एल्गोरिथम अनुमान: Difference between revisions

Latest revision as of 21:32, 15 July 2023

एल्गोरिथम अनुमान किसी भी डेटा विश्लेषक के लिए व्यापक रूप से उपलब्ध बलपूर्वक कंप्यूटिंग उपकरणों द्वारा संभव बनाए गए सांख्यिकीय अनुमान विधियों में नए विकास को एकत्र करता है। इस क्षेत्र में आधारशिला कम्प्यूटेशनल शिक्षण सिद्धांत, ग्रैन्युलर कंप्यूटिंग, जैव सूचना विज्ञान, और अधिक पूर्व, संरचनात्मक संभाव्यता (फ्रेजर 1966) हैं। मुख्य फोकस एल्गोरिदम पर है जो यादृच्छिक घटना के अध्ययन को आधार बनाने वाले सांख्यिकी की गणना करता है, साथ ही विश्वसनीय परिणाम देने के लिए उन्हें डेटा की मात्रा भी देनी होती है। यह गणितज्ञों की रुचि को संभाव्यता वितरण के अध्ययन से सांख्यिकी के कार्यात्मक गुणों में स्थानांतरित कर देता है, और कंप्यूटर वैज्ञानिकों की रुचि डेटा को संसाधित करने के लिए एल्गोरिदम से उनके द्वारा संसाधित की जाने वाली जानकारी की ओर स्थानांतरित कर देता है।

फिशर पैरामीट्रिक अनुमान समस्या

वितरण नियम के पैरामीटर की पहचान के संबंध में, परिपक्व पाठक 20वीं दशक के मध्य में प्रत्ययी वितरण (फिशर 1956) संरचनात्मक संभावनाएँ (फ्रेजर 1966), पूर्व/पश्च (रैमसे 1925), के संदर्भ में उनकी परिवर्तनशीलता की व्याख्या के बारे में लंबे अध्ययनो को याद कर सकते हैं। ज्ञानमीमांसीय दृष्टिकोण से, इसमें संभाव्यता की प्रकृति के संबंध में साथी विवाद सम्मिलित है: क्या यह घटना की भौतिक विशेषता है जिसे यादृच्छिक चर के माध्यम से वर्णित किया जाना है या किसी घटना के बारे में डेटा को संश्लेषित करने की विधि है? पश्चात वाले का चयन करते हुए, फिशर किसी दिए गए यादृच्छिक चर के पैरामीटर के प्रत्ययी वितरण नियम को परिभाषित करता है जिसे वह इसके विनिर्देशों के प्रारूपों से प्राप्त करते है। इस नियम के साथ वह गणना करता है, उदाहरण के लिए "संभावना है कि μ (गाऊसी चर का तात्पर्य- ओमूर नोट) किसी निर्दिष्ट मान से कम है, या संभावना है कि यह किसी निर्दिष्ट मान के मध्य स्थित है, या, संक्षेप में, इसकी संभावना वितरण, देखे गए प्रारूप के आलोक में" है।

क्लासिक समाधान

फिशर ने बेयस के पश्च वितरण, रचनात्मक संभाव्यता और नेमैन के आत्मविश्वास अंतराल जैसी समान धारणाओं की तुलना में पैरामीटर वितरण की धारणा के अंतर और श्रेष्ठता की रक्षा के लिए जटिल संघर्ष किया। अर्ध दशक तक, नेमैन के आत्मविश्वास के अंतराल ने सभी व्यावहारिक उद्देश्यों के लिए विजय प्राप्त की, जिसका श्रेय संभाव्यता की घटनात्मक प्रकृति को दिया गया। इस परिप्रेक्ष्य के साथ, जब आप गाऊसी चर का निवारण करते हैं, तो इसका माध्य μ द्वारा देखी जा रही घटना की भौतिक विशेषताओं द्वारा तय किया जाता है, जहां अवलोकन यादृच्छिक संचालन होते हैं, इसलिए देखे गए मान यादृच्छिक प्रारूप के विनिर्देश होते हैं। उनकी यादृच्छिकता के कारण, निश्चित μ वाले प्रारूप विशिष्ट अंतरालों से निश्चित संभावना के साथ गणना कर सकते हैं कि आप आत्मविश्वास को दर्शाते हैं।

उदाहरण

मान लीजिए कि X गाऊसी चर है^[1] पैरामीटर के साथ $\mu$ , $\sigma ^{2}$ और $\{X_{1},\ldots ,X_{m}\}$ इसका प्रारूप प्राप्त किया गया। सांख्यिकी के साथ फलन इस प्रकार है:

S_{\mu }=\sum _{i=1}^{m}X_{i}

और

S_{\sigma ^{2}}=\sum _{i=1}^{m}(X_{i}-{\overline {X}})^{2},{\text{ where }}{\overline {X}}={\frac {S_{\mu }}{m}}

प्रारूप माध्य है, हम इसे पहचानते हैं

T={\frac {S_{\mu }-m\mu }{\sqrt {S_{\sigma ^{2}}}}}{\sqrt {\frac {m-1}{m}}}={\frac {{\overline {X}}-\mu }{\sqrt {S_{\sigma ^{2}}/(m(m-1))}}}

पैरामीटर (स्वप्रणालीता की डिग्री) m − 1 के साथ छात्र का t वितरण (विल्क्स 1962) का अनुसरण करता है, जिससे

f_{T}(t)={\frac {\Gamma (m/2)}{\Gamma ((m-1)/2)}}{\frac {1}{\sqrt {\pi (m-1)}}}\left(1+{\frac {t^{2}}{m-1}}\right)^{m/2}.

दो मात्राओं के मध्य T का मापन करना और उसकी अभिव्यक्ति को फलन के रूप में विपरीत $\mu$ के लिए विश्वास अंतराल $\mu$ प्राप्त करते हैं।

प्रारूप विशिष्टता के साथ है:

\mathbf {x} =\{7.14,6.3,3.9,6.46,0.2,2.94,4.14,4.69,6.02,1.58\}

आकार m = 10 होने पर, सांख्यिकी की गणना की जाती है $s_{\mu }=43.37$ और $s_{\sigma ^{2}}=46.07$ , और इसके लिए 0.90 विश्वास अंतराल प्राप्त करने के लिए $\mu$ शीर्ष सीमा (3.03, 5.65) है।

कंप्यूटर की सहायता से कार्यों का अनुमान लगाना

प्रारूप के द्वारा से पूर्ण विवाद मुर्गी-अंडे की अनिश्चय के जैसे दिखता है: या तो पूर्व डेटा द्वारा निश्चित डेटा और परिणाम के रूप में उनके गुणों का संभाव्यता वितरण, या पूर्व द्वारा निश्चित गुण और परिणाम के रूप में देखे गए डेटा का संभाव्यता वितरण है। क्लासिक समाधान में गुण और अवगुण है। पूर्व की सराहना विशेष रूप से तब की गई जब लोग अभी भी शीट और पेंसिल से गणना करते थे। वास्तव में, निश्चित पैरामीटर θ के लिए नेमैन विश्वास अंतराल की गणना करने का कार्य कठिन है: आप θ नहीं जानते हैं, किंतु आप इसके चारों ओर अंतराल का निवारण करना चाहते हैं जिसमें विफलता की संभवतः अधिक कम संभावना है। अधिक सीमित संख्या में सैद्धांतिक स्थितियों के लिए विश्लेषणात्मक समाधान की अनुमति है। इसके विपरीत, गाऊसी वितरण के निकट विश्वास अंतराल के संदर्भ में केंद्रीय सीमा प्रमेय के माध्यम से बड़ी संख्या में उदाहरणों को अनुमानित विधिपूर्वक शीघ्रता से समाधान किया जा सकता है- यही लाभ है। दोष यह है कि केंद्रीय सीमा प्रमेय तब प्रारंभ होता है जब प्रारूप आकार पर्याप्त रूप से बड़ा होता है। इसलिए, यह आधुनिक अनुमान उदाहरणों में सम्मिलित प्रारूप के साथ कम और कम प्रारंभ होता है। त्रुटिपूर्ण अपनी ओर से प्रारूप आकार में नहीं है अन्यथा, अनुमान समस्या की जटिलता के कारण यह आकार पर्याप्त रूप से बड़ा नहीं है।

