t Dağılımı ve t testi

Benzer belgeler
t Dağılımı ve t testi

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

Yrd.Doç.Dr.İstem Köymen KESER

İSTATİSTİK DERS NOTLARI

HİPOTEZ TESTLERİ VE GÜVEN ARALIKLARI

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

İSTATİSTİKSEL HİPOTEZ TESTLERİ

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

ALTERNATİF SİSTEMLERİN KARŞILAŞTIRILMASI

İSTATİSTİKSEL HİPOTEZ TESTLERİ (t z testleri)

ÖRNEKLEME TEORİSİ VE TAHMİN TEORİSİ

Güven Aralığı Hesaplamaları ÖRNEKLER

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

ÖRNEKLEME TEORİSİ VE TAHMİN TEORİSİ

HĠPOTEZ TESTLERĠ VE ARALIK TAHMĠNĠ (GÜVEN ARALIĞI) (konuların özeti) 1.1 Büyük örneklerde n>30 ya da populasyon varyansı biliniyorsa

: Boş hipotez, sıfır hipotezi : Alternatif hipotez

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

ÖRNEKLEME TEORİSİ VE TAHMİN TEORİSİ

ALTERNATİF SİSTEMLERİN KARŞILAŞTIRILMASI

BÖLÜM 3 YER ÖLÇÜLERİ. Doç.Dr. Suat ŞAHİNLER

BİYOİSTATİSTİK İstatistiksel Tahminleme ve Hipotez Testlerine Giriş Dr. Öğr. Üyesi Aslı SUNER KARAKÜLAH

ı ı ı ğ ş ı ı ıı ıı ıı ı ı ıı ıı ıı ıı ııı

Normal Dağılımlı Bir Yığın a İlişkin İstatistiksel Çıkarım

Ki- kare Bağımsızlık Testi

Hipotez Testleri. Mühendislikte İstatistik Yöntemler

İSTATİSTİK II. Hipotez Testleri 1

AKTÜERLK SINAVLARI OLASILIK VE STATSTK SINAVI ÖRNEK SORULARI. için. 01 olaslk younluk fonksiyonu aa daki seçeneklerden hangisinde yer.

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

İki İlişkili Örneklem için t-testi. Tekrarlı ölçümler için t hipotez testine uygun araştırma çalışmalarının yapısını anlamak.

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

Doç. Dr. M. Mete DOĞANAY Prof. Dr. Ramazan AKTAŞ

SAYISAL ÇÖZÜMLEME. Sayısal Çözümleme

Bir torbada 6 kırmızı, 3 yeşil ve 2 mavi top bulunmaktadır. 4 top rastgele çekilirse çekilen topların hiç birinin mavi olmama ihtimali nedir?


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

Sistemin derecesi, sistemin karakteristik denkleminin en sade halinde (çarpansız) paydadaki s nin en yüksek derecesidir.

8.Hafta. Değişkenlik Ölçüleri. Öğr.Gör.Muhsin ÇELİK. Uygun değişkenlik ölçüsünü hesaplayıp yorumlayabilecek,

NİÇİN ÖRNEKLEME YAPILIR?

İstatistik ve Olasılık



ı ı ı ğ ş ı ı ı ı ı ı ı ı

Ders 9: Kitle Ortalaması ve Varyansı için Tahmin

Bağımsızlık özelliğinden hareketle Ortak olasılık fonksiyonu (sürekli ise

MAK312 ÖLÇME ve DEĞERLENDİRME OTOMATİK KONTROL LABORATUARI 1. Elektriksel Ölçümler ve İşlemsel Kuvvetlendiriciler

ANADOLU ÜNİVERSİTESİ. Hipotez Testleri. ENM317 Mühendislik İstatistiği Prof. Dr. Nihal ERGİNEL

İstatistik ve Olasılık

HİPOTEZ TESTLERİ ALIŞTIRMA SORULARI Araş.Gör. Efe SARIBAY

İstatistik ve Olasılık

HİPOTEZ TESTLERİ ANADOLU ÜNİVERSİTESİ. Hipotez Testleri ENM317 Mühendislik İstatistiği Doç. Dr. Nihal ERGİNEL 2014

SAYILAR DERS NOTLARI Bölüm 1 / 3 SAYILAR DERS NOTLARI KONU BASLIKLARI:

Topraklama Prof.Dr. Nurettin UMURKAN 1

İstatistik Ders Notları 2018 Cenap Erdemir BÖLÜM 5 ÖRNEKLME DAĞILIMLARI. 5.1 Giriş

ITAP_FOO Deneme Sınavı: Elektrostatik, 1.Seviye Soruları Başlangıç 08 Augustos-Bitiş 14 Augustos Sorular

Parametrik Olmayan İstatistik

İstatistik ve Olasılık






x 2$, X nın bir tahminidir. Bu durumda x ile X arasındaki farka bu örnek için örnekleme hatası x nın örnekleme hatasıdır. X = x - (örnekleme hatası)

Temel İstatistik. Y.Doç.Dr. İbrahim Turan Mart Tanımlayıcı İstatistik. Dağılımları Tanımlayıcı Ölçüler Dağılış Ölçüleri

f n dµ = lim gerçeklenir. Gösteriniz (Bu teorem Monoton yakınsaklık teoreminde yakınsaklık f n = f ve (f n ) monoton artan dizi

EME 3117 SİSTEM SIMÜLASYONU. Girdi Analizi Prosedürü. Dağılıma Uyum Testleri. Dağılıma Uyumun Kontrol Edilmesi. Girdi Analizi-II Ders 9

Hipotez Testi. gibi hususlar ayrıbirer hipotezin konusudur. () Kafkas Üniversitesi May 23, / 11

Yard. Doç. Dr. Mustafa Akkol

PARAMETRİK OLMAYAN TESTLER

Sistem Modellerinin Zaman Cevabı ve Performans Kriterleri

İleri Diferansiyel Denklemler

Ders 2: Küme Teorisi, Örnek Uzay, Permütasyonlar ve Kombinasyonlar

ÖzelKredi. İsteklerinize daha kolay ulaşmanız için

ç ö ö ç ğ ğ ç ğ ğ ö

Cebirsel Olarak Çözüme Gitmede Wegsteın Yöntemi

İSTATİSTİKSEL TAHMİNLEME VE HİPOTEZ TESTİ

(3) Eğer f karmaşık değerli bir fonksiyon ise gerçel kısmı Ref Lebesgue. Ref f. (4) Genel karmaşık değerli bir fonksiyon için. (6.

SÜLEYMAN DEMİREL ÜNİVERSİTESİ MÜHENDİSLİK-MİMARLIK FAKÜLTESİ MAKİNA MÜHENDİSLİĞİ BÖLÜMÜ MAKİNA ELEMANLARI LABORATUARI DENEY FÖYÜ

NOT: BU DERS NOTLARI TEMEL EKONOMETRİ-GUJARATİ KİTABINDAN DERLENMİŞTİR. HAFTA 1 İST 418 EKONOMETRİ

TĐCARĐ MATEMATĐK Bileşik Faiz

Ders 10. Belirsiz Talep Durumunda Stok Kontrol-III. Sürekli Gözden Geçirme Sistemleri. Talebin Yapısı. s t 2 = s 2 t. = Dt

Hipotez Testleri. Parametrik Testler

n ile gösterilir. 0) + ( n 1) + ( n 2) + + ( n n) =2n Örnek...4 : ( 8 3) = ( 8 Örnek...5 : ( 7 5) + ( 7 6) + ( 8 7) + ( 9 8) + ( 10

Tümevarım_toplam_Çarpım_Dizi_Seri. n c = nc i= 1 n ca i. k 1. i= r n. Σ sembolü ile bilinmesi gerekli bazı formüller : 1) k =

Örneklemden elde edilen parametreler üzerinden kitle parametreleri tahmin edilmek istenmektedir.

Vakumlu Ortamda Doymuş Buharla Đplik Kondisyonlama Đşleminde Kütle Transferi Analizi

Mühendislikte İstatistiksel Yöntemler

n ile gösterilir. 0) + ( n 1) + ( n 2) + + ( n n) =2n Örnek...4 : ( 8 3) = ( 8 Örnek...5 : ( 7 5) + ( 7 6) + ( 8 7) + ( 9 8) + ( 10

