抽样方法的比较研究

#60 # 5号码经济技术经济详细地检查62005年四个;抽样方法的区别详细地检查;卢宗辉何诚颖陶宏;(11国信用纸覆盖;21浙江财经学院;31;在本用纸覆盖,抽样方差表在不同的的抽样方法;关键词概率抽样;抽样方差的无偏估量;图;ResearchontheComparisons;SamplingMethods;Abstract:Bythederiva


# 60 # 5号码经济技术经济详细地检查62005年四个

抽样方法的区别详细地检查

卢宗辉 何诚颖 陶 宏

1

2

3

(11国信用纸覆盖;21浙江财经学院;31路股份有限公司)

在本用纸覆盖,抽样方差表在不同的的抽样方法算表达的导出与区别,以为抽样中应采用何种抽样方法松劲两个参量:异方差估计r和回归拦住A,并求婚了两个参量的预估量方法。。

关键词 概率抽样 抽样方差 无偏估量切中要害CLC数 C8 著作辨认码 A

ResearchontheComparisonsAmong

SamplingMethods

Abstract:BythederivationsandcomparisonsofSamplingVarianceformulasunderthedifferentSamplingMethods,itisproposedthatSamplingMethoddependupontwoparameters:heteroskedasticityrandinterceptA.ThesolutiontorandAisalsoputfor-wardinthisarticle1

Keywords:ProbabilitySampling;SamplingVariance;UnbiasedEstimator

一、成绩的求婚

抽样(随机抽样)可分为等概率抽样,等概率抽样也可分为复杂随机抽样。、薄片等概率抽样、等概率抽样、等概率零碎抽样与等概率多阶段抽样、薄片抽样、整群抽样、零碎抽样和多级抽样,不同概率抽样也可以同一分为复杂不同概率抽样(即通常所讲的不同概率抽样)、薄片不同概率抽样、不同概率抽样、不同概率抽样、多阶段不同概率进样法。但尽管如此,不难看出,这些抽样方法是等概率或不同概率。,都无非复杂抽样方法)))复杂随机抽样和复杂不同概率抽样的使变质或排列组合一三国际。如等概率抽样就是以群为终极抽样单位的复杂随机抽样,一致薄片概率抽样的几种复杂随机抽样,等概率零碎抽样,无论是薄片抽样最好还是聚类抽样,复杂随机抽样,等概率抽样是铅直和程度permut,毕竟,它也复杂的随机抽样。。不同概率抽样也可以归结为复杂的不值当议论的。因而,抽样的根本成绩是复杂随机抽样和s抽样成绩。,在本质上,这是两个概率值的区别与选择,不料,在中国1971的参照系界抽样的根本成绩,通常只议论,

抽样方法的区别详细地检查 61#

选择相接合的多种外形的方法举行了抽样方法。,使男子汉在执业中不克不及选择最适度的抽样方法。。终于,对抽样方法举行区别详细地检查不管对抽样参照系最好还是对抽样执业都具有根底意思和指示方向功用。

二、本详细地检查阐明,值当按生活指数调整的成绩

抽样的方法包孕两个恭敬:范本选择和O。。范本选择的是范本的拔取等概率或unequ,反复或不反复吗?。大致的估量是指全套服装的估量是复杂的典型的估量。考虑到范本的抽出与总体的推估方法是分不开的接合被拖的,因而,本文对这两个恭敬举行了片面的讨论。。为便利起见,是否战利品是以反复华样方法华样的。。

必不可少的事物按生活指数调整的是,总体估量方法的选择是一点钟非常重要的恭敬。,这与选择采样误差表达关心。。终于,本人以为使感激区别两种轻易朦胧的的普通方法。。这两者都的区别是还击抽样单位的数量近乎的,仅在抽样单位数上计算总体典型的估量数。,由安宁迹象重视计算的范本值总体估量。这两种做法在执业中平常朦胧的不清。,如5我国非交通零碎依据民法的载货汽车抽查惩戒展现6中规则的终极抽样单位是疾驰,却把按范本疾驰的车吨有益周转量举行的本属比率估量的总体推估当成了典型的数推估,终于,在采样误差1的计算中在一点钟成绩。。

