Exercice Maximum De Vraisemblance — Portail Famille Le Lion D Angers
Inscription / Connexion Nouveau Sujet Niveau Licence Maths 1e ann Posté par Anomes 27-08-16 à 08:03 Bonjour, Dans un exercice on me demande de calculer l'estimateur de maximum de vraisemblance de theta carré. Sachant que ma fonction de densité est une exponentielle de paramètre theta, est-il possible que j'obtienne la réponse suivante? Merci d'avance! Posté par carpediem re: Exercice de maximum de vraisemblance 27-08-16 à 13:38 et tu crois qu'on va comprendre quelque chose sans savoir qui est qui.... Posté par Anomes re: Exercice de maximum de vraisemblance 27-08-16 à 14:52 Qu'est ce que vous avez besoin de savoir en plus? Posté par Anomes re: Exercice de maximum de vraisemblance 27-08-16 à 15:00 Voici ma fonction de densité qui permet de calculer le maximum de vraisemblance. Posté par Anomes re: Exercice de maximum de vraisemblance 28-08-16 à 16:35 Posté par ThierryPoma re: Exercice de maximum de vraisemblance 28-08-16 à 17:26 Bonsoir, Carpi, que je salue au passage, te demande de présenter tout les personnages et de les mettre en contexte.
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Dans l'étang numérique suivant, il y a 1000 poissons (virtuels). On organise deux pêches. A vous de vérifier si l'estimation donnée par le maximum de vraisemblance donne un résultat proche de 1000. Consulter aussi...
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\end{align*}\]$ Il suffit donc de dériver les deux premiers termes par rapport à $\(\theta\)$ pour déterminer l'extremum (et on vérifie qu'il s'agit bien d'un maximum! ): $\[\frac{\partial \ell\left( x_{1}, \ldots, x_{n};\theta\right)}{\partial\theta}=\frac{n}{\theta}-\sum_{i=1}^n x_{i}\]$ On obtient: $\[\frac{\partial \ell\left( x_{1}, \ldots, x_{n};\theta\right)}{\partial\theta}=0 \quad\Leftrightarrow\quad\theta_{MV}=\frac{n}{\sum_{i=1}^n x_{i}}=\frac{1}{\overline{x}}\]$ $\(\frac{1}{\overline{X}}\)$ est donc l'estimateur du maximum de vraisemblance de $\(\theta\)$. Méthode des moments On aurait également pu obtenir cette solution par la méthode des moments en notant que pour une loi $\(\mathcal{E}\left( \theta\right)\)$: $\[\mathbb{E}\left(X\right)=\frac{1}{\theta}\]$ Il suffisait de considérer les fonctions: $\[m\left( \theta\right)=\frac{1}{\theta}\]$ Notons qu'on aurait également pu se baser sur le résultat suivant: $\(\mathbb{E}\left(X^2\right)=\frac{2}{\theta^2}\)$ pour obtenir un autre estimateur, mais celui-ci aurait été moins performant que l'estimateur du maximum de vraisemblance.
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A te lire. #7 26-10-2010 08:36:51 Re, je viens d'avoir une début de lueur d'espoir de compréhension. OK, tu as p=0. 37 et tu cherches N, taille de la population d'origine. OK pour la somme de N (inconnu) v. a de bernoulli INDEPENDANTES (important à préciser) de paramètre p, et donc tu formes la prob(m=235). Tu vas trouver une formule compliquée en N => utiliser la formule de Stirling pour approximer les factorielles puis tu appliques le théorème de l'emv. A te lire, freddy Dernière modification par freddy (26-10-2010 08:37:15) #8 27-10-2010 16:29:24 Re, on finit le boulot ( car on n'aime pas laisser trainer un sujet pas fini). Donc p est connu et N est inconnu. On cherche son EMV. On calcule la vraisemblance: [tex]L(N;p, m)=P(m=235)=\frac{N! }{m! (N-m)}\times p^m\times (1-p)^{N-m}[/tex] Pour les factorielles, on utilise l'approximation de Stirling: [tex] N! \equiv \sqrt{2\pi N}\times \left(\frac{N}{e}\right)^N[/tex] On trouve alors la fonction de vraisemblance suivante: [tex]L(N;p, m)=\frac{\sqrt{2\pi}}{2\pi}\times \exp\left((-m-\frac12)\ln(m)+m\ln(p)\right)\times f(N) [/tex] [tex]f(N)=\exp\left((N+\frac12)\ln(N)-(N-m+\frac12)\ln(N-m)+(N-m)\ln(1-p)\right)}[/tex] On prend soin de bien isoler l'inconnue N du reste.
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L'annulation de la dérivée première de L par rapport à N va donner l'emv cherchée: [tex]\ln(N)+\frac{N+\frac12}{N}-\ln(N-m)-\frac{N-m+\frac12}{N-m}+\ln(1-p)=0\; \Leftrightarrow N_{emv}=\frac{1-p}{p}\times m[/tex] pour m=235 et p=37%, on a N=400. Une première estimation (force brute) donnait 635!!! C'est beau, la statistique mathématique, non? Dernière modification par freddy (27-10-2010 16:33:08) De la considération des obstacles vient l'échec, des moyens, la réussite.
Pour un -uplet de réels Les dérivées partielles par rapport aux paramètres et sont: et Elle s'annulent pour: Les dérivées partielles secondes valent: La matrice hessienne (matrice des dérivées partielles secondes) au point est donc: Elle est définie négative, le point est bien un maximum. loi normale paramètres et, les estimateurs et sont respectivement la moyenne et la variance empiriques de l' échantillon, comme on pouvait s'y attendre. Suivant: Intervalles de confiance
ERRATUM: Suite à un retard de travaux de rénovation du complexe au Lion d'Angers accueillant nos mini camps en juillet nous sommes contraints de déplacer les mini camps sur la base de loisirs de Noyant La Gravoyère. Le magazine des loisirs camps et mini-camps pour l'été 2022 est en téléchargement ci-dessous: Merci de prendre connaissance des conditions générales: Pour s'inscrire: Les inscriptions se font via notre nouveau portail famille du 9 au 23 mai. Pour ceux qui n'ont pas encore créés et complétés leurs comptes merci de suivre les instructions et de faire la demande à l'aide du formulaire en cliquant sur le lien suivant:. Un délai entre chaque étape depuis votre demande d'ouverture de compte jusqu'à la possibilité d'inscrire vos enfants et jeunes est nécessaire. Portail famille le lion d'angers. N'attendez pas le dernier moment! Modalités de paiement Le paiement conditionne le départ en séjour. Vous pouvez payer par: Prélèvement (fournir un RIB) à privilégier Si vous souhaitez un prélèvement en 1, 2 ou 3x (prélèvement Le 15 juin, 15 juillet et 15 août) merci de nous en informer par mail à Virement en 1x avant le 15 juin.
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