b = матожиданию кси (путем смещения делаем из начального распределения распределение N(0,сигмаквадрат)). a = единице делить на сигму (делаем N(0,1)).
Все, что я могу сказать по этому поводу. Каких-то конкретных доказательств не могу привести - слишком уж все очевидно

как принимает терентьев? расскажите, плз, а?

Читай в преподах.

там нет теор вера, там он как программист. или я не понимаю, где читать. ((((

My Webpage
здесь

Народ! Объясните 4.6 и 4.7

и 4-10 и 4-11. в 1м является, а во втором нет? поясните, кто понимает хорошо 4-11, плз.

и 4.10 и 4.11 по-моему нет.
4.10 cогласно свойствам распределения Пирсона матожидание= 1/(n-1)[n. o^2] <> o^2.
4.11 если мю=0 то является, а мю=1 нет.
4.6 и 4.7 помоему первые случаи. У кого другое мнение?

4.10 ответ ДА!

оно справедливо если, кси ~ N(0,1), в данном случае нужно ручками расписать матожидание от квадрата кси, выразив ее аккурат через дисперсию и квадрат матожидания. По условие матожидание нулевое, следовательно получаем, что матожидание от кси квадрат равно дисперсии. Ответ: да
4.11 Аналогично ответ Нет
4.7 при n=100
4.6 По-моему одинаково
2 SericK
M(a(ksi- B ))=a(M(ksi)- B )=0 => b=M(ksi)=mu
D(a(ksi)- B )=a^2*o^2=1 => a=plus minys 1/sigma
Pral'no ?

Думаю, да. //но это все равно там писать не надо. Нужен только ответ.

то есть а может принимать два значения плюс и минус 1/сигма, верно ?

да.

4.10 - ответ НЕТ. [1/(n-1)]*[n*o^2] не равно o^2. Проверено и перепроверено, а так же подтверждено на консультации.
в 4.11 если матожидание нулевое, то оценка будет несмещенной и состоятельной. Но оно там ненулевое, следовательно оценка не является несмещенной

2 Rurouni
афигеть, а аргументов кроме нету ?

[1/(n-1)]*[n*o^2] не равно o^2

А вот эта формула не аргумент?

1.24 ?

Чорд, у меня уже начали закрадываться подозрения.. В лекциях (2005, стр. 32) доказано, что 4.10 является несмещенной оценкой дисперсии, НО - для нормального распределения. В задаче же ничего о виде распределения не сказано.

откуда вообще это выражение ? Тут нету распределения Пирсона, нетуу его или оно откуда-то еще берется ?

Не понял. В Волкове на стр. 32 оценка для мат. ожидания, а в 4.10 - оценка для дисперсии. Да и формула заметно отличается (множитель не 1/n-1, а 1/n и нет квадратов у кси).

1.24 - ответ нет. Может быть так, что P(A|B)=1,а P(A)<1. Это возможно, например, при А=В.

гы, я понимаю, предлагаю тебе взглянуть ниже именно на оценку для дисперсии там именно это формула и стоит, или к примеру открой Пытьева стр. 196 или просто скажи как ты получил это выражение из исходного.

Предыдущий пост - это ответ не тебе, а toshas и atz

В 4.10 отстутствие слова "нормальное" - опечатка, считай что оно там есть

2 Rurouni
таааааак, ну если там нормальное распредение тогда матожидание равно
[1/(n-1)]*[(n-1)*o^2] = o^2

Почему n-1, а не n? См. Пытьев стр. 184.

2 Rurouni
Вообщем я понял одно ответ: Нет %)) Только я думаю там по другому, а именно
когда мы расписываем матожидание от кси квадрат через сумму дисперсии и квадрата матожидания последнее обнуляется и у нас получается sigma^2/n что не равно сигма^2 и опечатки тут нету.

2.20 ? ВГ ?

2.20 Б еще, т.к. все верные варианты
4.10 здесь помоему 1/n , а почему 1/(n-1) в формуле распределения Стьюдента не хорошо понял, хотя это объяснили в Пытев стр.186

По поводу Г. Пытьев стрю95. Из =0 не следует независимость. -> неподходит

а из формулы 46 стр 96 следует Г подходит.

Попарная независимость является достаточным, но не необходимым условием того, что дисперсия суммы равна сумме дисперсий Равенство нулю ковариаций тоже достаточное условие, хоть из него и не следует попарная независимость.

Ув. коллеги,
в связи с катастрофической нехваткой учебников Пытьева по Теорверу в БУПе и нашем абонементе, вызванной критической степенью их механического износа, добрый человек взял на себя труд отсканировать данный учебник, и положить его сюда:
http://cmpd2.phys.msu.su/~shift/teorver/Pytyev_teorver.djvu

также имеется отфотканный задачник
http://cmpd2.phys.msu.su/~shift/teorver/zadachnik.pdf
правда, неважного качества.