DENİZLİ, 2015 OTOMATİK KONTROL DERS NOTLARI

Ç Ç Ö Ç Ç Ç Ç Ç Ş Ö «Ü Ç Ş Ü Ç Ç

ALTERNATİF SİSTEMLERİN KARŞILAŞTIRILMASI

Parametrik Olmayan İstatistik Çözümlü Sorular - 2

FİNANSAL YÖNETİM. Finansal Yönetim Örnek Sorular Güz Yrd. Doç. Dr. Rüstem Barış Yeşilay 1. Örnek. Örnek. Örnek. Örnek. Örnek

Normal Dağılımlı Bir Yığın a İlişkin İstatistiksel Çıkarım

TOBB Ekonomi ve Teknoloji Üniversitesi İKT351 Ekonometri I, Ara Sınavı

Ç ö ğ İ İ İ İ Ç ö ğ İİ İ İ ğ ğ ğ ç ç İ İ İİ ğ ç ç ö Ö Ö ğ ö ç ğ Ç Ç ğ Ç ğ Ü

Ö Ç

Ğ Ş Ü Ç Ç Ş ş ş ğ ş ç ş ş ğ ş ğ ş ö ç ö ç ö ç ö ç ğ ş ö ö ş ş ğ ğ ş ç ç ğ ğ ç ğ ş ç ş ç ç ş

Ğ Ş Ü Ç Ç Ş ş Ü ş ğ ş ç ş ş ğ ş ğ ş ö ç ö ç ö ç ö ç ğ ş ö ö ş ş ğ ğ ş ç ç ğ ğ ç ğ ş ç ş ç ç

ÖRNEKLEME YÖNTEMLERİ ve ÖRNEKLEM GENİŞLİĞİ

ĐÇI DEKILER 1. TEMEL ĐSTATĐSTĐK KAVRAMLAR VE OTASYO LAR 1

Biyoistatistiğe Giriş: Temel Tanımlar ve Kavramlar DERS I VE II

TANIMLAYICI İSTATİSTİKLER

WEIBULL DAĞILIM PARAMETRELERİNİ BELİRLEME METODLARININ KARŞILAŞTIRILMASI

Ğ Ş Ğ

HİPOTEZ TESTLERİ. İstatistikte hipotez testleri, karar teorisi olarak adlandırılır. Ortaya atılan doğru veya yanlış iddialara hipotez denir.

Ğ ö ğ ğ ö ğ ğ ö ğ ğ ö ğ ö ğ ç ğ ğ ğ ğ ğ ğ ö ç ö ğ ö ğ ğ ö ç ö ğ ö ğ ğ ğ ö ö ğ ğ ö ö ö ç ö ö ğ ç ğ ğ ğ ö ö ğ ç ğ ğ ğ ğ ğ ğ ö ğ ğ ö ğ ğ ç ğ ğ ğ ö İ ğ ç

TABAKALI ŞANS ÖRNEKLEME

Bağımsızlık özelliğinden hareketle Ortak olasılık fonksiyonu (sürekli ise

PARAMETRİK OLMAYAN HİPOTEZ TESTLERİ. χ 2 Kİ- KARE TESTLERİ. Doç.Dr. Ali Kemal ŞEHİRLİOĞLU Araş.Gör. Efe SARIBAY

Bölüm 3 Merkezi Konum (Eğilim) Ölçüleri. Giriş Veri kümesi. Ortalamalar iki grupta incelenir. A. Duyarlı olan ortalama. B. Duyarlı olmayan ortalama

İSTATİSTİK DERS NOTLARI

taşinmaz DEĞERLEME- DE İSTATİKSEL ANALİZ

Temel Yapılar: Kümeler, Fonksiyonlar, Diziler ve Toplamlar

İÇİNDEKİLER. Ön Söz Polinomlar II. ve III. Dereceden Denklemler Parabol II. Dereceden Eşitsizlikler...

Bir Kompleks Sayının n inci Kökü.

HĐPERSTATĐK SĐSTEMLER

2016 YILI I.DÖNEM AKTÜERLİK SINAVLARI RİSK ANALİZİ VE AKTÜERYAL MODELLEME. aşağıdaki seçeneklerden hangisinde verilmiştir? n exp 1.