बड़ी कंप्यूटिंग सुविधाओं की उपलब्धता के साथ, वैज्ञानिकों ने पृथक पैरामीटर के अनुमान से जटिल कार्यों के अनुमान पर फिर से ध्यान केंद्रित किया, अर्थात कार्यों की पहचान करने वाले अत्यधिक नेस्टेड पैरामीटर के समुच्चय इन स्थितियों में अत्यधिक जानकारीपूर्ण प्रारूपों के आधार पर कार्यों को सीखने (प्रतिगमन विश्लेषण, न्यूरो फजी प्रणाली या कम्प्यूटेशनल सीखने सिद्धांत के संदर्भ में) के बारे में विचार करते हैं। डेटा को जोड़ने वाली जटिल संरचना होने का प्रथम प्रभाव स्वप्रणालीता की प्रारूप डिग्री (सांख्यिकी) की संख्या में कमी है, अर्थात प्रारूप बिंदुओं के भाग का जलना, जिससे केंद्रीय सीमा प्रमेय में विचार किया जाने वाला प्रभावी प्रारूप आकार अधिक छोटा हो। किसी दिए गए आत्मविश्वास स्तर के साथ सीमित सीखने की त्रुटि सुनिश्चित करने वाले प्रारूप आकार पर ध्यान केंद्रित करने का परिणाम यह होता है कि इस आकार की निचली सीमा जटिलता सूचकांक जैसे कि वीसी आयाम या उस वर्ग के विवरण के साथ बढ़ती है, जिससे हम जिस कार्य को सीखना चाहते हैं वह संबंधित है।

उदाहरण

1,000 स्वप्रणाली बिट्स का प्रारूप कम से कम 0.99 के विश्वास के साथ अंतर्निहित बर्नौली चर के पैरामीटर p के अनुमान पर अधिकतम 0.081 की पूर्ण त्रुटि सुनिश्चित करने के लिए पर्याप्त है। समान आकार 0.99 के समान आत्मविश्वास के साथ 0.088 से कम की सीमा का आश्वासन नहीं दे सकता है, जब त्रुटि की पहचान इस संभावना के साथ की जाती है कि न्यूयॉर्क में रहने वाला 20 वर्षीय व्यक्ति 1,000 बड़ी देखी गई ऊंचाई, भार और कमर की सीमा में फिट नहीं बैठता है। एप्पल निवासी त्रुटिहीनता की कमी इसलिए होती है क्योंकि वीसी आयाम और समानांतर चतुर्भुज के वर्ग का विवरण, जिनमें से 1,000 निवासियों की श्रेणियों में से देखा गया है, दोनों 6 के समान हैं।

फिशर प्रश्न का समाधान करने वाली सामान्य व्युत्क्रम समस्या

अपर्याप्त रूप से बड़े प्रारूपों के साथ, दृष्टिकोण: निश्चित प्रारूप - यादृच्छिक गुण तीन चरणों में अनुमान प्रक्रियाओं का विचार देते हैं:

1.

प्रारूपकरण प्रणाली: इसमें एक जोड़ी

(Z,g_{\boldsymbol {\theta }})

होती है, जहां सीड Z अज्ञात पैरामीटर के बिना यादृच्छिक चर है, जबकि स्पष्टीकरण फलन

g_{\boldsymbol {\theta }}

यह Z के प्रारूपों से यादृच्छिक चर X प्रारूपों की मानचित्रण का फलन है, जिसमें हम रुचि रखते हैं। पैरामीटर सदिश

{\boldsymbol {\theta }}

यादृच्छिक पैरामीटर का विनिर्देश

\mathbf {\Theta }

है, इसके घटक X वितरण प्रणाली के पैरामीटर हैं। इंटीग्रल ट्रांसफॉर्म प्रमेय प्रत्येक (स्केलर या वेक्टर) X के लिए ऐसी प्रणाली के अस्तित्व को सुनिश्चित करता है जब सीड यादृच्छिक चर U के साथ समान रूप से

[0,1]

वितरित होता है।

उदाहरण

X के लिए पैरामीटर a और k के साथ पेरेटो वितरण का पालन करना,अर्थात

F_{X}(x)=\left(1-{\frac {k}{x}}^{a}\right)I_{[k,\infty )}(x),

प्रारूपकरण प्रणाली $(U,g_{(a,k)})$ सीड U के साथ X के लिए पढ़ता है:

g_{(a,k)}(u)=k(1-u)^{-{\frac {1}{a}}},

या, समकक्ष, $g_{(a,k)}(u)=ku^{-1/a}.$

2.

मास्टर समीकरण: प्रारूप और देखे गए डेटा के मध्य वास्तविक संबंध को डेटा पर सांख्यिकी और अज्ञात पैरामीटर के मध्य संबंधों के समुच्चय के संदर्भ में उपयोग किया जाता है जो प्रारूप प्रणाली के परिणाम के रूप में आते हैं। हम इन संबंधों को मास्टर समीकरण कहते हैं। सांख्यिकी का मार्गदर्शन

s=h(x_{1},\ldots ,x_{m})=h(g_{\boldsymbol {\theta }}(z_{1}),\ldots ,g_{\boldsymbol {\theta }}(z_{m}))

, मास्टर समीकरण का सामान्य रूप है:

s=\rho ({\boldsymbol {\theta }};z_{1},\ldots ,z_{m})

.

इन संबंधों के साथ हम उन पैरामीटर के मानों का निरीक्षण कर सकते हैं जो प्रारूप के सीड का प्रतिनिधित्व करने वाले सीड की विशेष समुच्चय से देखे गए सांख्यिकी के साथ प्रारूप उत्पन्न कर सकते थे। इसलिए, प्रारूप सीड की जनसंख्या पैरामीटर की जनसंख्या से संग्युमित होती है। इस जनसंख्या के स्वच्छ गुणों को सुनिश्चित करने के लिए, सीड मानों को यादृच्छिक रूप से निकालना और या तो पर्याप्त सांख्यिकी या, उत्तम आँकड़े सम्मिलित करना पर्याप्त है। मास्टर समीकरणों में पैरामीटर है।

उदाहरण के लिए, सांख्यिकी $s_{1}=\sum _{i=1}^{m}\log x_{i}$ और $s_{2}=\min _{i=1,\ldots ,m}\{x_{i}\}$ पेरेटो यादृच्छिक चर X के पैरामीटर a और k के लिए पर्याप्त सिद्ध होता है।

प्रारूपकरण प्रणाली (के समतुल्य रूप) के लिए $g_{(a,k)}$ हम उन्हें इस प्रकार पढ़ सकते हैं:

s_{1}=m\log k+1/a\sum _{i=1}^{m}\log u_{i}

s_{2}=\min _{i=1,\ldots ,m}\{ku_{i}^{-{\frac {1}{a}}}\},

क्रमश:

3.

पैरामीटर जनसंख्या: मास्टर समीकरणों का समुच्चय तय करने के पश्चात, प्रारूप सीड को बूटस्ट्रैपिंग आपश्चाती के माध्यम से संख्यात्मक रूप से, या ट्विस्टिंग तर्क के माध्यम से विश्लेषणात्मक रूप से उपयोग कर सकते हैं। इसलिए सीड की जनसंख्या से पैरामीटर की जनसंख्या प्राप्त होती है।

उदाहरण

उपरोक्त मास्टर समीकरण से पैरामीटर की जोड़ी

(a,k)

बना सकते हैं, समीकरणों की निम्नलिखित प्रणाली का समाधान करके देखे गए प्रारूपों के साथ संगत है:

a={\frac {\sum \log u_{i}-m\log \min\{u_{i}\}}{s_{1}-m\log s_{2}}}.

k=\mathrm {e} ^{\frac {as_{1}-\sum \log u_{i}}{ma}}

जहाँ $s_{1}$ और $s_{2}$ देखे गए सांख्यिकी हैं और $u_{1},\ldots ,u_{m}$ एकसमान सीड का समुच्चय सीड को प्रभावित करने वाली संभाव्यता (घनत्व) को पैरामीटर में स्थानांतरित करके, स्वयं द्वारा देखे गए सांख्यिकी के साथ संगत यादृच्छिक पैरामीटर A और K का वितरण नियम प्राप्त किया जा सकता है।

अनुकूलता संगत आपश्चाती के पैरामीटर को दर्शाती है, अर्थात ऐसी आपश्चाती जो देखे गए सांख्यिकी को उत्पन्न करते हुए प्रारूप उत्पन्न कर सकती थी। इस धारणा को इस प्रकार औपचारिक रूप दे सकते हैं:

