SECCIΓN 7.5 2. Se toma una muestra de tamaΓ±o 4 de una poblaciΓ³n de media π y varianza ππ . Se propone los siguieras esti
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SECCIΓN 7.5 2. Se toma una muestra de tamaΓ±o 4 de una poblaciΓ³n de media π y varianza ππ . Se propone los siguieras estimados de la media: Μπ = π½
πΏπ + πΏπ + ππΏπ π
Μπ = π½
πΏπ + πΏπ + ππΏπ π
Μπ = π½ Μπ = π½
πΏπ + πΏπ + πΏπ + πΏπ π
πΏπ + πΏπ + πΏπ + πΏπ β π π
Indique su orden de preferencia (del mejor al peor) y explique los motivos de su clasificaciΓ³n. Calculando las esperanzas y varianzas tenemos: Μ1 ) = πΈ(π
πΈ(π1 + π2 + 3π4 ) πΈ(π1 ) + πΈ(π2 ) + 3πΈ(π4 ) π + π + 3π = = =π 5 5 5 π1 + π2 + 2π3 π + π + 2π Μ πΈ(π )= =π 2) = πΈ ( 4 4 π+π+π+π Μ πΈ(π =π 3) = 4 Μ4 ) = 4π β 3 πΈ(π 3
Μ1 ) = πππ(π
1 11π 2 (πππ(π1 ) + πππ(π2 ) + 9πππ(π3 )) = 25 25 3 2 Μ πππ(π 2) = π 8 2
π Μ πππ(π 3) = 4
Μ4 ) = 4π πππ(π 9 Por los valores de las varianzas, ordenando, tenemos: πΜ3 ,πΜ2 ,πΜ1 , πΜ4 4. Si se dispone de una muestra πΏπ , πΏπ , πΏπ de observaciones que siguen una ley exponencial π
πΊ (π½). Considere los siguientes estimadores: Μπ = πΏπ , π½
Μπ = π½ πΈ(ππ ) =
Μ1 ) = π πΈ(π Μ1 ) = π 2 πππ(π
πΏπ + πΏπ , π
Μπ = π½
πΏπ + ππΏπ , π
Μπ = πΏ Μ
π½
1 1 = π πππ(ππ ) = = π2 (1/π)2 1/π
Μ πΈ(π 2) = π
3π 2 5π 2 Μ ) πππ(π = 3 4 Μ πΈ(π 3) =
2
π Μ πππ(π 2) = 2 a) ΒΏCuΓ‘les estimadores son insesgados para π?
Μ4 ) = π πΈ(π 2
Μ4 ) = π πππ(π 3
Son estimadores insesgados para π los estimadores π1 , π2 y π4 b) Entre los estimadores insesgados de π, ΒΏCuΓ‘l estimador escogerΓa usted y por quΓ©? 2
Μ4 ) = π es la menor varianza. Μ4 ,pues πππ(π EscogerΓa π 3 6. A partir de una poblaciΓ³n que tiene media π y varianza ππ se tomaron tres muestras de tamaΓ±o ππ = π, ππ = ππ y ππ = π. Sean πΊππ , πΊππ y πΊππ las varianzas muestrales calculadas a partir de las muestras. Compruebe que: πΊπ =
π πΊππ + πππΊππ + ππΊππ ππ
Es un estimador insesgado de ππ . πΈ(π 2 ) =
1 1 πΈ(7 π12 + 14π22 + 9π32 ) = (7πΈ(π12 ) + 14πΈ(π22 ) + 9πΈ(π32 )) = π 2 30 30
Entonces πΊπ es estimador insesgado de π 2 . 8. Si πΏπ , πΏπ son dos variables aleatorias independientes tales que π¬(πΏπ ) = π¬(πΏπ ) = π y π½ππ(πΏπ ) = π½ππ(πΏπ ) = ππ , determine si el estimador π=
(πΏπ β πΏπ )π π
Es insesgado para ππ . π=
(π1 β π2 )2 π12 β 2π12 π22 + π22 = 2 2
1 1 πΈ(π) = πΈ(π12 β 2π12 π22 + π22 ) = (πΈ(π12 ) β 2πΈ(π12 π22 ) + πΈ(π22 )) 2 2 Dado que πΈ(ππ2 ) = π2 + π 2 y como son independientes, πΈ(π12 π22 ) = ππ = π2 entonces 1 πΈ(π) = (2π2 + 2π 2 β 2π2 ) = π 2 2 Es decir π =
(π1 βπ2 )2 2
es estimador insesgado de π 2 .
