Студопедия
Случайная страница | ТОМ-1 | ТОМ-2 | ТОМ-3
АвтомобилиАстрономияБиологияГеографияДом и садДругие языкиДругоеИнформатика
ИсторияКультураЛитератураЛогикаМатематикаМедицинаМеталлургияМеханика
ОбразованиеОхрана трудаПедагогикаПолитикаПравоПсихологияРелигияРиторика
СоциологияСпортСтроительствоТехнологияТуризмФизикаФилософияФинансы
ХимияЧерчениеЭкологияЭкономикаЭлектроника

I типу розподілів Пірсона

Читайте также:
  1. Перевірка статистичної гіпотези про відповідність емпіричного розподілу III типу розподілів Пірсона
  2. Перевірка статистичної гіпотези про відповідність емпіричного розподілу ІІ типу розподілів Пірсона

При розв'язанні типової задачі для емпіричних інтервальних частот mi були отримані відповідні теоретичні частоти mi (і = 1,12) І типу розподілів Пірсона. Вони знаходяться в табл. 11 (3-й та 9-й стовпчики) та в табл. 2.

Треба за допомогою критерію Пірсона χ2 на рівні значущості α = 0,95 перевірити гіпотезу Н0 про відповідність емпіричного розподілу швидкості вітру на ст. Одеса першому типу розподілів Пірсона. Якщо гіпотеза Н0 є вірною, записати основне рівняння І типу розподілів Пірсона, враховуючи статистичні оцінки параметрів цього закону.

Використовуючи загальні теоретичні положення щодо перевірки статистичних гіпотез, розрахуємо "критерій згоди" Пірсона χ2 за допомогою формули 4.13, а потім порівняємо його з критичним значенням цього критерію.

Розрахунки критерію Пірсона χ2 наводяться в табл. 2.

Таблиця 2 – Порядок обчислення критерію Пірсона χ2 на основі статистичного ряду швидкості вітру (ст. Одеса)

Як випливає з табл. 19, не всі 12 градацій вибірки є статистично забезпеченими. Тому необхідно ліквідувати цей недолік і об'єднати інтервальні емпіричні частоти в тих градаціях, де mi < 5 (одинадцяту з дванадцятою). Це приводить до зменшення кількості часткових інтервалів до 11. Число ступенів вільності в нашому прикладі отримаємо таким чином: ν = k΄– 5 =11 – 5 = 6.

З додатку М знаходимо: χ2 (α, ν) = χ2 (0,95; 6) = 1,64.

Оскільки χ2 > χ2 (α, ν), приймається гіпотеза Н1, тому теоретичний розподіл із ймовірністю 95 % не може бути вибраний для апроксимації емпіричного розподілу швидкості вітру на ст. Одеса. Гіпотеза Н0 може бути прийнята на рівні значущості α = 0,10 (із ймовірністю лише 10 %).

Статистичні оцінки параметрів І типу розподілів Пірсона дорівнюють:

m0 = 28,41; q1 = 1,16; q2 = 1,23; l1 = 6,09; l2 = 6,46.

За умови можливості апроксимації емпіричного розподілу швидкості вітру І типом розподілів Пірсона відповідно отриманих оцінок параметрів його основне рівняння мало б вигляд:

Отже, для апроксимації даного емпіричного розподілу зі значно більшою ймовірністю необхідно шукати інший теоретичний закон.

 


Дата добавления: 2015-07-16; просмотров: 165 | Нарушение авторских прав


Читайте в этой же книге: СТАРЫЕ ЗНАКОМЫЕ | Перевірка статистичної гіпотези про відповідність емпіричного розподілу III типу розподілів Пірсона | Перевірка статистичної гіпотези про відповідність емпіричного розподілу закону розподілу Пуассона |
<== предыдущая страница | следующая страница ==>
Перевірка статистичної гіпотези про відповідність емпіричного розподілу нормальному закону| Перевірка статистичної гіпотези про відповідність емпіричного розподілу ІІ типу розподілів Пірсона

mybiblioteka.su - 2015-2024 год. (0.006 сек.)