परिभाषा

यादृच्छिक चर और उससे निकाले गए प्रारूप के लिए संगत वितरण समान प्रारूप प्रणाली वाला वितरण ${\mathcal {M}}_{X}=(Z,g_{\boldsymbol {\theta }})$ है मान के साथ X का ${\boldsymbol {\theta }}$ यादृच्छिक पैरामीटर का $\mathbf {\Theta }$ उत्तम व्यवहार वाले सांख्यिकी पर मास्टर समीकरण के आधार से प्राप्त किया गया।

उदाहरण

पैरामीटर का संयुक्त अनुभवजन्य संचयी वितरण फलन

(A,K)

पेरेटो यादृच्छिक चर है।

गाऊसी यादृच्छिक चर के माध्य M का संचयी वितरण फलन

आप जनसंख्या बूटस्ट्रैप विधि के कार्यान्वयन उदाहरण के रूप में पेरेटो पैरामीटर A और K के वितरण नियम बाईं ओर के चित्र में पा सकते हैं।

ट्विस्टिंग तर्क विधि को प्रारंभ करने से, वितरण नियम $F_{M}(\mu )$ प्राप्त होता है सांख्यिकी के आधार पर गाऊसी चर X के माध्य M का $s_{M}=\sum _{i=1}^{m}x_{i}$ जब $\Sigma ^{2}$ के समान माना जाता है $\sigma ^{2}$ (अपोलोनी, मालचिओडी & गैटो 2006) इसकी अभिव्यक्ति है:

F_{M}(\mu )=\Phi \left({\frac {m\mu -s_{M}}{\sigma {\sqrt {m}}}}\right),

दाहिनी ओर चित्र में दिखाया गया है, जहाँ $\Phi$ मानक सामान्य वितरण का संचयी वितरण फलन है।

निश्चित के लिए गॉसियन यादृच्छिक चर के माध्य M के 90% विश्वास अंतराल के ऊपरी (बैंगनी वक्र) और निचले (नीले वक्र) शीर्ष

\sigma

और सांख्यिकी s_m के विभिन्न मान है

इसके वितरण फलन को देखते हुए M के लिए विश्वास अंतराल की गणना करना सरल है: हमें केवल दो मात्राओं का परिक्षण करना आवश्यक है (उदाहरण के लिए) $\delta /2$ और $1-\delta /2$ मात्राएँ (यदि हम टेल की संभावनाओं में सममित स्तर δ के विश्वास अंतराल में रुचि रखते हैं) जैसा कि सांख्यिकी में बाईं ओर दर्शाया गया है, जो सांख्यिकी S_m के विभिन्न मानों के लिए दो सीमाओं के व्यवहार को दर्शाता है।

फिशर के दृष्टिकोण की अकिलीज़ हील से अधिक पैरामीटर के संयुक्त वितरण में निहित है, जैसे कि गाऊसी वितरण का माध्य और विचरण है। इसके विपरीत, अंतिम दृष्टिकोण (और उपर्युक्त विधियों: जनसंख्या बूटस्ट्रैप और ट्विस्टिंग तर्क) के साथ हम कई पैरामीटर का संयुक्त वितरण सीख सकते हैं। उदाहरण के लिए, दो या कई अधिक पैरामीटर के वितरण पर ध्यान केंद्रित करते हुए, नीचे दिए गए सांख्यिकी में हम दो आत्मविश्वास क्षेत्रों की रिपोर्ट करते हैं जहां सीखा जाने वाला कार्य 90% के आत्मविश्वास के साथ आता है। पूर्व उस संभावना से संबंधित है जिसके साथ विस्तारित समर्थन वेक्टर मशीन बाइनरी लेबल 1 को बिंदुओं पर प्रदर्शित करती है $(x,y)$ समतल दो सतहों को विशिष्ट वितरण नियम के अनुसार लेबल किए गए प्रारूप बिंदुओं के समुच्चय के आधार पर तैयार किया जाता है (अपोलोनी et al. 2008) से गणना की गई स्तन कैंसर की पुनरावृत्ति संकट दर के विश्वास क्षेत्र से संबंधित है। (अपोलोनी, मालचिओडी & गेटो 2006)

समर्थन वेक्टर मशीनों के सदस्यता के लिए 90% आत्मविश्वास क्षेत्र हाइपरबोलिक स्पर्शरेखा प्रोफ़ाइल फलन से संपन्न है

सेंसर किए गए प्रारूप से स्तन कैंसर की पुनरावृत्ति के संकट के फलन के लिए 90% विश्वास क्षेत्र की गणना की गई

t=(9,13,>13,18,12,23,31,34,>45,48,>161),\,

>t के साथ सेंसर किए गए समय को दर्शाता है

संदर्भ

Fraser, D. A. S. (1966), "Structural probability and generalization", Biometrika, 53 (1/2): 1–9, doi:10.2307/2334048, JSTOR 2334048.
Fisher, M. A. (1956), Statistical Methods and Scientific Inference, Edinburgh and London: Oliver and Boyd
Apolloni, B.; Malchiodi, D.; Gaito, S. (2006), Algorithmic Inference in Machine Learning, International Series on Advanced Intelligence, vol. 5 (2nd ed.), Adelaide: Magill, Advanced Knowledge International
Apolloni, B.; Bassis, S.; Malchiodi, D.; Witold, P. (2008), The Puzzle of Granular Computing, Studies in Computational Intelligence, vol. 138, Berlin: Springer, ISBN 9783540798637
Ramsey, F. P. (1925), "The Foundations of Mathematics", Proceedings of the London Mathematical Society: 338–384, doi:10.1112/plms/s2-25.1.338.
Wilks, S.S. (1962), Mathematical Statistics, Wiley Publications in Statistics, New York: John Wiley

[1] By default, capital letters (such as U, X) will denote random variables and small letters (u, x) their corresponding specifications.

[1]