İMALAT YÖNTEMLERİ II Prof.Dr. İrfan AY TEL VE ÇUBUK ÇEKMENİN MEKANİĞİ

Kuyruk Teorisi Ders Notları: Bazı Kuyruk Modelleri

BİYOİSTATİSTİK. Uygulama 6. Yrd. Doç. Dr. Aslı SUNER KARAKÜLAH

Merkezi Limit Teoremi

Topraklama Prof.Dr.. Nurettin UMURKAN

ANADOLU ÜNİVERSİTESİ. ENM 317 MÜHENDİSLİK İSTATİSTİĞİ PARAMETRİK OLMAYAN TESTLER Prof. Dr. Nihal ERGİNEL

SBE 601 ARAŞTIRMA YÖNTEMLERİ, ARAŞTIRMA VE YAYIN ETİĞİ

İstatistik ve Olasılık

İŞLETİM KARAKTERİSTİĞİ EĞRİSİ VE BİR ÇALIŞMA THE OPERATING CHARACTERISTIC CURVE AND A CASE STUDY

Bölüm 5: Hareket Kanunları

Transkript:

r. Mehme Akaraylı ağılımı ve ei oç. r. Mehme AKSARAYLI.E.Ü. İ.İ.B.F. EKONOMETRİ BÖLÜMÜ mehme.akarayli@deu.edu.r Sude ağılımı Küçük öreklerde (<3) elde edile iaiikleri dağılımı Sudedağılımıa uyar. Küçük örek iaiiklerii göerdiği dağılım ormal eğri gibi imerikir. Normal eğriye göre daha baık ve yaygı birșekil alır. Böylece eğrii kuyruklarıda daha büyük bir ala olușur. Küçük örekler içi z ceveli yerie, çeșili örek büyüklükleri ve ihimal eviyeleri içi ayrı ayrı healamıș cevelleri kullaılır.

r. Mehme Akaraylı Ça şekilli imerik, Tombul kuyruklar Sadar Normal (d = 3) (d = 5) z 3 Sude ı Tablou Ü kuyruk alaı d.5..5. 3.78 6.34 = 3 d = - = =. / =.5 Olu:.87.886.9.5 3.765.638.353 değerleri.9 4

r. Mehme Akaraylı ORTALAMA İÇİN GÜVEN ARALIĞI Poulayou adar amaı X bilimediğide ve oulayou ormal dağıldığı varayımı alıda güve aralığı ahmii: / / X, X, X,, X 5 ÖRNEK Bir fabrikada ragele üreile 5 mamulü oralama ağırlığı 4 gr adar amaı 5 gr bulumușur. %95 güvele bu imala roeide üreile mamulleri oralama ağırlığı hagi aralıka yer alır? X,, X 5 4.64 4.64 5 5 5 9.68 5.3 6 3

r. Mehme Akaraylı ORTALAMALAR ARASI FARKLAR İÇİN GÜVEN ARALIĞI İki aakülede eadüfi olarak eçile ve hacimlerideki iki küçük öreke harekele aaküle oralamaları araıdaki farkıgüveıırları: Pr X X μ μ X X α α/, α/, Aaküle oralamaları araıdaki farkı güve aralığı ei edilirke v erbelik dereceie ve / haa ayıa göre ablo değerleri buluur. 7 Orak varya (ooled variace) Pr ÖRNEK 3 deeme oraıda bir bezi omaı oralama 5 ml fazla bezi ölçümü yaarke adar ama 7 ml olmușur.bir bașka bezi omaı ie deeme oraıda deeme bașıa oralama ml fazla bezi ölçümü yaılmıș ve adar amaı 9 ml bulumușur. Aaküle oralamaları araıdaki farkı %99 güve ıırlarıı buluuz. v 3. 83 8 ab X X μ μ X X α α/, α/, Orak varya (ooled variace) (5 ) (.83 )(7.89 ) Pomaları fazla ölçümleri araıdaki fark %99 güvele -6.3 ml ile 36.3 ml araıdadır. 3 6.3 μ μ 36.3.99 Pr... 7,89 4

r. Mehme Akaraylı ORTALAMALARLA İLGİLİ İPOTEZ TESTLERİ Çif Kuyruk Tei Sol Kuyruk Tei : : : : Sağ Kuyruk : Tei : Oralamalarla ilgili hioez elerie ai e iaiiği: 9 h X ÖRNEK Bir koerve fabrikaıı imal eiği koerveleri üzeride brü 455 gr yazmakadır. Bu koerveleri brü ağırlıkları ile ilgili bir karar vermek üzere ragele eçile 7 kuuu oralama ağırlığı 45 gr ve adar amaı 3 gr bulumușur. Brü ağırlığı 455grolmadığıı.5 öem eviyeide öyleyebilir miiiz? v 6 : 455 : 455.5 ab. Red Red Kabul -. -.54. h X 45 455.59 3 7 5

