Skript - Prof. Georg Hoever - FH Aachen
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3. Statistik 44<br />
Satz 3.6<br />
Ist X normalverteilt mit Standardabweichung σ, so erhält man für den Erwartungswert<br />
µ einen Konifidenzbereich zum Konfidenzniveau 1 − α zu n Beobachtungen<br />
x 1 ,...,x n durch<br />
[<br />
x n − √ σ ·c; x n + σ ]<br />
√ ·c n n<br />
mit x n = 1 n<br />
Beispiel 1:<br />
n∑<br />
k=1<br />
x k und c = x 1−<br />
α , dem 1−α 2 2-Quantil zur Standardnormalverteilung.<br />
Ein Merkmal ist normalverteilt mit σ = 1. Eine Stichprobe aus 10 Beobachtungen<br />
ergibt den Mittelwert x = 12.<br />
Zu α = 0.1 ist x 1−<br />
α = x 0.95 = 1.64. Der Konfidenzbereich für µ ist also<br />
2<br />
[<br />
12− √ 1 ·1.64; 12+ 1 ]<br />
√ ·1.64 = [11.48; 12.52].<br />
10 10<br />
Bemerkung:<br />
Das Ergebnis ist auch intuitiv verständlich: Falls X (µ,σ 2 )−normalverteilt ist, ist<br />
X n = 1 n<br />
∑ n<br />
k=1 X k normalverteilt um µ mit Varianz<br />
V(X n ) = V( 1 n<br />
n∑<br />
X k ) = 1 n∑<br />
n 2 V(X k ) = 1 n 2 ·n·σ2 = 1 n σ2 ,<br />
k=1<br />
k=1<br />
also Standardabweichung √ 1<br />
n<br />
σ. Die Dichte-Funktionen konzentrieren sich für wachsendes<br />
n mehr und mehr um µ; damit ist auch verständlich, dass die Breite des<br />
1<br />
Konfidenzbereichs mit √n schrumpft.<br />
Oft ist es nicht realistisch, dass man die Standardabweichung σ kennt. Ersetzt man σ in<br />
der Formel von Xn ∗ durch den Schätzwert<br />
S n = √ 1 n∑<br />
(X k −X n )<br />
n−1<br />
2<br />
k=1<br />
so erhält man eine Zufallsvariable<br />
̂X n = √ n· Xn −µ<br />
S n<br />
,<br />
die (bei normalverteiltem X mit E(X) = µ, unabhängig von σ) t-verteilt mit n − 1<br />
Freiheitsgraden ist. Die t-Verteilung (auch Student-Verteilung) mit m Freiheitsgraden<br />
besitzt die Dichte