Si nous voulons voir visiblement la distribution d'une donnée continue, laquelle parmi l'histogramme et le pdf devrait être utilisée? Quelles sont les différences, pas en termes de formule, entre l'histogramme et le pdf?
J'ai entendu une fois la transformation logarithmique est la plus populaire pour les distributions asymétriques à droite dans la régression linéaire ou la régression quantile Je voudrais savoir s'il y a une raison qui sous-tend cette déclaration? Pourquoi la transformation du journal convient-elle à une distribution asymétrique à droite? Que …
L'impression que j'ai eue, sur la base de plusieurs articles, livres et articles que j'ai lus, est que la manière recommandée d'ajuster une distribution de probabilité sur un ensemble de données consiste à utiliser l'estimation du maximum de vraisemblance (MLE). Cependant, en tant que physicien, une manière plus intuitive consiste …
Une distribution de Skellam décrit la différence entre deux variables qui ont des distributions de Poisson. Existe-t-il une distribution similaire qui décrit la différence entre les variables qui suivent des distributions binomiales négatives? Mes données sont produites par un processus de Poisson, mais incluent une bonne quantité de bruit, conduisant …
J'ai écrit un programme qui génère des données aléatoires. Si le programme fonctionne correctement, ces données doivent suivre une distribution de probabilité connue et spécifique. Je voudrais exécuter le programme, faire des calculs sur le résultat et trouver une valeur p. Avant que quelqu'un d'autre ne le dise: je comprends …
Supposons que nous avons des échantillons de deux variables aléatoires de Bernoulli indépendantes, Ber(θ1)Ber(θ1)\mathrm{Ber}(\theta_1) et Ber(θ2)Ber(θ2)\mathrm{Ber}(\theta_2) . Comment prouver que (X¯1−X¯2)−(θ1−θ2)θ1(1−θ1)n1+θ2(1−θ2)n2−−−−−−−−−−−−−−√→dN(0,1)(X¯1−X¯2)−(θ1−θ2)θ1(1−θ1)n1+θ2(1−θ2)n2→dN(0,1)\frac{(\bar X_1-\bar X_2)-(\theta_1-\theta_2)}{\sqrt{\frac{\theta_1(1-\theta_1)}{n_1}+\frac{\theta_2(1-\theta_2)}{n_2}}}\xrightarrow{d} \mathcal N(0,1)? Supposons que n1≠n2n1≠n2n_1\neq n_2 .
J'ai travaillé avec la conviction que la médiane de l'échantillon est une mesure plus robuste de la tendance centrale que la moyenne de l'échantillon, car elle ignore les valeurs aberrantes. J'ai donc été surpris d'apprendre (dans la réponse à une autre question ) que pour les échantillons tirés d'une distribution …
J'ai quatre variables indépendantes uniformément réparties a,b,c,da,b,c,da,b,c,d , chacune dans [0,1][0,1][0,1] . Je veux calculer la distribution de (a−d)2+4bc(a−d)2+4bc(a-d)^2+4bc . J'ai calculé la distribution de u2=4bcu2=4bcu_2=4bc pour être f2(u2)=−14lnu24f2(u2)=−14lnu24f_2(u_2)=-\frac{1}{4}\ln\frac{u_2}{4} (d'oùu2∈(0,4]u2∈(0,4]u_2\in(0,4]), et deu1=(a−d)2u1=(a−d)2u_1=(a-d)^2àf1(u1)=1−u1−−√u1−−√.f1(u1)=1−u1u1.f_1(u_1)=\frac{1-\sqrt{u_1}}{\sqrt{u_1}}.Maintenant, la distribution d'une sommeu1+u2u1+u2u_1+u_2est (u1,u2u1,u2u_1,\, u_2 sont également indépendants)fu1+u2(x)=∫+∞−∞f1(x−y)f2(y)dy=−14∫401−x−y−−−−√x−y−−−−√⋅lny4dy,fu1+u2(x)=∫−∞+∞f1(x−y)f2(y)dy=−14∫041−x−yx−y⋅lny4dy,f_{u_1+u_2}(x)=\int_{-\infty}^{+\infty}f_1(x-y)f_2(y)dy=-\frac{1}{4}\int_0^4\frac{1-\sqrt{x-y}}{\sqrt{x-y}}\cdot\ln\frac{y}{4}dy,cary∈(0,4]y∈(0,4]y\in(0,4]. Ici, il doit êtrex>yx>yx>ydonc l'intégrale est égale àfu1+u2(x)=−14∫x01−x−y−−−−√x−y−−−−√⋅lny4dy.fu1+u2(x)=−14∫0X1-X-yX-y⋅lny4réy.f_{u_1+u_2}(x)=-\frac{1}{4}\int_0^{x}\frac{1-\sqrt{x-y}}{\sqrt{x-y}}\cdot\ln\frac{y}{4}dy.Maintenant je …
Le pdf et le pmf et le cdf contiennent-ils la même information? Pour moi, le pdf donne la probabilité totale à un certain point (essentiellement la zone sous la probabilité). Le pmf donne la probabilité d'un certain point. Le cdf donne la probabilité sous un certain point. Donc pour moi …
J'ai deux distributions où seul le résumé à 5 chiffres (minimum, 1er quartile, médiane, 3e quartile, maximum) et la taille de l'échantillon sont connus. Contrairement à la question ici , tous les points de données ne sont pas disponibles. Existe-t-il un test statistique non paramétrique qui me permette de vérifier …
On m'a toujours dit qu'un CDF est unique mais qu'un PDF / PMF n'est pas unique, pourquoi? Pouvez-vous donner un exemple où un PDF / PMF n'est pas unique?
J'ai l'image suivante qui m'a dit être une illustration de la façon dont la distribution de probabilité postérieure est une combinaison des distributions a priori et de vraisemblance. On m'a dit qu'il y avait quelque chose de mal avec l'image, à savoir que la distribution postérieure ne peut pas avoir …
Comment ajuster les paramètres d'une distribution t, c'est-à-dire les paramètres correspondant à la «moyenne» et à «l'écart-type» d'une distribution normale. Je suppose qu'ils sont appelés «moyenne» et «échelle / degrés de liberté» pour une distribution t? Le code suivant entraîne souvent des erreurs «échec de l'optimisation». library(MASS) fitdistr(x, "t") Dois-je …
Question simple: comment spécifier une distribution log-normale dans l'argument de la famille GLM dans R? Je n'ai pas pu trouver comment cela pourrait être réalisé. Pourquoi la lognormale (ou exponentielle) n'est-elle pas une option dans l'argument familial? Quelque part dans les archives R, j'ai lu qu'il suffit d'utiliser le lien …
J'ai des données de densité de poisson que j'essaie de comparer entre plusieurs techniques de collecte différentes, les données ont beaucoup de zéros et l'histogramme semble approprié pour une distribution de poisson, sauf que, comme densités, ce ne sont pas des données entières. Je suis relativement nouveau dans les GLM …
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