17.04.2013 Views

Distribuţia Binomială: Modelare Statistică, Optimizare Numerică, cu ...

Distribuţia Binomială: Modelare Statistică, Optimizare Numerică, cu ...

Distribuţia Binomială: Modelare Statistică, Optimizare Numerică, cu ...

SHOW MORE
SHOW LESS

Create successful ePaper yourself

Turn your PDF publications into a flip-book with our unique Google optimized e-Paper software.

<strong>Distribuţia</strong> <strong>Binomială</strong>: <strong>Modelare</strong> <strong>Statistică</strong>, <strong>Optimizare</strong> <strong>Numerică</strong>, <strong>cu</strong> Aplicaţii în Bioinformatică şi Biochimie<br />

variaţii ale erorilor faţă de valoarea impusă α (la criteriile SdOE, IdOE, şi IiOE are 5 apariţii faţă de<br />

Logit_C <strong>cu</strong> una singură).<br />

Dacă se consideră metoda propusă BetaCJA, aceasta produce sistematic foarte bune<br />

rezultate aşa <strong>cu</strong>m rezultă şi din Tabelul 16 pentru volume de eşantioane m ≥ 67.<br />

Tabelul 16. Analiza comparativă Logit_C vs. BetaCJA pe domeniul 67..167<br />

67..167 Logit_C BetaCJA Diferenţa relativă<br />

AiOE0(·.·,0.05,·) 0.05 0.03 0.5<br />

AiOE1(·.·,0.05,·) 0.04 0.12 -1<br />

SdOE0(·.·,0.05,·) 0.85 0.82 0.035928<br />

SdOE1(·.·,0.05,·) 1.08 1.05 0.028169<br />

IdOE0(·.·,0.05,·) 0.85 0.82 0.035928<br />

IdOE1(·.·,0.05,·) 1.08 1.05 0.028169<br />

IiOE0(·.·,0.05,·) 0.58 0.57 0.017391<br />

IiOE1(·.·,0.05,·) 0.65 0.66 -0.015270<br />

AdOE0(·.·,0.05,·) 0.58 0.57 0.017391<br />

AdOE1(·.·,0.05,·) 0.66 0.65 0.015267<br />

S8OE0(·.·,0.05,·) 2.01 2.01 0<br />

S8OE1(·.·,0.05,·) 3.03 3.03 0<br />

Ipoteza statistică H0: "Nu există diferenţă între valorile cal<strong>cu</strong>late prin Logit_C şi prin<br />

BetaCJA" se transformă în "Diferenţa relativă este normal distribuită". Ipoteza de normalitate<br />

pentru seria de date din Tabelul 16 se poate verifica folosind testul Jarque-Bera.<br />

Testul Jarque-Bera ca măsură a normalităţii<br />

În statistică, testul Jarque-Bera [19,20] este o măsură a depărtării de normalitate a unei serii<br />

de date, bazat pe asimetrie (skewness) şi boltire (kurtosis).<br />

Următoarele formule cal<strong>cu</strong>lează parametrul statistic JB:<br />

1<br />

n<br />

S =<br />

⎛ 1<br />

⎜<br />

⎝ n<br />

n<br />

i=<br />

1<br />

i 1 ,<br />

n<br />

3 / 2<br />

n<br />

2<br />

2 ⎞ ⎛<br />

2 ⎞<br />

∑<br />

∑<br />

i=<br />

1<br />

( x − x)<br />

( x −<br />

x)<br />

3<br />

⎟<br />

⎠<br />

K =<br />

⎜<br />

⎝<br />

1<br />

n<br />

1<br />

n<br />

n<br />

∑<br />

4<br />

( x − x)<br />

= , ⎟<br />

( x − x)<br />

⎟<br />

⎠<br />

⎟<br />

2<br />

n ⎛ 2 ( K − 3)<br />

⎞<br />

2<br />

JB = ⎜<br />

⎜S<br />

+ , p = χ ( JB,<br />

2)<br />

6 ⎝ 4 ⎠<br />

∑<br />

i=<br />

1<br />

Probabilitatea ca seria de date să provină dintr-o distribuţie normală se cal<strong>cu</strong>lează din<br />

distribuţia χ 2 <strong>cu</strong> 2 grade de libertate.<br />

Pentru datele din Tabelul 16 se obţin următoarele valori:<br />

÷ S = -1.9173849;<br />

[19] Bera AK, Jarque CM. Efficient tests for normality, homoscedasticity and serial independence<br />

of regression residuals. Economics Letters 1980;6(3):255-259.<br />

[20] Bera AK, Jarque CM. Efficient tests for normality, homoscedasticity and serial independence<br />

of regression residuals: Monte Carlo evidence. Economics Letters 1981;7(4):313-318.<br />

75(157)

Hooray! Your file is uploaded and ready to be published.

Saved successfully!

Ooh no, something went wrong!