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Forum "mathematische Statistik" - Stichprobenvarianz
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Stichprobenvarianz: Verstehen die Aufgabe nicht :(
Status: (Frage) beantwortet Status 
Datum: 20:41 Di 09.11.2010
Autor: Imperator_Serhat

Aufgabe
Seien [mm] X_{1},...,X_{n} [/mm] i.i.d. Zufallsvariablen mit [mm] EX_{i}=\mu, [/mm] Var [mm] X_{i}=\sigma^{2}, [/mm] i=1,...,n, [mm] \mu \in \IR, \sigma^2 \in (0,\infty). [/mm]

Zeigen Sie, dass für die Stichprobenvarianz
[mm] S^{2}_{n}:=\bruch{1}{n-1} \summe_{1=1}^{n}(X_{i}-\overline{X})^{2}, [/mm]
wobei [mm] \overline{X}:=\bruch{1}{n}\summe_{i=1}^{n}X_{i}, [/mm] gilt
[mm] ES_{n}^{2}=\sigma^{2} [/mm]

Wir haben ziemlich keinen Plan, was wir tun sollen.

Wir haben gedacht, wir berechnen vom [mm] S_{n}^{2} [/mm] den Erwartungswert. Ferner denken wir, dass wir zeigen müssen, dass dabei [mm] Var(X)=E((X-\mu)^2)=\sigma^2 [/mm] rauskommen sollte.

Frage 1: Ist der Gedankengang halbwegs richtig?
Frage 2: Wie können wir davon ausgehen, dass [mm] E(X_{i})=\overline{X} [/mm] (das arithmetische Mittel) ist?
Frage 3: Wie rechnen wir nun den Erwartungswert aus? (Vorausgesetzt die Antwort auf 1 lautet ja)

Vielen Dank im Voraus für eure Hilfe.
Grüße

        
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Stichprobenvarianz: Antwort
Status: (Antwort) fertig Status 
Datum: 23:49 Di 09.11.2010
Autor: ullim

Hi,

ich würde folgendes vorab berechnen.

1) [mm] \summe_{i=1}^{n}(X_i-\overline X)^2=\summe_{i=1}^{n}X_i^2-n*\overline X^2 [/mm]

2) [mm] \sigma^2=E[X_i-E(X_i)]^2=E(X_i^2)-\mu^2 \Rightarrow E(X_i^2)=\sigma^2+\mu^2 [/mm]

3) [mm] E(\overline X^2)=\br{1}{n^2}*\left(\summe_{i\ne j=1}^{n}\mu^2+\summe_{i=1}^{n}E(X_i^2)\right)=\mu^2+\br{1}{n}*\sigma^2 [/mm] (Hier wird die Unabhängigkeit der Zufallsvariblen [mm] X_i [/mm] gebraucht)

Daraus folgt

[mm] E(S_n^2)=\br{1}{n-1}*\left(\summe_{i=1}^{n}(\sigma^2+\mu^2)-n*(\mu^2+\br{1}{n}*\sigma^2\right)=\sigma^2 [/mm]



Bezug
                
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Stichprobenvarianz: Frage (beantwortet)
Status: (Frage) beantwortet Status 
Datum: 23:57 Di 09.11.2010
Autor: Imperator_Serhat

Super, vielen lieben Dank. Wir sehen uns das morgen nochmal genauer an.
Eine Frage habe ich noch: Warum steht eigentlich in der Aufgabenstellung [mm] \bruch{1}{n-1} [/mm] und nicht [mm] \bruch{1}{n}? [/mm]

Grüße

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Stichprobenvarianz: Antwort
Status: (Antwort) fertig Status 
Datum: 07:01 Mi 10.11.2010
Autor: luis52

Moin

>  Eine Frage habe ich noch: Warum steht eigentlich in der
> Aufgabenstellung [mm]\bruch{1}{n-1}[/mm] und nicht [mm]\bruch{1}{n}?[/mm]