Μ
π son dos medias muestrales calculadas a partir de dos muestras de 10. Suponga que Μ
Μ
Μ
Μ
πΏπ y πΏ tamaΓ±o ππ y ππ , respectivamente, obtenidas de una poblaciΓ³n normal de media π y varianza ππ . a) Se define un estimador de π: Μ
Μ
Μ
π3 = πΌπΜ
1 + (1 β πΌ)πΜ
2 , (0 β€ πΌ β€ 1). Pruebe que es insesgado. Μ
Μ
Μ
3 ) = πΌπΈ(πΜ
1 ) + πΈ((1 β πΌ)πΜ
2 ) = πΌπ + πΈ(πΜ
2 ) β πΌπΈ(πΜ
2 ) = πΌπ + π β πΌπ = π πΈ(π b) Halle el valor de πΌ que minimiza Ia varianza. πππ(π3 ) = πΌ 2 πππ(πΜ
1 ) + πππ((1 β πΌ)πΜ
2 ) =
πΌ2π2 π2 + (1 β πΌ)2 π1 π2
=
πΌ 2π 2 π2 πΌ2π2 π2 πΌπ 2 πΌ 2 π 2 + (1 β 2πΌ + πΌ 2 ) = + β2 + π1 π2 π1 π2 π2 π2
Para encontrar el mΓnimo derivamos respecto de alfa e igualamos a cero 2
πΌπ 2 π2 πΌπ 2 β2 +2 =0 π1 π2 π2 πΌ(
πΌ(
π2 π2 π2 + )= π1 π2 π2
π 2 (π2 + π1 ) π2 )= π1 π2 π2 πΌ=
π1 (π2 + π1 )
12. Sea πΏπ , β¦ , πΏπ una muestra aleatoria de una poblaciΓ³n con la siguiente distribuciΓ³n discreta: π·π(πΏ = π) =
π(π β π½) π½ , π·π(πΏ = π) = , πβπ½ πβπ½
π½ β (π, π)
a) Halle el estimador de π por el mΓ©todo de los momentos; π
πΈ(π) = β ππ ππ = π=1
2(1 β π) π 2 β 2π + 2π 2 1+ 2= = =π 2βπ 2βπ 2βπ 2βπ πΜ 1 =
βππ=1 ππ = π₯Μ
π
Igualando π Μ1 = π, tenemos que 2 = π₯Μ
2βπ De donde π =2β
2 π₯Μ
b) Halle el estimador de π por mΓ‘xima verosimilitud; πΏ(π) = π(π) = log c) Demuestre que los dos estimadores encontrados coinciden.
14. Sean πΏπ , β¦ , πΏπ una muestra aleatoria de πβπ+π½ , π(π) = { π,
(π½ β β) π > π½, πππ¬π¨ ππ¨π§ππ«ππ«π’π¨
a) Calcule πΈ(π) y obtenga un estimador de π mediante el mΓ©todo de los momentos.
β
β
πΈ(π) = β« π₯(π βπ₯+π )ππ₯ = (π₯ + 1)(βπ πβπ₯ )|π = π + 1 = π π
πΜ 1 =
βππ=1 ππ = π₯Μ
π
Igualando π Μ1 = π, tenemos que π + 1 = π₯Μ
De donde π = π₯Μ
β 1 πΜ1 = π₯Μ
β 1
b) Determine si el estimador es insesgado Μ1 ) = πΈ(π₯Μ
β 1) = πΈ(π₯Μ
) β πΈ(1) = π β 1 πΈ(π Pero π + 1 = π, de donde πΈ(πΜ1 ) = π c) Obtenga el estimador de π por el mΓ©todo de la mΓ‘xima verosimilitud π(π₯, π) = π βπ₯+π π π
π
πΏ(π₯, π) = (π(π₯, π)) = β π
βπ₯π +π
= exp (β βπ₯π + π )
π=1
π=1
π
π
π(π) = log (exp (β βπ₯π + π )) = β βπ₯π + π π=1 π
π=1 π
β βπ₯π + β π = 0 π=1
π=1
π=
βππ=1 π₯π = π₯Μ
π
πΜ2 =
βππ=1 π₯π = π₯Μ
π
d) ΒΏCuΓ‘l de los dos estimadores es mΓ‘s eficiente? πππ(πΜ1 ) = πππ(π₯Μ
) β πππ(1)
πππ(πΜ2 ) = πππ(π₯Μ
)
πππ(πΜ1 ) = π 2 + 1
πππ(πΜ2 ) = π 2
e) Calcule el πΈπΆπ de πΜ2
2 πΈπΆπ(πΜ2 ) = πππ(πΜ2 ) + π ππ ππ(πΜ2 ) 2
= π 2 + (πΈ(πΜ2 ) β π)
= π 2 + (π + 1 β π)2 = π2 + 1 16. A lo largo de un aΓ±o, la hembra del tigrillo puede tener una o dos crΓas, o no tener ninguna. SegΓΊn un estudio realizado por un grupo de zoΓ³logos, la proporciΓ³n de hembras sin π
crΓas es π, la de las con una crΓa es
ππ , π
mientras la proporciΓ³n de la hembras con dos crΓas es
π β π, donde el parΓ‘metro π toma un valor entre 0 y 1. a) Halle el nΓΊmero medio de crΓas por hembra a lo largo de un aΓ±o
b) AI realizar un estudio de 200 hembras durante un aΓ±o, el equipo de cientΓficos mencionado encontrΓ³ 55 hembras que no han tenido crΓas, 106 que han tenido una crΓa y 39 que han tenido dos. Estime el parΓ‘metro π por el mΓ©todo de los momentos.