@@ Line 1: / Line 1: @@
-एल्गोरिथम अनुमान किसी भी डेटा विश्लेषक के लिए व्यापक रूप से उपलब्ध शक्तिशाली कंप्यूटिंग उपकरणों द्वारा संभव बनाए गए सांख्यिकीय अनुमान तरीकों में नए विकास को इकट्ठा करता है। इस क्षेत्र में आधारशिला [[कम्प्यूटेशनल शिक्षण सिद्धांत]], [[दानेदार कंप्यूटिंग]], जैव सूचना विज्ञान, और, बहुत पहले, संरचनात्मक संभाव्यता हैं {{harv|Fraser|1966}}.
+'''एल्गोरिथम अनुमान''' किसी भी डेटा विश्लेषक के लिए व्यापक रूप से उपलब्ध बलपूर्वक कंप्यूटिंग उपकरणों द्वारा संभव बनाए गए सांख्यिकीय अनुमान विधियों में नए विकास को एकत्र करता है। इस क्षेत्र में आधारशिला [[कम्प्यूटेशनल शिक्षण सिद्धांत]], [[दानेदार कंप्यूटिंग|ग्रैन्युलर कंप्यूटिंग]], जैव सूचना विज्ञान, और अधिक पूर्व, संरचनात्मक संभाव्यता {{harv|फ्रेजर|1966}} हैं। मुख्य फोकस एल्गोरिदम पर है जो  यादृच्छिक घटना के अध्ययन को आधार बनाने वाले सांख्यिकी की गणना करता है, साथ ही विश्वसनीय परिणाम देने के लिए उन्हें डेटा की मात्रा भी देनी होती है। यह गणितज्ञों की रुचि को संभाव्यता वितरण के अध्ययन से सांख्यिकी के कार्यात्मक गुणों में स्थानांतरित कर देता है, और कंप्यूटर वैज्ञानिकों की रुचि डेटा को संसाधित करने के लिए एल्गोरिदम से उनके द्वारा संसाधित की जाने वाली [[जानकारी]] की ओर स्थानांतरित कर देता है।
-मुख्य फोकस एल्गोरिदम पर है जो एक यादृच्छिक घटना के अध्ययन को आधार बनाने वाले आंकड़ों की गणना करता है, साथ ही विश्वसनीय परिणाम देने के लिए उन्हें डेटा की मात्रा भी देनी होती है। यह गणितज्ञों की रुचि को संभाव्यता वितरण के अध्ययन से आंकड़ों के कार्यात्मक गुणों में स्थानांतरित कर देता है, और कंप्यूटर वैज्ञानिकों की रुचि डेटा को संसाधित करने के लिए एल्गोरिदम से उनके द्वारा संसाधित की जाने वाली [[जानकारी]] की ओर स्थानांतरित कर देता है।
 == फिशर पैरामीट्रिक अनुमान समस्या ==
-वितरण कानून के मापदंडों की पहचान के संबंध में, परिपक्व पाठक 20वीं शताब्दी के मध्य में [[प्रत्ययी वितरण]] के संदर्भ में उनकी परिवर्तनशीलता की व्याख्या के बारे में लंबे विवादों को याद कर सकते हैं। {{harv|Fisher|1956}}, संरचनात्मक संभावनाएँ {{harv|Fraser|1966}}, पूर्व/पश्च {{harv|Ramsey|1925}}, और इसी तरह। ज्ञानमीमांसीय दृष्टिकोण से, इसमें संभाव्यता की प्रकृति के संबंध में एक साथी विवाद शामिल है: क्या यह घटना की एक भौतिक विशेषता है जिसे [[यादृच्छिक चर]] के माध्यम से वर्णित किया जाना है या किसी घटना के बारे में डेटा को संश्लेषित करने का एक तरीका है? बाद वाले को चुनते हुए, फिशर किसी दिए गए यादृच्छिक चर के मापदंडों के एक प्रत्ययी वितरण कानून को परिभाषित करता है जिसे वह इसके विनिर्देशों के नमूने से निकालता है। इस कानून के साथ वह गणना करता है, उदाहरण के लिए "[[संभावना]] है कि μ ([[सामान्य वितरण]] का मतलब - ओमूर नोट) किसी निर्दिष्ट मूल्य से कम है, या संभावना है कि यह किसी निर्दिष्ट मान के बीच स्थित है, या, संक्षेप में, इसकी संभावना वितरण, देखे गए नमूने के आलोक में"।
+वितरण नियम के पैरामीटर की पहचान के संबंध में, परिपक्व पाठक 20वीं दशक के मध्य में [[प्रत्ययी वितरण]] {{harv|फिशर|1956}} संरचनात्मक संभावनाएँ {{harv|फ्रेजर|1966}}, पूर्व/पश्च {{harv|रैमसे|1925}}, के संदर्भ में उनकी परिवर्तनशीलता की व्याख्या के बारे में लंबे अध्ययनो को याद कर सकते हैं। ज्ञानमीमांसीय दृष्टिकोण से, इसमें संभाव्यता की प्रकृति के संबंध में साथी विवाद सम्मिलित है: क्या यह घटना की भौतिक विशेषता है जिसे [[यादृच्छिक चर]] के माध्यम से वर्णित किया जाना है या किसी घटना के बारे में डेटा को संश्लेषित करने की विधि है? पश्चात वाले का चयन करते हुए, फिशर किसी दिए गए यादृच्छिक चर के पैरामीटर के प्रत्ययी वितरण नियम को परिभाषित करता है जिसे वह इसके विनिर्देशों के प्रारूपों से प्राप्त करते है। इस नियम के साथ वह गणना करता है, उदाहरण के लिए "[[संभावना]] है कि μ ([[सामान्य वितरण|गाऊसी चर]] का तात्पर्य- ओमूर नोट) किसी निर्दिष्ट मान से कम है, या संभावना है कि यह किसी निर्दिष्ट मान के मध्य स्थित है, या, संक्षेप में, इसकी संभावना वितरण, देखे गए प्रारूप के आलोक में" है।
 == क्लासिक समाधान ==
-फिशर ने तुलना में पैरामीटर वितरण की अपनी धारणा के अंतर और श्रेष्ठता का बचाव करने के लिए कड़ा संघर्ष किया
+फिशर ने बेयस के [[पश्च वितरण]], रचनात्मक संभाव्यता और नेमैन के आत्मविश्वास अंतराल जैसी समान धारणाओं की तुलना में पैरामीटर वितरण की धारणा के अंतर और श्रेष्ठता की रक्षा के लिए जटिल संघर्ष किया। अर्ध दशक तक, नेमैन के [[विश्वास अंतराल|आत्मविश्वास]] के अंतराल ने सभी व्यावहारिक उद्देश्यों के लिए विजय प्राप्त की, जिसका श्रेय संभाव्यता की घटनात्मक प्रकृति को दिया गया। इस परिप्रेक्ष्य के साथ, जब आप गाऊसी चर का निवारण करते हैं, तो इसका माध्य μ द्वारा देखी जा रही घटना की भौतिक विशेषताओं द्वारा तय किया जाता है, जहां अवलोकन यादृच्छिक संचालन होते हैं, इसलिए देखे गए मान यादृच्छिक प्रारूप के विनिर्देश होते हैं। उनकी यादृच्छिकता के कारण, निश्चित μ वाले प्रारूप विशिष्ट अंतरालों से निश्चित संभावना के साथ गणना कर सकते हैं कि आप आत्मविश्वास को दर्शाते हैं।
-समान धारणाएँ, जैसे बेयस का [[पश्च वितरण]], फ़्रेज़र की रचनात्मक संभाव्यता और नेमैन का आत्म[[विश्वास अंतराल]]। आधी सदी तक, नेमैन के आत्मविश्वास के अंतराल ने सभी व्यावहारिक उद्देश्यों के लिए जीत हासिल की, जिसका श्रेय संभाव्यता की घटनात्मक प्रकृति को दिया गया। इस परिप्रेक्ष्य के साथ, जब आप गाऊसी चर से निपटते हैं, तो इसका माध्य μ आपके द्वारा देखी जा रही घटना की भौतिक विशेषताओं द्वारा तय किया जाता है, जहां अवलोकन यादृच्छिक ऑपरेटर होते हैं, इसलिए देखे गए मान यादृच्छिक नमूने के विनिर्देश होते हैं। उनकी यादृच्छिकता के कारण, आप निश्चित μ वाले नमूना विशिष्ट अंतरालों से एक निश्चित संभावना के साथ गणना कर सकते हैं कि आप आत्मविश्वास को दर्शाते हैं।
 === उदाहरण ===
-मान लीजिए कि X एक गाऊसी चर है<ref>By default, capital letters (such as ''U'', ''X'') will denote random variables and small letters (''u'', ''x'') their corresponding specifications.</ref> मापदंडों के साथ <math>\mu</math> और <math>\sigma^2</math> और <math>\{X_1,\ldots,X_m\}</math> इसका एक नमूना निकाला गया। सांख्यिकी के साथ कार्य करना