ˆp x p p(1 p)/n. Ancak anakütle oranı p bilinmediğinden bu ilişki doğrudan kullanılamaz.

Genel olarak test istatistikleri. Merkezi Eğilim (Yığılma) Ölçüleri Dağılım (Yayılma) Ölçüleri. olmak üzere 2 grupta incelenebilir.

Transkript:

Değşel (Yayılım) Ölçüler İ arlı aaütley brbrde ayırma ç her zama yalızca yer ölçüler yeterl olmayablr. Dağılımları brbrde ayırt etmede ullaıla ve geellle artmet ortalama etraıda değşm date alara heaplaa tattlere değşel(yayılım) l ölçüler adı verlr. Aşağıda gra = 500 hacml alıa arlı öre doğrultuuda oluşturula htogramlardır. Her öre ortalamaı yalaşı olara 00 olduğua göre öreğ ayı aaütlede alıdığı öyleeblr m? Frea 400 300 Frea 00 000 800 00 600 00 400 00 0 3,33 09,33 95,33 8,33 67,33 0 67,33 95,33 8,33 3,33 09,33 X X

İ öreğ ayı aaütlede geldğ öyleemez. Buu ede alıa öre oucuda oluşturula htogramda dağılımları ortalama etraıda arlı olmaıda ayalamatadır. Dağılımları brbrde ayırt etmede ullaıla yayılım ölçüler artmet ortalama etraıda değşmler date ala taımlayıcı tattlerdr. Br ver etde artmet ortalamalarda her br gözlem arı alııp bu değerler tümü topladığıda oucu 0 olduğu görülür. 3 Öre: 4,8,9,3,6 şelde verle br bat er ç; 4 8 9 3 6 0 5 4 0 8 0 9 0 3 0 6 0 0 Bu örete görüleceğ üzere gözlemler artmet ortalamada uzalığı alıp topladığıda 0 elde edldğde dolayı bu problem mutlaa değer ullaara veya areel uzalı alıara ortada aldırılır. 4

) Ortalama Mutla Sapma(OMS) Ver etde her br gözlem değer artmet ortalamada arlarıı mutla değerler toplamıı öre hacme bölümeyle elde edlr. Gözlem değerler artmet ortalamada alarıı toplamı 0olacağıda bu problem ortada aldırma ç mutla değer ade ullaılır. Bat erler İç: OMS Gruplamış erler İç: Sıılamış Serler İç : OMS OMS m 5 Öre: İtatt I der ala 0 öğrec vze otları aşağıdagbıralamıştır. Bua göre vze otları ç ortalama mutla apma değer heaplayıız. 30,4,53,6,68,79,8,88,90,98 30 4... 98 0 69 OMS 45 4,5 0 30 69 4 69... 0 98 69 6 3

Öre: Aşağıda tabloda 30 gülü üre çde br retoraı ulladığı et mtarıı dağılımı verlmştr. Gülü ullaıla et mtarıı ortalama mutla apmaıı heaplayıız. Sıılar m I ( m )I 30-36 da az 33 I(33-46,6)I 6)I 36-4 de az 6 39 I6(39-46,6)I 4-48 de az 0 45 I0(45-46,6)I 48-54 da az 7 5 I7(5-46,6)I 54-60 de az 4 57 I4(57-46,6)I 60-66 de az 63 I(63-46,6)I Toplam 30 63, m 46,6g. OMS 5,44g. m 63, 30 7 ) Varya Ortalama mutla apmada ullaıla mutla değerl adeler le şlem yapmaı zor hatta bazı durumlarda maız olmaı ebebyle ye değşel ölçüüe htyaç bulumatadır. Mutla değer adede zorlu artmet ortalamada arları areler alımaıyla ortada almatadır. Ver etde her br gözlem değer artmet ortalamada arlarıı areler toplamıı öre hacm br eğe bölümede elde edle değşel ölçüüe öre varyaı adı verlr. 8 4

5 Bat erler İç: Populayo Varyaı: Populayo Ortalamaı N : Populayo Hacm N Öre Varyaı : Gruplamış Serler İç: ) ( 9 Sıılamış Serler İç : ) ( m ade tattte br ço ormülde ullaılır ve ç areler toplamı olara adladırılır. Matematel olara heaplama olaylığı ağlamaı açııda ormüllerde areler toplamıı açılımı ola ğ d tl ll l bl 0 aşağıda eştl ullaılablr.