三、抽样方法与选择道义的区别

导出了11个抽样方差表达。

全套服装的经过单独的若干阶段来发展回归方程为彝族= b6i EI,y是测变量,X是一点钟辅佐变量,EI是错误的的。

2

由于对多的来说,Ei |与单元胶料测子累积而成EI,终于,本人可以2以为| EI,EI是|单元胶料测功用。考虑到EI依赖于假定的全体居民。,绝对子累积而成,

EI也精力累积而成,但普通来说略少于使均衡。。终于,这时有或起作用的外形是KZi,结果采用

22re(颖娃)= 0,E(颖娃)= kzi。进入k是真正的的常数,R是测方差,它流言蜚语了这点(易)。,

2r

近乎回归线团圆度的议论。

复杂不同概率抽样,无偏估量、比率估量和回归估量列举如下所示

YP=YPR

CCC

n

i=1C

E

yi

(皮是提炼物i范本单元的可能性)

YP=XP

C

YRL=(A+BXP)N

中肯的的抽样方差的暗示列举如下:(1)无偏估量

yi

YP=i=E1nP

i

C

n

1见卢宗辉:5我国非交通零碎依据民法的载货汽车抽查惩戒展现采样误差表达之我见6,交通部公路科学详细地检查所,

51

# 62#5号码经济技术经济详细地检查62005年第4期

V(YP)=n

C

2N

i=1

E

Yi2

PI(NP-Y )

i

N

=n2

=n2

={

n

2

A+BZi+EiP(-A-B &-iENPiNi=1

N

i=1

EEi)

N

2

N

zieip [(1) B(z )+(-iENPiNPiNPii=1

N

N

i=1

EEi)]

2

N

ziei2p [(1) B(z )]+P(ii2EE1Pi-NPiNPii=1Ni=

i=1

EEi)

2

}

N

Ei

^E(-iEE)=0 EEiEj=0Pi=1i

EiEEPi(-Pii=1

N

i=1

E

N

2

Ei

E-2Ei)=EE[iEEi+Pi(

i=1Pii=1

2

NN

=E[(

Pi

i=1N

E

N

2Ei-

2EEi)+

2

i=1i=1N

i=1

N

EEi)

N

2

]

i=1

EPi(EEi)

i=1

NN

2

]

2

=E[PEEi-(

ii=12

=E[E-EPii=1i=

i=1

N

EEi)

N

2

]

i=1

EE2i]

EEEi(Pi-2

i=1

N

(

1)

=K

2

V(YP)

n

C

N

EZi

N

2r

1)PI

N

zi22rpi [(1) B(z EZi(1)} enpinpipii = 1ni = 1

N

(1)

当范本单位切中要害上浆使均衡汲取的办法,Pi=Zi/Z,在大N,可以以为,n-1un,iEEi=0,[(1/Pi)-1]=(1/Pi),终于(1)发展成。 =1

n22v(YP)= [(N)2 农耕2ei2r ]

nPiNi=1Pii=1

C

N

N

22 【A2

nN =

[A2nN

2

r-1

(-2N+PiN2)+2Z EZ2]iEi=1P1Ni=1

Ni=1N

NN

E(皮

N)+

r-1

EZ2]iNi=1

N

N

(2)

22 n [ AZN

C

C

2r-1

(Z-Z) Zee Ni=1i]ii=1

YP

(2)对比率估量港,有:

XP

抽样方法的区别详细地检查 63#

C

YPR

22=D

nPR

i=1

2

=

n

EPi[(NPi-N

N

N

i

R

i

)]2NPi

22

=nE(A+BXi+Ei-RXi)

i=1NPi

22=#E[A+(B-R)Xi+Ei]nNi=1Pi2 =n#N

Ni=1

E

2[(X 十一) EI ]相片

n大时,B-R=–X N

2

2 =2

nN2X 22 =2

nN2X

Ni=1Ni=1

i=1

EEi

N

U-)

X

N

E

2

(Xi-X )2+i2EEPiNi=1Pi2r(Xi-X )2+2EZiPiNi=1Pi

N

E

(3)