Was meinst du damit? Anderenfalls wuerde doch die behauptete Eigenschaft nicht gelten.


vg Luis


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Stichprobenvarianz: Mitteilung
Status: (Mitteilung) Reaktion unnötig Status 
Datum: 14:49 Mi 10.11.2010
Autor: d10

Die Frage war eine reine Verständnisfrage und hatte nicht viel mit der ursprünglichen Aufgabe zu tun. Worum es ging, war aber ob es eine einfache (einleuchtende) Erklärung dafür gibt, dass [mm] \bruch{1}{n-1} [/mm] und nicht [mm] \bruch{1}{n} [/mm] korrekt ist. Denn die Summe wird ja auch von 1 bis n und nicht von 1 bis n-1 gebildet.

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Stichprobenvarianz: Antwort
Status: (Antwort) fertig Status 
Datum: 08:44 Mi 10.11.2010
Autor: ullim

Hi,

mit dem Nenner (n-1) wird sicher gestellt, das [mm] S_n^2 [/mm] ein erwartungstreuer Schätzer für die Varianz ist.

Wenn Du die Maximum Likelihood Schätzung für die Varianz berechnest, bekommst Du den Faktor [mm] \br{1}{n}, [/mm] aber dann ist die Schätzung nicht mehr Erwartungstreu.

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Stichprobenvarianz: Frage (überfällig)
Status: (Frage) überfällig Status 
Datum: 15:11 Mi 10.11.2010
Autor: d10

Vielen Dank für die schnelle Antwort.

Ich konnte die einzelnen Schritte alle soweit nachvollziehen, bis auf Nebenrechnung 3. Hier konnte ich weder die Umformung Teil1->Teil2 noch Teil2->Teil3 nachvollziehen.
Kannst du den Teil bitte nochmal detaillierter erklären?

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Stichprobenvarianz: Fälligkeit abgelaufen
Status: (Mitteilung) Reaktion unnötig Status 
Datum: 03:20 Do 11.11.2010
Autor: matux

$MATUXTEXT(ueberfaellige_frage)
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Stichprobenvarianz: Antwort
Status: (Antwort) fertig Status 
Datum: 09:18 Do 11.11.2010
Autor: ullim

Hi,

Es geht ja um


(3) [mm] E(\overline X^2)=\br{1}{n^2}\cdot{}\left(\summe_{i\ne j=1}^{n}\mu^2+\summe_{i=1}^{n}E(X_i^2)\right)=\mu^2+\br{1}{n}\cdot{}\sigma^2 [/mm]

Also

[mm] E(\overline X^2)=\br{1}{n^2}*E\left(\summe_{i=1}^{n}X_i*\summe_{j=1}^{n}X_j\right)=\br{1}{n^2}*E\left(\summe_{i=1,j=1}^{n}X_i*X_j\right) [/mm]

Jetzt in der letzten Summe die Terme betrachten an denen der Index gleich ist und den Rest, also da wo [mm] i\ne [/mm] j ist und die Summe so aufteilen, dann kommst Du zu der Formel in (3), wenn man noch beachtet das wegen der Unabhängigkeit gilt, [mm] E[X_i*X_j)=E(X_i)*E(X_j)=\mu^2. [/mm]

Die Trennung muss man machen, weil eben für [mm] E(X_i^2) [/mm] nicht gilt [mm] E(X_i^2)=\mu^2 [/mm] sondern [mm] E(X_i^2)=\sigma^2+\mu^2 [/mm]

Alles in (3) eingesetzt ergibt

[mm] E(\overline X^2)=\br{1}{n^2}\cdot{}\left[(n^2-n)*\mu^2+n*(\sigma^2+\mu^2)\right]=\br{1}{n^2}*[n^2*\mu^2+n*\sigma^2]=\mu^2+\br{1}{n}*\sigma^2 [/mm]



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