r. Mehme Akaraylı İKİ ANAKÜTLE ORTAMASINA İLİŞKİN İPOTEZ TESTLERİ Bağımız ve İlişkili Poulayolar Bağımız. Farklı veri kayakları İlișkiiz Bağımız. İki örek oralamaı araıdaki farkı kullaılmaı İlişkili. Ayı veri kayağı Eșleșirilmiș Tekrarlı ölçümler. er gözlem çifi araıdaki farkı kullaılmaı X X = X - X - ÖRNEKLERİN BAĞIMSIZ OLMASI ALİ Çif Kuyruk Tei Sol Kuyruk Tei : : : : Sağ Kuyruk : Tei : bilimiyor ve örek hacimleri < 3 ie: ( ( X X ) ( ) ( X X ) X X ) ( ) 6

r. Mehme Akaraylı Örek Pıar E içi çalıșa bir fiaal aaliiiz. İki ayrı keimhaei üreim kayılarıyla ilgili așağıdaki verileri oladıız: fab fab Sayı 5 Oralama 3.7.53 Sd Sama.3.6 Eși varya varayımı alıda, oralama üreimde bir fark var mıdır? ( =.5)? 984-994 T/Maker Co. Te İaiiğii ealamaı X X ( ) (3.7.5.53) 5.3 ( ) ( ) 4 ( ) 3. (5 ) 6. 5 5. 7

r. Mehme Akaraylı : - = ( = ) : - ( ).5 d + 5 - = 44 Kriik eğerler: red red 5.5 -.54.5.54 Çözüm Te İaiiği: 3.7.53. 3.5 5 Karar: =.5 eviyeide reddedilir. Souç: Oralamalarda bir fark olabilir. -Eşleşirilmiş Örek Tei.İki ilișkili oulayou oralamaıı e eder. Çif ya da eșleșirilmiș Tekrarlı gözlemler (öce/ora).neeler araıdaki varyayou orada kaldırır. 3.Varayımları İki oulayo da ormal dağılımlıdır. Eğer ormal değile ormale yaklașmakadır. 3 ) ( 3 & 6 8

r. Mehme Akaraylı Eşleşirilmiş Örek Tei İki komiyocuu ayı evlere farklı fiyalar verdiği iddia edilmekedir. İddiayı e emek içi ev eçiliyor ve komiyocularda bu evlere $ bazıda fiya vermeleri ieiyor. Elde edile ouçlar aşağıdaki gibidir.iki komiyocuu ayı evlere farklı fiyalar veri vermediğii e ediiz. Komiyocular Evler A B 8. 8. -.. 79.9 8. -.. 3 63. 6.5.5.5 4 8. 5. 3. 9. 5 3. 6.5-3.5.5 6 75. 75... 7 7.9 9.5 -.6.56 8 5. 5... 9 64.9 65.5 -.6.36 9.5 95. -.5 6.5 5..7.3 5.9 77.5 78. -.5.5 7 Tolam -. 4. Eşleşirilmiş Örek Tei.Adım: : μ = : μ.adım:.67 4..94.67 he.3.94 v. d. 3.Adım: ab :,.5 = ±. 4.Adım: 8 he ab reddedilemez. %5 öem düzeyide fiyaladırma yöüde komiyocuları birbiride farklı olmadığıa karar verebiliriz. 9

r. Mehme Akaraylı Eşleşirilmiş Örek içi Güve Aralığı,, Ayı örek içi güve aralığıı healadığımızda;.67.(.94).67.(.94) 4.357 4.3 9 Sorular. Belli bir meafeyi erkek yüzücüleri kız yüzücülerde daha kıa zamada yüzdüğü iddia edilmekedir. Raal olarak eçile erkek yüzücüü oralama derecei 6 ve adar amaı dakika, 5 kız yüzücüü oralama derecei 7 ve adar amaı 5 dakika olarak bulumuşur. % alamlılık düzeyide karar veriiz.. A ve B marka amulleri ömürlerii farklı olduğu iddia edilmekedir. Raal olarak eçile A marka amulü oralama ömrü 85 ve adar amaı aa, B marka amulü oralama ömrü 65 ve adar amaı 5 aa olarak bulumuşur. % alamlılık eviyeie göre karar veriiz.

r. Mehme Akaraylı