6 Bat Serler İç: m Gruplamış Serler İç: m m Sıılamış Serler İç : 3) Stadart Sapma Varya heaplaıre ullaıla verler areler alıdığıda verler ölçü brm are varyaıda ölçü brm mevcut ölçü brm are varyaıda ölçü brm mevcut ölçü brm are olur. Öre: g,cm gb. Bu teledrme verler açııda br alam taşımayacağıda varya yere ortalama etraıda değşm br ölçüü olara ou pozt areöü ola tadart apma ullaılır.

Bat erler İç: Populayo Stadart Sapmaı: Populayo Stadart Sapmaı N : Populayo Hacm Öre Stadart Sapmaı : Gruplamış ş Serler İç: ç Sıılamış Serler İç : ( ( m ) ) N 3 Öre: İtatt I der ala 0 öğrec vze otları aşağıdagbıralamıştır. Bua göre vze otları ç varya ve tadart apmayı heaplayıız. 30,4,53,6,68,79,8,88,90,98 30 4... 98 0 30 69 4 69... 98 69 4538 504, 9 504, 9 504,, 45 69 İtatt I vzede alıa otları ortalama etraıda yalaşı olara pua değştğ görülmetedr. 4 7

Ayı oru areler ortalamaıı açılımı ullaılara çözüldüğüde ayı ouçları verecetr. 30,4,53,6,68,79,8,88,90,98 690 30 900 4 68 53 809 6 37 68 464 79 64 8 674 88 7744 90 800 690 548 504, 548 9 0 504,,45 5 Öre: Yada tabloda br Samug bayde LCD televzyoları era boyutlarıa göre atış mtarları verlmştr. Frea dağılımıı varya ve tadart apmaıı heaplayıız. Grup Frea 5 5 60 66 3 98 3068 7 4 88 0736 8 5 40 3360 94 7 658 685 =0 605 3607 605 3607 0 9 47,67 47,67,5 6 8

Öre: Aşağıda tabloda 30 gülü üre çde br retoraı ulladığı et mtarıı dağılımı verlmştr. Gülü ullaıla et mtarıı varyaıı ve tadart apmaıı heaplayıız. Sıılar m ( m ) 30-36 da az 33 (33-46,6) 36-4 de az 6 39 6(39-46,6) m 4-48 de az 0 45 0(45-46,6) 48-54 da az 7 5 7(5-46,6) 46,6 54-60 de az 4 57 4(57-46,6) 60-66 de az 63 (63-46,6) Toplam 30 579, ( m ) 579, 54,46 30 54,46 7,38g. g. 7 4) Rage (Değşm Aralığı) Ver etde yayılımı ade etmede ullaıla e bat tatt değşm aralığıdır. Geel olara bat erler ç ullaılır. E büyü gözlem değer le e üçü gözlem değer araıda ar değşm aralığıı verr. Ver etde te br gözlem aşırı derecede üçü veya büyü olmaıda etledğ ç br başa adeyle örete yer ala adece ver ullaılara heaplamaıda dolayı tüm ver et değşelğ açılama ç yeterz almatadır. 8 9

R = X ma X m R = X ma X m + X: SÜREKLİ ŞANS DEĞİŞKENİ X: KESİKLİ ŞANS DEĞİŞKENİ Öre: Br abrada çalışa 5 edütr mühed bldğ yabacı dl ayıları aşağıda verlmştr. Bua göre bu mühedler bldğ yabacı dl ayıı ç değşm aralığıı heaplayıız.,0,,,0 X İ = 0,0,,,. = 5 :,,3,4,5. R = X ma X m + = 0 + = 3 9 5) Değşel(Varyayo) Katayıı İ veya daha azla populayo üzerde ayı şa değşeler ç yapıla araştırmalarda değşeller arşılaştırılmaı ç ullaıla br ölçüdür. Stadart apmayı ortalamaı br yüzde olara ade ede ve veya daha azla populayoda varyayou (değşelğ) arşılaştırmada ullaıla ölçüye varyayo(değşel) atayıı der. Varyayo Katayıı: C V X *00 Öre: İtabul da ve Aara da yaşaya aleler aylı gelrler değşeller arşılaştırılmaı 0 0

