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@@ -25,8 +25,10 @@ Sie sind nützlich für schwer zu berechnende W.
{\centering $\limni P[A_n] = \P\left[ \bigcup_{n = 1}^\8 A_n \right]$\\}
und für $(B_n)$ mit $B_n \supseteq B_{n + 1}$ (mon. fallend) gilt:\\
$\limni P[B_n] = \P\left[ \bigcap_{n = 1}^\8 B_n \right]$
und für $(B_n)$ mit $B_n \supseteq B_{n + 1}$ (mon. fallend) gilt:
{\centering $\limni P[B_n] = \P\left[ \bigcap_{n = 1}^\8 B_n \right]$\\}
\shortremark Mit Monotonie: $\P[A_n] \leq \P[A_{n + 1}]$ und
\shortremark Mit Monotonie: $\P[A_n] \leq \P[A_{n + 1}]$ und\\
$\P[B_n] \geq \P[B_{n + 1}]$. Grenzwerte oben wohldefiniert.
@@ -0,0 +1,6 @@
\shortdefinition[Konfidenzbereich] ist für $\vartheta$ zu Daten $x_i$ eine Menge $C(x_1, \ldots, x_n) \subseteq \Theta$.
Mit gen. Z.V. ist $\tilde{C}(\cX_1, \ldots \cX_n)$ eine \bi{zuf. Teilm. v.} $\Theta$, Real. $\tilde{C}(\omega) = C(\cX_1(\omega), \ldots, \cX_n(\omega))$.
Für $\alpha \in [0, 1]$ ist $C$ \bi{Konfidenzbereich zum Niveau} $1 - \alpha$, falls
\[
\P_\vartheta[C(\cX_1, \ldots, \cX_n) \ni \vartheta] \geq 1 - \alpha \quad \forall \vartheta \in \Theta
\]
@@ -0,0 +1,31 @@
\shortdefinition[Konfidenzintervall (K.I.)] mit Niveau $1 - \alpha$ ist Zufallsintervall $I = [A, B]$ s.d. $\forall \vartheta \in \Theta$ gilt:
\[
\P_\vartheta[[A, B] \ni \vartheta] = \P_\vartheta[A \leq \vartheta \leq B] \geq 1 - \alpha
\]
mit $A, B$ Z.V. wie $A = a(\cX_1, \ldots, \cX_n)$, mit $a, b: \R^n \rightarrow \R$.
Dabei ist $\vartheta$ deterministisch
\shortremark[Approx. K.I.] Nur wenn genaue Verteilungsaussagen zur Verfügung stehen, sind exakte K.I. möglich,
sonst mittels zentralem Grenzwertsatz approx. berechnen ($z = z_{1 - \frac{\alpha}{2}}$)
\[
P_\vartheta[|S_n^*| \leq z] \approx 1 - \alpha
\]
Auflösen von
\[
|S_n - n \vartheta| \leq z \sqrt{n \vartheta(1 - \vartheta)} \text{ bzw. } (S_n - n \vartheta)^2 \leq z^2 n \vartheta(1 - \vartheta)
\]
$\vartheta$ ist kompliziert, ersetzen der Ugl. durch Gl. (quad. Gl.)
\[
\hat{\vartheta}_\pm = \frac{2 S_n + z^2 \pm \sqrt{(2 S_n + z^2)^2 - 4S_n^2(1 + \frac{z^2}{n})}}{2n(1 + \frac{z^2}{n})}
\]
Konfidenzintervall ist $[\hat{\vartheta}_-, \hat{\vartheta}_+]$.
\shade{gray}{Alternative Methoden} (Annahme $\vartheta(1 - \vartheta) \approx \frac{1}{4}$):
\[
\left[\overline{S}_n - \frac{z}{2 \sqrt{n}}, \overline{S}_n + \frac{z}{2 \sqrt{n}}\right]
\]
(Ersetzen von $\vartheta$ durch $\overline{S}_n$):
\[
\left[ \overline{S}_n - \frac{z}{2 \sqrt{n}} \sqrt{\overline{S}_n (1 - \overline{S}_n)}, \overline{S}_n + \frac{z}{2 \sqrt{n}} \sqrt{\overline{S}_n (1 - \overline{S}_n)} \right]
\]
Alle Methoden liefern unterschiedliche Resultate
@@ -0,0 +1,4 @@
\subsection{Permutationen}
{\scriptsize Auf wieviele Arten kann man $n$ Objekte anordnen}
\bi{ohne Wiederholung} $n!$
@@ -0,0 +1,5 @@
\subsection{Kombinationen}
{\scriptsize Auf wieviele Arten kann man $k \leq n$ von $n$ Objekten auswählen?}
\bi{Ohne Zurücklegen} ${n \choose k} = \frac{n!}{k!(n - k)!}$;
\bi{Mit} ${n + k - 1 \choose k}$
@@ -0,0 +1,4 @@
\subsection{Variationen}
{\scriptsize Wie viele Sequenzen der Länge $m$ kann man mit $m$ Elementen bilden?}
\bi{Ohne Zurücklegen} $\frac{n!}{(n - m)!}$; \bi{Mit} $n^m$
@@ -0,0 +1,4 @@
\subsection{Standard-Normalverteilung}
Tabelle mit Werten der $\Phi$-Funktion der Verteilung
\includegraphics[width=1\columnwidth]{assets/standard-normal-distribution-table.png}
@@ -107,5 +107,23 @@
\input{parts/07_tests/03_p-value.tex}
% \input{parts/07_tests/}
\newsection
\section{Konfidenzbereiche}
\input{parts/08_confidence-intervals/00_regions.tex}
\input{parts/08_confidence-intervals/01_interval.tex}
% \input{parts/08_confidence-intervals/}
\newsection
\section{Kombinatorik}
\input{parts/09_combinatorics/00_permutations.tex}
\input{parts/09_combinatorics/01_combinations.tex}
\input{parts/09_combinatorics/02_variations.tex}
% \input{parts/09_combinatorics/}
\newsectionNoPB
\section{Kombinatorik}
\input{parts/10_tips-and-tricks/00_phi-func-table.tex}
% \input{parts/10_tips-and-tricks/}
\end{document}