+मान लीजिए कि X गाऊसी चर है<ref>By default, capital letters (such as ''U'', ''X'') will denote random variables and small letters (''u'', ''x'') their corresponding specifications.</ref> पैरामीटर के साथ <math>\mu</math>, <math>\sigma^2</math> और <math>\{X_1,\ldots,X_m\}</math> इसका प्रारूप प्राप्त किया गया। सांख्यिकी के साथ फलन इस प्रकार है:
 : <math>S_\mu =\sum_{i=1}^m X_i</math>
@@ Line 16: / Line 14: @@
 : <math>S_{\sigma^2}=\sum_{i=1}^m (X_i-\overline X)^2,\text{ where }\overline X = \frac{S_{\mu}}{m} </math>
-नमूना माध्य है, हम इसे पहचानते हैं
+प्रारूप माध्य है, हम इसे पहचानते हैं
 : <math>T=\frac{S_{\mu}-m\mu}{\sqrt{S_{\sigma^2}}}\sqrt\frac{m-1}{m}=\frac{\overline X-\mu}{\sqrt{S_{\sigma^2}/(m(m-1))}}</math>
-विद्यार्थी के टी वितरण का अनुसरण करता है {{harv|Wilks|1962}} पैरामीटर (स्वतंत्रता की डिग्री) मी - 1 के साथ, ताकि
+पैरामीटर (स्वप्रणालीता की डिग्री) ''m'' − 1 के साथ छात्र का t वितरण {{harv|विल्क्स|1962}} का अनुसरण करता है, जिससे
 : <math>f_T(t)=\frac{\Gamma(m/2)}{\Gamma((m-1)/2)}\frac{1}{\sqrt{\pi(m-1)}}\left(1 + \frac{t^2}{m-1}\right)^{m/2}.</math>
-दो मात्राओं के बीच T का मापन करना और उसकी अभिव्यक्ति को एक फलन के रूप में उलटना <math>\mu</math> आप के लिए विश्वास अंतराल प्राप्त करते हैं <math>\mu</math>.
+दो मात्राओं के मध्य T का मापन करना और उसकी अभिव्यक्ति को फलन के रूप में विपरीत <math>\mu</math> के लिए विश्वास अंतराल <math>\mu</math> प्राप्त करते हैं।
-नमूना विशिष्टता के साथ:
+प्रारूप विशिष्टता के साथ है:
 :<math>\mathbf x=\{7.14, 6.3, 3.9, 6.46, 0.2, 2.94, 4.14, 4.69, 6.02, 1.58\}</math>
-आकार m = 10 होने पर, आप आँकड़ों की गणना करते हैं <math>s_\mu = 43.37</math> और <math>s_{\sigma^2}=46.07</math>, और इसके लिए 0.90 विश्वास अंतराल प्राप्त करें <math>\mu</math> चरम सीमा के साथ (3.03, 5.65)।
+आकार m = 10 होने पर, सांख्यिकी की गणना की जाती है <math>s_\mu = 43.37</math> और <math>s_{\sigma^2}=46.07</math>, और इसके लिए 0.90 विश्वास अंतराल प्राप्त करने के लिए <math>\mu</math> शीर्ष सीमा (3.03, 5.65) है।
-{{clear}}
 == कंप्यूटर की सहायता से कार्यों का अनुमान लगाना ==
-मॉडलिंग के नजरिए से पूरा विवाद मुर्गी-अंडे की दुविधा की तरह दिखता है: या तो पहले डेटा द्वारा निश्चित डेटा और परिणाम के रूप में उनके गुणों का संभाव्यता वितरण, या पहले द्वारा निश्चित गुण और परिणाम के रूप में देखे गए डेटा का संभाव्यता वितरण।
+प्रारूप के द्वारा से पूर्ण विवाद मुर्गी-अंडे की अनिश्चय के जैसे दिखता है: या तो पूर्व डेटा द्वारा निश्चित डेटा और परिणाम के रूप में उनके गुणों का संभाव्यता वितरण, या पूर्व द्वारा निश्चित गुण और परिणाम के रूप में देखे गए डेटा का संभाव्यता वितरण है। क्लासिक समाधान में गुण और अवगुण है। पूर्व की सराहना विशेष रूप से तब की गई जब लोग अभी भी शीट और पेंसिल से गणना करते थे। वास्तव में, निश्चित पैरामीटर θ के लिए नेमैन विश्वास अंतराल की गणना करने का कार्य कठिन है: आप θ नहीं जानते हैं, किंतु आप इसके चारों ओर अंतराल का निवारण करना चाहते हैं जिसमें विफलता की संभवतः अधिक कम संभावना है। अधिक सीमित संख्या में सैद्धांतिक स्थितियों के लिए विश्लेषणात्मक समाधान की अनुमति है। इसके विपरीत, गाऊसी वितरण के निकट विश्वास अंतराल के संदर्भ में [[केंद्रीय सीमा प्रमेय]] के माध्यम से बड़ी संख्या में उदाहरणों को अनुमानित विधिपूर्वक शीघ्रता से समाधान किया जा सकता है- यही लाभ है। दोष यह है कि केंद्रीय सीमा प्रमेय तब प्रारंभ होता है जब प्रारूप आकार पर्याप्त रूप से बड़ा होता है। इसलिए, यह आधुनिक अनुमान उदाहरणों में सम्मिलित प्रारूप के साथ कम और कम प्रारंभ होता है। त्रुटिपूर्ण अपनी ओर से प्रारूप आकार में नहीं है अन्यथा, अनुमान समस्या की [[जटिलता]] के कारण यह आकार पर्याप्त रूप से बड़ा नहीं है।
-क्लासिक समाधान में एक लाभ और एक खामी है। पहले की सराहना विशेष रूप से तब की गई जब लोग अभी भी शीट और पेंसिल से गणना करते थे। असल में, निश्चित पैरामीटर θ के लिए नेमैन विश्वास अंतराल की गणना करने का कार्य कठिन है: आप θ नहीं जानते हैं, लेकिन आप इसके चारों ओर एक अंतराल का निपटान करना चाहते हैं जिसमें विफलता की संभवतः बहुत कम संभावना है। बहुत सीमित संख्या में सैद्धांतिक मामलों के लिए विश्लेषणात्मक समाधान की अनुमति है। इसके विपरीत, गाऊसी वितरण के आसपास विश्वास अंतराल के संदर्भ में [[केंद्रीय सीमा प्रमेय]] के माध्यम से बड़ी संख्या में उदाहरणों को अनुमानित तरीके से जल्दी से हल किया जा सकता है - यही लाभ है।
-दोष यह है कि केंद्रीय सीमा प्रमेय तब लागू होता है जब नमूना आकार पर्याप्त रूप से बड़ा होता है। इसलिए, यह आधुनिक अनुमान उदाहरणों में शामिल नमूने के साथ कम और कम लागू होता है। गलती उसकी अपनी ओर से सैंपल साइज में नहीं है. बल्कि, अनुमान समस्या की [[जटिलता]] के कारण यह आकार पर्याप्त रूप से बड़ा नहीं है।
-बड़ी कंप्यूटिंग सुविधाओं की उपलब्धता के साथ, वैज्ञानिकों ने पृथक मापदंडों के अनुमान से जटिल कार्यों के अनुमान पर फिर से ध्यान केंद्रित किया, यानी कार्यों की पहचान करने वाले अत्यधिक नेस्टेड मापदंडों के सेट। इन मामलों में हम अत्यधिक जानकारीपूर्ण नमूनों के आधार पर कार्यों को सीखने ([[प्रतिगमन विश्लेषण]], [[न्यूरो फजी]] | न्यूरो-फ़ज़ी सिस्टम या कम्प्यूटेशनल लर्निंग सिद्धांत के संदर्भ में) के बारे में बात करते हैं। डेटा को जोड़ने वाली एक जटिल संरचना होने का पहला प्रभाव स्वतंत्रता की नमूना डिग्री (सांख्यिकी) की संख्या में कमी है, यानी नमूना बिंदुओं के एक हिस्से का जलना, ताकि केंद्रीय सीमा प्रमेय में प्रभावी नमूना आकार पर विचार किया जा सके। बहुत छोटा। किसी दिए गए [[आत्मविश्वास स्तर]] के साथ सीमित सीखने की त्रुटि सुनिश्चित करने वाले नमूना आकार पर ध्यान केंद्रित करने का परिणाम यह होता है कि इस आकार की निचली सीमा [[जटिलता सूचकांक]] जैसे कि [[वीसी आयाम]] या जटिलता सूचकांक # विवरण के साथ बढ़ती है, जिस फ़ंक्शन को हम सीखना चाहते हैं वह संबंधित है।