Öre: Kuruyemş ata br düada br hatalı ürede atıla lebleb, ıtı ve bademler ortalamaları ve tadart apmaları aşağıda verlmştr. Bua göre uruyemşler değşeller açııda arşılaştırıız ve uruyemş değşelğ daha azla olduğuu belrtz. 5 C *00 *00 6,6767 %6,6767 Vlebleb X 30 Lebleb 30 g. 5 g. Fıtı 40 g. 4 g. Badem 0 g. 3 g. CV ııtı C V BADEM 4 * 00 *00 0 %0 X 40 3 * 00 *00 30 %30 X 0 Üç uruyemş değşeller arşılaştırıldığıda e üçü tadart apma değer bademde olmaıa rağme e büyü varyayo atayııa ahp olduğuda e azla değşelğ bademde olduğu görülür. Artmet ortalamalar çerde tadart apma yüzdelere baıldığıda e büyü yüzde bademdedr. Çarpılı (Ametr) Ölçüler Populayoları brbrde ayırma ç her zama yalızca yer ve yayılım ölçüler yeterl olmayablr. Aşağıda arlı populayoda alımış öreler ç oluşturula htogramlar verlmştr. 0 A A 0 B

Şelde görüleceğ üzere A ve B öreler ayı ortalamaya ve yalaşı olara ayı değşelğe ahp olmalarıa rağme bu öreğ açıça ayı populayoda gelmedğ öyler. Ametr (çarpılı) ade metr olmaya alamıı taşımatadır. ŞellereŞ baıldığıdağ reaları A da daha ço ol tarata (üçü değerlerde), B de e daha ço ağ tarata (büyü değerlerde), topladığı görülmetedr. 3 Ametr Ölçüler PEARSON ÇARPIKLIK ÖLÇÜSÜ mod S p 3( X med) S p veya S P <0 Negat çarpı(sola) S P > 0 Pozt Çarpı(Sağa) S P = 0 e dağılış metr S b BOWLEY ÇARPIKLIK ÖLÇÜSÜ ( Q 3 Q ) ( Q Q ) Q 3 Q S b < 0 Negat çarpı(sola) S b > 0 Pozt Çarpı(Sağa) S b = 0 e dağılış metr 4

Smetr Dağılımğ A.O = Med = Mod Sağa ğ çarpı dağılımğ Sola çarpı dağılımğ A.O > Med > Mod A.O < Med < Mod İ modlu metr dağılım Modu olmaya dağılım Tedüze dağılım 5 Öre: Aşağıda tabloda 30 gülü üre çde br retoraı ulladığı et mtarıı dağılımıda elde edle bazı taımlayıcı tattler verlmştr. Bua göre pearo ve bowley ametr ölçüler heaplayıp yorumlayıız. Artmet Ort. Mod Medya Q Q 46,6 45,4 46, 4,5 5,9 54,46 3( X med) 3(46,6 46,) S 0,6 0 Sağa Çarpı, p 54,46 Pozt Ametr mod 46,6 45,4 S p 0,6 0 54,46 ( Q S b 3 Q) ( Q Q Q 3 Q ) (5,9 46,) (46, 4,5) 5,9 4,5 0,4 0,0 0 Sağa Çarpı, Pozt Ametr Sağa Çarpı, Pozt Ametr 6 3

Baılı Ölçüü Aşağıda A ve B dağılımlarıı ortalamaları, değşel ölçüler ayı olmaıda dolayı ve hatta de metr olmalarıda dolayı bu dağılışı ayırt etme ç Baılı Ölçüü ullaılır. A B A = B 7 Herhag br olaılı oyouu şel le lgl parametrelerde br tae de baılı ölçüüdür. Baılı Ölçüü ortalamaya göre dördücü momette gdlere heaplaır ve 4 olara göterlr. 4 4 4 Bat Ser İç 4 4 4 = 3 e Ser Normal 4 4 < 3 e Ser Baı < 3 e Ser Svr Ya da Yüe 8 4