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＞どちらの数字を信用するかというと、朝日新聞と言わざるを得ない。
「回答者の選び方」と「質問のやり方」のいずれか、あるいは両方に問題があるから、こういう場合は朝日と読売の両方とも信用ならんよ。
10% 近く異なっている場合は朝日と読売、両方の結果を廃棄処分にするのが正しい。
[スレ主【一平民】による初期非表示理由]：意味のないコメント(アラシや工作員によくあるコメントはスレ主が処理可能)
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言わずもがな
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回答率が５０％の時点でランダムじゃない。すでにバイアスがかかってる。まあ、出てきた数字が‟舐められて”なくともネ。（笑）
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憲法にも、”政権政党の護憲”を定めている。
にもかかわらず、自ら憲法改悪の旗を振る大臣ゴッコに見える総理の言動を
国民は信頼出来ないと言うのは当然だろう。 これでは、朝日の調査が真実だと国民は判断する。
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排中律の詭弁。
両方正しくない可能性を考慮せよ。
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昨年の前川さんを貶めるような記事を掲載し、安倍晋三が「読売新聞を熟読しろ」と言った時点で、読売なんか全く信用できない新聞であることは明白。 良識ある国民は分かっている。我が家の周りでは最近は読売の販売店じゃなくって、読売の社員が新聞の拡販に回っていているようだ。よほど厳しいのか？ザマアミロだ。
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昨年の前川を賞賛するような記事を掲載し、反安倍が社是である朝日なんか全く信用できない新聞であることは明白。
良識ある国民は分かっている。我が家の周りでは最近は朝日の販売店じゃなくって、朝日の社員が新聞の拡販に回っていているようだ。よほど厳しいのか？ザマアミロだ。
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「一平民」は馬鹿なのか？
「有限母集団からの非復元抽出」において必要となる「標本の大きさ」について説明してやるからよく読めカス。
n = N*p*(1-p)/((ε/Z)^2*(N-1)+p*(1-p)) … (1)
[ http://www.codecogs.com/eq.latex?n=\frac{N\hat{p}(1-\hat{p})}{\left(\frac{\varepsilon}{Z_{\frac{\alpha}{2}}}\right)^2(N-1)+\hat{p}(1-\hat{p})}~\cdots(2.1) ]
n: 標本の大きさ
N: 母集団の大きさ
p: 特定事象の母集団比率の推定値
ε: 要求される絶対精度、もしくは、精度の絶対水準
1-α: 信頼度
Z: 標準正規分布の上側 100*(α/2)% 点
信頼度90% → 1.644853627 (上側5.0%点)
信頼度95% → 1.95996398 (上側2.5%点)
信頼度99% → 2.575829304 (上側0.5%点)
【導出】
母集団から大きさ n の標本 1 つを無作為抽出した時の特定事象の観測度数 X は超幾何分布に従うが n が大きい場合は超幾何分布を正規分布で近似し
X 〜 H(N,n,p) ≒ N(n*p,n*p*(1-p)*(N-n)/(N-1))
[ http://www.codecogs.com/eq.latex?X\sim\mathrm{H}(N,n,\hat{p})\approx\mathrm{N}\left(n\hat{p},n\hat{p}(1-\hat{p})\frac{N-n}{N-1}\right) ]
とできるので
X/n 〜 N(p,p*(1-p)/n*(N-n)/(N-1))
[ http://www.codecogs.com/eq.latex?\frac{X}{n}\sim\mathrm{N}\left(\hat{p},\frac{\hat{p}(1-\hat{p})}{n}\frac{N-n}{N-1}\right) ]
である。従って X/n の 100*(1-α)% 信頼区間は
(続く)
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>>8 (続き)
[p-Z*√(p*(1-p)/n*(N-n)/(N-1)),p+Z*√(p*(1-p)/n*(N-n)/(N-1))]
[ http://www.codecogs.com/eq.latex?\left[\hat{p}-Z_{\frac{\alpha}{2}}\sqrt{\frac{\hat{p}(1-\hat{p})}{n}\frac{N-n}{N-1}},\hat{p}+Z_{\frac{\alpha}{2}}\sqrt{\frac{\hat{p}(1-\hat{p})}{n}\frac{N-n}{N-1}}\right] ]
となり、これが
[p-ε,p+ε]
[ http://www.codecogs.com/eq.latex?[\hat{p}-\varepsilon,\hat{p}+\varepsilon] ]
に一致するので
ε = Z*√(p*(1-p)/n*(N-n)/(N-1)) … (2.2)
[ http://www.codecogs.com/eq.latex?\varepsilon=Z_{\frac{\alpha}{2}}\sqrt{\frac{\hat{p}(1-\hat{p})}{n}\frac{N-n}{N-1}}~\cdots(2.2) ]
となり、(2.1) を得る。また
n = N/((ε/Z)^2*(N-1)/(1/4-(p-1/2)^2)+1)
[ http://www.codecogs.com/eq.latex?n=\frac{N}{\frac{\left(\frac{\varepsilon}{Z_{\frac{\alpha}{2}}}\right)^2(N-1)}{\frac{1}{4}-\left(\hat{p}-\frac{1}{2}\right)^2}+1} ]
であるから Z と ε が一定ならば p = 0.5 の時に n が最大となる。この時
ε = 0.5*Z/√(n)*√((N-n)/(N-1)) … (2.3)
[ http://www.codecogs.com/eq.latex?\varepsilon=\frac{0.5Z_{\frac{\alpha}{2}}}{\sqrt{n}}\sqrt{\frac{N-n}{N-1}}~\cdots(2.3) ]
である。
(続く)
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>>9 (続き)
図「信頼度 95% での誤差」
[ http://chart.apis.google.com/chart?hl=ja&cht=lc&chs=500x250&chg=10,20,2,2&chxt=x,x,y,y&chxr=0,0,1,.1|2,0,.05,.01&chxp=1,50|3,50&chxl=1:|%E6%AF%8D%E9%9B%86%E5%9B%A3%E6%AF%94%E7%8E%87|3:|%E8%AA%A4%E5%B7%AE&chds=0,0.05&chd=t:-1|-1|-1&chfd=0,p,0,1,.01,1.95996398*sqrt(p*(1-p)/500*(106800408-500)/(106800408-1))|1,p,0,1,.01,1.95996398*sqrt(p*(1-p)/1000*(106800408-1000)/(106800408-1))|2,p,0,1,.01,1.95996398*sqrt(p*(1-p)/1500*(106800408-1500)/(106800408-1))&chco=FF0000,00FF00,0000FF&chm=o,,0,50,4|N*f10,,0,50,10,,l:4:4|o,,1,50,4|N*f10,,1,50,10,,l:4:4|o,,2,50,4|N*f10,,2,50,10,,l:4:4|@t%E6%AF%8D%E9%9B%86%E5%9B%A3%E3%81%AE%E5%A4%A7%E3%81%8D%E3%81%95%20106800408,,0,.05:.9,10|@t%E4%BF%A1%E9%A0%BC%E5%BA%A6%2095%25,,0,.05:.85,10&chdl=%E6%A8%99%E6%9C%AC%E3%81%AE%E5%A4%A7%E3%81%8D%E3%81%95%20500|%E6%A8%99%E6%9C%AC%E3%81%AE%E5%A4%A7%E3%81%8D%E3%81%95%201000|%E6%A8%99%E6%9C%AC%E3%81%AE%E5%A4%A7%E3%81%8D%E3%81%95%201500&chdlp=b ]
(続く)
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