+बड़ी कंप्यूटिंग सुविधाओं की उपलब्धता के साथ, वैज्ञानिकों ने पृथक पैरामीटर के अनुमान से जटिल कार्यों के अनुमान पर फिर से ध्यान केंद्रित किया, अर्थात कार्यों की पहचान करने वाले अत्यधिक नेस्टेड पैरामीटर के समुच्चय इन स्थितियों में अत्यधिक जानकारीपूर्ण प्रारूपों के आधार पर कार्यों को सीखने ([[प्रतिगमन विश्लेषण]], [[न्यूरो फजी]] प्रणाली या कम्प्यूटेशनल सीखने सिद्धांत के संदर्भ में) के बारे में विचार करते हैं। डेटा को जोड़ने वाली जटिल संरचना होने का प्रथम प्रभाव स्वप्रणालीता की प्रारूप डिग्री (सांख्यिकी) की संख्या में कमी है, अर्थात प्रारूप बिंदुओं के भाग का जलना, जिससे केंद्रीय सीमा प्रमेय में विचार किया जाने वाला प्रभावी प्रारूप आकार अधिक छोटा हो। किसी दिए गए [[आत्मविश्वास स्तर]] के साथ सीमित सीखने की त्रुटि सुनिश्चित करने वाले प्रारूप आकार पर ध्यान केंद्रित करने का परिणाम यह होता है कि इस आकार की निचली सीमा [[जटिलता सूचकांक]] जैसे कि [[वीसी आयाम]] या उस वर्ग के विवरण के साथ बढ़ती है, जिससे हम जिस कार्य को सीखना चाहते हैं वह संबंधित है।
 === उदाहरण ===
-,000 स्वतंत्र बिट्स का एक नमूना कम से कम 0.99 के विश्वास के साथ अंतर्निहित बर्नौली चर के पैरामीटर पी के अनुमान पर अधिकतम 0.081 की पूर्ण त्रुटि सुनिश्चित करने के लिए पर्याप्त है। समान आकार 0.99 के समान आत्मविश्वास के साथ 0.088 से कम की सीमा की गारंटी नहीं दे सकता है, जब त्रुटि की पहचान इस संभावना के साथ की जाती है कि न्यूयॉर्क में रहने वाला 20 वर्षीय व्यक्ति 1,000 बिग पर देखी गई ऊंचाई, वजन और कमर की सीमा में फिट नहीं बैठता है। सेब निवासी। सटीकता की कमी इसलिए होती है क्योंकि वीसी आयाम और समानांतर चतुर्भुज के वर्ग का विवरण, जिनमें से 1,000 निवासियों की श्रेणियों में से देखा गया है, दोनों 6 के बराबर हैं।
+,000 स्वप्रणाली बिट्स का प्रारूप कम से कम 0.99 के विश्वास के साथ अंतर्निहित बर्नौली चर के पैरामीटर p के अनुमान पर अधिकतम 0.081 की पूर्ण त्रुटि सुनिश्चित करने के लिए पर्याप्त है। समान आकार 0.99 के समान आत्मविश्वास के साथ 0.088 से कम की सीमा का आश्वासन नहीं दे सकता है, जब त्रुटि की पहचान इस संभावना के साथ की जाती है कि न्यूयॉर्क में रहने वाला 20 वर्षीय व्यक्ति 1,000 बड़ी देखी गई ऊंचाई, भार और कमर की सीमा में फिट नहीं बैठता है। एप्पल निवासी त्रुटिहीनता की कमी इसलिए होती है क्योंकि वीसी आयाम और समानांतर चतुर्भुज के वर्ग का विवरण, जिनमें से 1,000 निवासियों की श्रेणियों में से देखा गया है, दोनों 6 के समान हैं।
-{{clear}}
+== फिशर प्रश्न का समाधान करने वाली सामान्य व्युत्क्रम समस्या ==
+अपर्याप्त रूप से बड़े प्रारूपों के साथ, दृष्टिकोण: निश्चित प्रारूप - यादृच्छिक गुण तीन चरणों में अनुमान प्रक्रियाओं का विचार देते हैं:
-== फिशर प्रश्न को हल करने वाली सामान्य व्युत्क्रम समस्या ==
-अपर्याप्त रूप से बड़े नमूनों के साथ, दृष्टिकोण: निश्चित नमूना - यादृच्छिक गुण तीन चरणों में अनुमान प्रक्रियाओं का सुझाव देते हैं:
 {|
 |- valign="top"
-|{{Anchor|Sampling mechanism}}1. || '''Sampling mechanism'''. It consists of a pair <math>(Z, g_{\boldsymbol\theta})</math>, where the seed ''Z'' is a random variable without unknown parameters, while the explaining function <math>g_{\boldsymbol\theta}</math> is a function mapping from samples of ''Z'' to samples of the random variable ''X'' we are interested in. The parameter vector <math>\boldsymbol\theta</math> is a specification of the random parameter <math>\mathbf\Theta</math>. Its components  are  the parameters of the   ''X'' distribution law. The Integral Transform Theorem <!-- {{harv|Mood|1962}} What's that? --> ensures the existence of such a mechanism for each (scalar or vector) ''X'' when the seed coincides with the random variable ''U'' [[Uniform distribution (continuous)|uniformly]] distributed in <math>[0,1]</math>.
+|1. || '''प्रारूपकरण प्रणाली:''' इसमें एक जोड़ी <math>(Z, g_{\boldsymbol\theta})</math> होती है, जहां सीड ''Z'' अज्ञात पैरामीटर के बिना यादृच्छिक चर है, जबकि स्पष्टीकरण फलन <math>g_{\boldsymbol\theta}</math> यह ''Z'' के प्रारूपों से यादृच्छिक चर ''X'' प्रारूपों की मानचित्रण का फलन है, जिसमें हम रुचि रखते हैं। पैरामीटर सदिश <math>\boldsymbol\theta</math> यादृच्छिक पैरामीटर का विनिर्देश <math>\mathbf\Theta</math> है, इसके घटक ''X'' वितरण प्रणाली के पैरामीटर हैं। इंटीग्रल ट्रांसफॉर्म प्रमेय प्रत्येक (स्केलर या वेक्टर) ''X'' के लिए ऐसी प्रणाली के अस्तित्व को सुनिश्चित करता है जब सीड यादृच्छिक चर ''U'' के साथ [[Uniform distribution (continuous)|समान]] रूप से <math>[0,1]</math> वितरित होता है।
 {|
 |- valign="top"
-|{{Anchor|Pareto Example}}''Example. ''|| For ''X'' following a [[Pareto distribution]] with parameters ''a'' and ''k'', i.e.
+|''उदाहरण ''|| ''X'' के लिए पैरामीटर a और ''k'' के साथ [[Pareto distribution|पेरेटो वितरण]] का पालन करना,अर्थात
 :<math>F_X(x)=\left(1-\frac{k}{x}^a\right) I_{[k,\infty)}(x),</math>
-a sampling mechanism <math>(U, g_{(a,k)})</math> for ''X'' with seed ''U''  reads:
+प्रारूपकरण प्रणाली <math>(U, g_{(a,k)})</math> सीड ''U'' के साथ ''X'' के लिए पढ़ता है:
 :<math>g_{(a,k)}(u)=k (1-u)^{-\frac{1}{a}},</math>
-or, equivalently, <math> g_{(a,k)}(u)=k u^{-1/a}. </math>
+या, समकक्ष, <math> g_{(a,k)}(u)=k u^{-1/a}. </math>
 |}
 |- वैलाइन = शीर्ष
-| {{Anchor|Master equation}}2. || मास्टर समीकरण. मॉडल और देखे गए डेटा के बीच वास्तविक संबंध को डेटा पर आंकड़ों और अज्ञात मापदंडों के बीच संबंधों के एक सेट के संदर्भ में उछाला जाता है जो नमूना तंत्र के परिणाम के रूप में आते हैं। हम इन संबंधों को ''मास्टर समीकरण'' कहते हैं। आँकड़ों के इर्द-गिर्द घूमना <math>s=h(x_1,\ldots,x_m)= h(g_{\boldsymbol\theta}(z_1),\ldots, g_{\boldsymbol\theta}(z_m))</math>, मास्टर समीकरण का सामान्य रूप है:
+| 2. || '''मास्टर समीकरण:''' प्रारूप और देखे गए डेटा के मध्य वास्तविक संबंध को डेटा पर सांख्यिकी और अज्ञात पैरामीटर के मध्य संबंधों के समुच्चय के संदर्भ में उपयोग किया जाता है जो प्रारूप प्रणाली के परिणाम के रूप में आते हैं। हम इन संबंधों को मास्टर समीकरण कहते हैं। सांख्यिकी का मार्गदर्शन <math>s=h(x_1,\ldots,x_m)= h(g_{\boldsymbol\theta}(z_1),\ldots, g_{\boldsymbol\theta}(z_m))</math>, मास्टर समीकरण का सामान्य रूप है:
 :<math>s= \rho(\boldsymbol\theta;z_1,\ldots,z_m)</math>.
-इन संबंधों के साथ हम उन मापदंडों के मूल्यों का निरीक्षण कर सकते हैं जो नमूने के बीज का प्रतिनिधित्व करने वाले बीजों की एक विशेष सेटिंग से देखे गए आंकड़ों के साथ एक नमूना उत्पन्न कर सकते थे। इसलिए, नमूना बीजों की जनसंख्या मापदंडों की जनसंख्या से मेल खाती है। इस जनसंख्या के स्वच्छ गुणों को सुनिश्चित करने के लिए, बीज मूल्यों को यादृच्छिक रूप से निकालना और या तो [[पर्याप्त आँकड़े]] या, बस, अच्छे व्यवहार वाले आँकड़े शामिल करना पर्याप्त है। मास्टर समीकरणों में पैरामीटर।
+इन संबंधों के साथ हम उन पैरामीटर के मानों का निरीक्षण कर सकते हैं जो प्रारूप के सीड का प्रतिनिधित्व करने वाले सीड की विशेष समुच्चय से देखे गए सांख्यिकी के साथ प्रारूप उत्पन्न कर सकते थे। इसलिए, प्रारूप सीड की जनसंख्या पैरामीटर की जनसंख्या से संग्युमित होती है। इस जनसंख्या के स्वच्छ गुणों को सुनिश्चित करने के लिए, सीड मानों को यादृच्छिक रूप से निकालना और या तो [[पर्याप्त आँकड़े|पर्याप्त सांख्यिकी]] या, उत्तम आँकड़े सम्मिलित करना पर्याप्त है। मास्टर समीकरणों में पैरामीटर है।
+उदाहरण के लिए, सांख्यिकी <math>s_1=\sum_{i=1}^m \log x_i</math> और <math>s_2=\min_{i=1,\ldots,m} \{x_i\}</math> पेरेटो यादृच्छिक चर X के पैरामीटर a और k के लिए पर्याप्त सिद्ध होता है।
-उदाहरण के लिए, आँकड़े <math>s_1=\sum_{i=1}^m \log x_i</math> और <math>s_2=\min_{i=1,\ldots,m} \{x_i\}</math> पेरेटो यादृच्छिक चर <math>g_{(a,k)}</math> हम उन्हें इस प्रकार पढ़ सकते हैं
+प्रारूपकरण प्रणाली (के समतुल्य रूप) के लिए <math>g_{(a,k)}</math> हम उन्हें इस प्रकार पढ़ सकते हैं:
 :<math>s_1=m\log k+1/a \sum_{i=1}^m \log u_i</math>
 :<math>s_2=\min_{i=1,\ldots,m} \{k u_i^{-\frac{1}{a}}\},</math>
-क्रमश।
+क्रमश:
 |- वैलाइन = शीर्ष
-| 3. || पैरामीटर जनसंख्या. मास्टर समीकरणों का एक सेट तय करने के बाद, आप नमूना बीजों को या तो [[बूटस्ट्रैपिंग आबादी]] के माध्यम से संख्यात्मक रूप से, या ट्विस्टिंग प्रॉपर्टीज # ट्विस्टिंग तर्क के माध्यम से विश्लेषणात्मक रूप से मैप कर सकते हैं। इसलिए बीजों की जनसंख्या से आपको मापदंडों की जनसंख्या प्राप्त होती है।
+| 3. || '''पैरामीटर जनसंख्या:''' मास्टर समीकरणों का समुच्चय तय करने के पश्चात, प्रारूप सीड को [[बूटस्ट्रैपिंग आबादी|बूटस्ट्रैपिंग आपश्चाती]] के माध्यम से संख्यात्मक रूप से, या ट्विस्टिंग तर्क के माध्यम से विश्लेषणात्मक रूप से उपयोग कर सकते हैं। इसलिए सीड की जनसंख्या से पैरामीटर की जनसंख्या प्राप्त होती है।
 {|
 |- valign="top"
-|''Example. '' || From the above master equation we can draw a pair  of parameters, <math>( a, k)</math>, ''compatible'' with the observed sample by solving the following system of equations:
+|''उदाहरण '' || उपरोक्त मास्टर समीकरण से पैरामीटर की जोड़ी <math>( a, k)</math> बना सकते हैं, समीकरणों की निम्नलिखित प्रणाली का समाधान करके देखे गए प्रारूपों के साथ संगत है:
 :<math> a=\frac{\sum\log u_i-m\log \min \{u_i\}}{s_1-m\log s_2}.</math>
 :<math> k=\mathrm e^{\frac{ a s_1-\sum\log u_i}{m a}}</math>
-where <math>s_1</math> and <math>s_2</math> are the observed statistics and <math>u_1,\ldots,u_m</math> a set of uniform seeds. Transferring to the parameters the probability (density) affecting the seeds,  you obtain the distribution law of the random  parameters ''A'' and ''K'' compatible with the statistics you have observed.
+जहाँ <math>s_1</math> और <math>s_2</math> देखे गए सांख्यिकी हैं और <math>u_1,\ldots,u_m</math> एकसमान सीड का समुच्चय सीड को प्रभावित करने वाली संभाव्यता (घनत्व) को पैरामीटर में स्थानांतरित करके, स्वयं द्वारा देखे गए सांख्यिकी के साथ संगत यादृच्छिक पैरामीटर ''A'' और ''K'' का वितरण नियम प्राप्त किया जा सकता है।
 |}
-अनुकूलता संगत आबादी के मापदंडों को दर्शाती है, यानी ऐसी आबादी जो देखे गए आँकड़ों को जन्म देते हुए एक नमूना उत्पन्न कर सकती थी। आप इस धारणा को इस प्रकार औपचारिक रूप दे सकते हैं:
+अनुकूलता संगत आपश्चाती के पैरामीटर को दर्शाती है, अर्थात ऐसी आपश्चाती जो देखे गए सांख्यिकी को उत्पन्न करते हुए प्रारूप उत्पन्न कर सकती थी। इस धारणा को इस प्रकार औपचारिक रूप दे सकते हैं:
 |}
 ===परिभाषा===
-एक यादृच्छिक चर और उससे निकाले गए नमूने के लिए {{Anchor|compatible distribution}}संगत वितरण एक समान एल्गोरिथम अनुमान#नमूना तंत्र वाला वितरण है <math>\mathcal M_X=(Z,g_{\boldsymbol\theta})</math> एक मान के साथ X का <math>\boldsymbol\theta</math> यादृच्छिक पैरामीटर का <math>\mathbf\Theta</math> एक अच्छे व्यवहार वाले आँकड़ों पर एक मास्टर समीकरण जड़ों से प्राप्त किया गया।
+यादृच्छिक चर और उससे निकाले गए प्रारूप के लिए संगत वितरण समान प्रारूप प्रणाली वाला वितरण <math>\mathcal M_X=(Z,g_{\boldsymbol\theta})</math> है मान के साथ X का <math>\boldsymbol\theta</math> यादृच्छिक पैरामीटर का <math>\mathbf\Theta</math> उत्तम व्यवहार वाले सांख्यिकी पर मास्टर समीकरण के आधार से प्राप्त किया गया।
 === उदाहरण ===
-[[Image:Parecdf.png|frame|left|मापदंडों का संयुक्त अनुभवजन्य संचयी वितरण कार्य <math>(A,K)</math> पेरेटो यादृच्छिक चर का।]][[Image:Mucdf.png|frame|right|गाऊसी यादृच्छिक चर के माध्य एम का संचयी वितरण फ़ंक्शन]]आप पेरेटो पैरामीटर ए और के के वितरण कानून को बूटस्ट्रैपिंग पॉपुलेशन विधि के कार्यान्वयन उदाहरण के रूप में पा सकते हैं जैसा कि बाईं ओर के चित्र में है।
+[[Image:Parecdf.png|frame|left|पैरामीटर का संयुक्त अनुभवजन्य संचयी वितरण फलन <math>(A,K)</math> पेरेटो यादृच्छिक चर है।]][[Image:Mucdf.png|frame|right|गाऊसी यादृच्छिक चर के माध्य M का संचयी वितरण फलन]]आप जनसंख्या बूटस्ट्रैप विधि के कार्यान्वयन उदाहरण के रूप में पेरेटो पैरामीटर A और K के वितरण नियम बाईं ओर के चित्र में पा सकते हैं।
-ट्विस्टिंग प्रॉपर्टीज#ट्विस्टिंग तर्क विधि को लागू करने से, आपको वितरण कानून मिलता है <math>F_M(\mu)</math>आँकड़ों के आधार पर गाऊसी चर X के माध्य M का <math>s_M=\sum_{i=1}^m x_i</math>कब <math>\Sigma^2</math>के बराबर माना जाता है <math>\sigma^2</math> {{harv|Apolloni|Malchiodi|Gaito|2006}}. इसकी अभिव्यक्ति है:
+ट्विस्टिंग तर्क विधि को प्रारंभ करने से, वितरण नियम <math>F_M(\mu)</math> प्राप्त होता है सांख्यिकी के आधार पर गाऊसी चर X के माध्य M का <math>s_M=\sum_{i=1}^m x_i</math> जब <math>\Sigma^2</math> के समान माना जाता है <math>\sigma^2</math> {{harv|अपोलोनी|मालचिओडी|गैटो|2006}} इसकी अभिव्यक्ति है:
 :<math>F_M(\mu)=\Phi\left(\frac{m\mu-s_M}{\sigma\sqrt{m}}\right), </math>
-दाहिनी ओर चित्र में दिखाया गया है, कहाँ <math>\Phi</math> [[मानक सामान्य वितरण]] का संचयी वितरण फलन है।
+दाहिनी ओर चित्र में दिखाया गया है, जहाँ <math>\Phi</math> [[मानक सामान्य वितरण]] का संचयी वितरण फलन है।
-[[Image:Muconfint.png|frame|left|एक निश्चित के लिए गॉसियन यादृच्छिक चर के माध्य एम के 90% विश्वास अंतराल के ऊपरी (बैंगनी वक्र) और निचले (नीले वक्र) चरम <math>\sigma</math> और आँकड़ों के विभिन्न मूल्य<sub>''m''</sub>.]]एम के वितरण कार्य को देखते हुए उसके लिए [[विश्वास अंतराल]] की गणना करना सीधा है: हमें केवल दो मात्राएँ खोजने की आवश्यकता है (उदाहरण के लिए) <math>\delta/2</math>और <math>1-\delta/2</math>मात्राएँ (यदि हम पूंछ की संभावनाओं में सममित स्तर के विश्वास अंतराल में रुचि रखते हैं) जैसा कि चित्र में बाईं ओर दर्शाया गया है जो सांख्यिकी के विभिन्न मूल्यों के लिए दो सीमाओं के व्यवहार को दर्शाता है<sub>''m''</sub>.
+[[Image:Muconfint.png|frame|left|निश्चित के लिए गॉसियन यादृच्छिक चर के माध्य M के 90% विश्वास अंतराल के ऊपरी (बैंगनी वक्र) और निचले (नीले वक्र) शीर्ष <math>\sigma</math> और सांख्यिकी ''s<sub>m</sub>'' के विभिन्न मान है ]]इसके वितरण फलन को देखते हुए M के लिए [[विश्वास अंतराल]] की गणना करना सरल है: हमें केवल दो मात्राओं का परिक्षण करना आवश्यक है (उदाहरण के लिए) <math>\delta/2</math> और <math>1-\delta/2</math> मात्राएँ (यदि हम टेल की संभावनाओं में सममित स्तर δ के विश्वास अंतराल में रुचि रखते हैं) जैसा कि सांख्यिकी में बाईं ओर दर्शाया गया है, जो सांख्यिकी S<sub>''m''</sub> के विभिन्न मानों के लिए दो सीमाओं के व्यवहार को दर्शाता है।
-फिशर के दृष्टिकोण की अकिलीज़ हील एक से अधिक मापदंडों के संयुक्त वितरण में निहित है, जैसे कि गाऊसी वितरण का माध्य और विचरण। इसके विपरीत, अंतिम दृष्टिकोण (और उपर्युक्त तरीकों: बूटस्ट्रैपिंग पॉपुलेशन और ट्विस्टिंग प्रॉपर्टीज#ट्विस्टिंग तर्क) के साथ हम कई मापदंडों का संयुक्त वितरण सीख सकते हैं। उदाहरण के लिए, दो या कई अधिक मापदंडों के वितरण पर ध्यान केंद्रित करते हुए, नीचे दिए गए आंकड़ों में हम दो आत्मविश्वास क्षेत्रों की रिपोर्ट करते हैं जहां सीखा जाने वाला कार्य 90% के आत्मविश्वास के साथ आता है। पूर्व उस संभावना से संबंधित है जिसके साथ एक विस्तारित [[समर्थन वेक्टर यंत्र]] एक बाइनरी लेबल 1 को बिंदुओं पर प्रदर्शित करती है <math>(x,y)</math> विमान। दो सतहों को एक विशिष्ट वितरण कानून के अनुसार लेबल किए गए नमूना बिंदुओं के एक सेट के आधार पर तैयार किया जाता है {{harv|Apolloni|Bassis|Malchiodi|Witold|2008}}. उत्तरार्द्ध सेंसर किए गए नमूने से गणना की गई स्तन कैंसर की पुनरावृत्ति के खतरे की दर के विश्वास क्षेत्र से संबंधित है {{harv|Apolloni|Malchiodi|Gaito|2006}}.
+फिशर के दृष्टिकोण की अकिलीज़ हील से अधिक पैरामीटर के संयुक्त वितरण में निहित है, जैसे कि गाऊसी वितरण का माध्य और विचरण है। इसके विपरीत, अंतिम दृष्टिकोण (और उपर्युक्त विधियों: जनसंख्या बूटस्ट्रैप और ट्विस्टिंग तर्क) के साथ हम कई पैरामीटर का संयुक्त वितरण सीख सकते हैं। उदाहरण के लिए, दो या कई अधिक पैरामीटर के वितरण पर ध्यान केंद्रित करते हुए, नीचे दिए गए सांख्यिकी में हम दो आत्मविश्वास क्षेत्रों की रिपोर्ट करते हैं जहां सीखा जाने वाला कार्य 90% के आत्मविश्वास के साथ आता है। पूर्व उस संभावना से संबंधित है जिसके साथ विस्तारित [[समर्थन वेक्टर यंत्र|समर्थन वेक्टर मशीन]] बाइनरी लेबल 1 को बिंदुओं पर प्रदर्शित करती है <math>(x,y)</math> समतल दो सतहों को विशिष्ट वितरण नियम के अनुसार लेबल किए गए प्रारूप बिंदुओं के समुच्चय के आधार पर तैयार किया जाता है {{harv|अपोलोनी|बैसिस|मालचिओडी |विटोल्ड|2008}} से गणना की गई स्तन कैंसर की पुनरावृत्ति संकट दर के विश्वास क्षेत्र से संबंधित है। {{harv|अपोलोनी|मालचिओडी|गेटो|2006}}
 {|
-| [[Image:Svmconf.png|frame|90% confidence region for the family of support vector machines endowed with hyperbolic tangent profile function]]
+| [[Image:Svmconf.png|frame|समर्थन वेक्टर मशीनों के सदस्यता के लिए 90% आत्मविश्वास क्षेत्र हाइपरबोलिक स्पर्शरेखा प्रोफ़ाइल फलन से संपन्न है]]
-| [[Image:Hazardconf.png|frame|90% confidence region for the hazard function of breast cancer recurrence computed from the censored sample <math>t=(9, 13, > 13, 18, 12, 23, 31, 34, > 45, 48, > 161),\, </math>
+| [[Image:Hazardconf.png|frame|सेंसर किए गए प्रारूप से स्तन कैंसर की पुनरावृत्ति के संकट के फलन के लिए 90% विश्वास क्षेत्र की गणना की गई<math>t=(9, 13, > 13, 18, 12, 23, 31, 34, > 45, 48, > 161),\, </math>>''t'' के साथ सेंसर किए गए समय को दर्शाता है]]
-with >&nbsp;''t'' denoting a censored time]]
 |}
-<!--Referenze
-Fraser, D.A.S.: Statistics. An Introduction. John Wiley & Sons, London (1958)
-Fisher, M.A.: The fiducial argument in statistical inference. Annals of Eugenics 6
-(1935) 391–398
-Vapnick
-Valiant
-M. Blanchette, T. Kunisaewa, D. Sankoff Parametric genome rearrangement, Gene 172 (1996) GC 11–17 Elsevier
-L: Birkedal, M. Tofte, A constraint-based region inference algorithm -->
 == टिप्पणियाँ ==
 <references />
-{{more footnotes|date=July 2011}}
 == संदर्भ ==
 *{{Citation
   | last = Fraser | first = D. A. S.
@@ Line 188: / Line 164: @@
   | year=1962
   }}
-[[Category: एल्गोरिथम अनुमान| एल्गोरिथम अनुमान]] [[Category: यंत्र अधिगम]]
-[[Category: Machine Translated Page]]
 [[Category:Created On 06/07/2023]]
+[[Category:Machine Translated Page]]
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+[[Category:एल्गोरिथम अनुमान| एल्गोरिथम अनुमान]]
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