是否A是小的,可以疏忽,可以通行比率估量的相近抽样方差。

V(YPR)=n

C

i=1

E

N

rZ2iPi

(4)

在范本单位,当概率的上浆成直接比,Pi=Zi/Z,表达(3)发展成。

2

2(Xi-X )2+2Ei2rV(YPR)=n22ENX i=1ZiNi=1Zi

C

N

N

2

2Z

=n2 2

XN

C

C

Ni=1

E

2r-1

(Xi-X EZ2i)+iZiNi=1

N

(5)

(3)回归估量YPL =(a BXP)n,在(3)表达中,抽样方差可以经过a=0利润。

2r-1

V(YPL)=EZ2i

nNi=1

C

N

N

(6)

复杂不同概率抽样下的抽样方差表达,复杂随机抽样的三种估量方法

C

Ys=

EXii=1n

C

(无偏估量),YSR=RX=

CC

YSXS

,风骨(1)、式(3)和(6)中序PI = 1 / N

可以通行中肯的的抽样方差

2

2

钒酸钾

i=1

E(ZiN

Z )2

+EZi

N

2r

# 64 # 5号码经济技术经济详细地检查62005年四个

V(YSR)=n

C

2

2X

2

i=1

E(Xi-N

N

N

X )2

+N

i=1

EZi

N

2r

=n

C

2

222DX+NX

i=1N

EZi2r

i=1

2v(YSL)=网状物

21抽样方差的区别

EZi

2r

依据前述的暗示,列出了各式各样的估量方法的抽样方差表达。。

表1

复杂随机抽样

无偏估量,比率估量,回归估量

N222KN2r

BDZ+EZnNi=1i

2N2AD2+KEZ2rX

i=1inX 在复杂的抽样方差的区别

复杂的不同概率抽样(PPS)

N22N2N2r-A ZE(-)+EZnNi=1ZiZ Ni=1i

1

2

1N1KN2r-2A 2ZE(X-X )+EZi

Ni=1inX Ni=1Zi

1

N2KN2r

EZ

nNi=1iN2KN2r-EZnNi=1i

1

从这些表达可以看出以下几点

(1)以及复杂RA下的无偏估量和回归估量。,a包孕方差的安宁估量量。因而,在比估量和使均衡概率抽样(PPS),而,越方法变义和辅佐变量中间的相干,抽样方差越小。

(2)是否a=0,此后抚养了回归估量和将按比例放大估量的效力。,另外,回归估量优于比估量,和不同概率抽样下,a=0使得三种全体居民估量方法的效力相同的。。

(3)是否西是Zi,由于B >(A / X )即Bxy\(CX/2CY),C表现异形化系数,则复杂随机抽样下的比率估量比无偏估量无效;复杂不同概率抽样下的无偏估量与比率估量效

22

近乎相同的的速率;r \ 015,不同概率抽样的无偏估量量比平稳的更无效 ,

2

2

2

它也比无偏抽样估量更无效。,不同概率抽样比估量更无效。。使宣誓列举如下:

^不同概率抽样无偏估量和等概率抽样比率估量的抽样方差在Xi=Zi下使分裂可写为:

V(YP)=n

CC

N

N

2

2NZZ 2

i=1

E

22r-1

(Zi-Z )+ZEZiNi=1i2(Zi-Z )+ZiN

i=1N

2v(YSR)= 2

nZ N

2

2_v(YP)V(YSR)= 2nnz

C

C

N

i=1

E

N

EZi

i=1

N

2r

i=1

E

(Zi-Z )2-NPiN

N

i=1

E(Zi

Z 2)

r-1

+(Z EZ2-i

Ni=1

EZi

N

2r

)

^NPi\1 _

N

i=1

E

N

(Zi-Z )2[NPiN

i=1

E(Zi

N

Z )2

r-1r-1

05时,Zi2 _Z2r)i2)ii

三亿藏书楼表现各式各样的专业论文。、幼儿教育、小学教育、外文默想材料、各类合格性试验、买卖材料、抽样方法的区别详细地检查_卢宗辉46等质地。

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