här - Kommerskollegium

⎡m2h⎛ ⎞ ⎤⎢⎜∑y⎟ ⎥H 2⎛ ⎞ ⎢ ⎝ ⎠ ⎥= ⎜ −⎟⎢ ∑mdhkhNhmh12 k = 1Vˆ ( tˆdy) ∑ 1ydhk−−⎥h=1 mh⎝ Nh ⎠ mh1 k = 1 mh⎢⎥⎢⎥⎣⎦En total, tˆdz, för variabel z i redovisningsgruppen d skattas analogt medtˆdz=H∑Nmhmh∑h= 1 h k=1zdhkoch variansen för tˆdzskattas medVˆ ( tˆLåtdz⎡⎢H 2⎛ ⎞ ⎢= ⎜ −⎟−⎢ ∑mhNhmh1) ∑ 1zh=1 mh⎝ Nh ⎠ mh1 k = 1⎢⎢⎣t2dhk⎛⎜−⎝dypd= = andel företag med efterfrågad egenskap i redovisningsgrupp d.tdzEn skattning av denna andel erhålls avoch denna skattnings varians skattas medVˆ(pˆd⎛ tˆ) = Vˆ⎜⎝ tˆdydz⎞ ⎛ tˆ⎟ = ⎜⎠ ⎝ tˆdydz⎞⎟⎠2⎛⎜Vˆ⋅⎜⎝ tˆtˆpˆd=tˆmh∑k = 1dydzzmdhkh⎞⎟⎠2⎤⎥⎥⎥⎥⎥⎦( tˆ) ˆ( ˆ ) Cˆ( tˆ, td ˆ )dy2dyV t+tˆdz2dz− 2Ett 95‐procentigt konfidensintervall för andelen p d beräknas som pˆ ± 2 ⋅ Vˆ ( pˆ )Denna skattning av konfidensintervall förutsätter att normalfördelningsapproximationen kangöras. Så är knappast fallet vid skattningar av små proportioner och relativt små urval. I dessa fallkan ett skattat konfidensintervall ”täcka nollan”, exempelvis 2,3 2,6 procent. Det är onödigt attkonstruera ett intervall som når till ‐0,3 procent eftersom det bevisligen finns en verklig andelstörre än noll. Att beräkna tillförlitligare konfidensintervall är mycket komplicerat och ingår inte inormal statistikproduktion.dytˆdytˆddzdz⎞⎟⎟⎠d73