|
Задание №10.
Одномерная выборка
Получим вариационный ряд из исходного:
-1,23 | -1,07 | -1,06 | -1,05 | -0,92 | -0,9 | -0,88 |
-0,67 | -0,67 | -0,58 | -0,25 | 0,08 | 0,23 | 0,25 |
0,31 | 0,43 | 0,57 | 0,75 | 0,84 | 1,18 | 1,23 |
1,24 | 1,48 | 1,56 | 1,56 | 1,77 | 1,78 | 2,38 |
2,65 | 3,21 | 3,62 | 3,67 | 3,76 | 3,9 | 3,92 |
3,99 | 4,07 | 4,08 | 4,11 | 4,32 | 4,35 | 4,45 |
4,6 | 4,66 | 5,07 | 5,26 | 5,64 | 5,7 | 5,9 |
Сделаем таблицу для построения графика эмпирической функции F*(x), которая определяется формулой:
При этом исключим повторяющиеся значения.
m | ||||||||
x | -1,23 | -1,07 | -1,06 | -1,05 | -0,92 | -0,9 | -0,88 | -0,67 |
F*(x) | 0,020408 | 0,040816 | 0,061224 | 0,081633 | 0,102041 | 0,122449 | 0,142857 | 0,163265 |
m | ||||||||
x | -0,58 | -0,25 | 0,08 | 0,23 | 0,25 | 0,31 | 0,43 | 0,57 |
F*(x) | 0,204082 | 0,22449 | 0,244898 | 0,265306 | 0,285714 | 0,306122 | 0,326531 | 0,346939 |
m | ||||||||
x | 0,75 | 0,84 | 1,18 | 1,23 | 1,24 | 1,48 | 1,56 | 1,77 |
F*(x) | 0,367347 | 0,387755 | 0,408163 | 0,428571 | 0,44898 | 0,469388 | 0,489796 | 0,530612 |
m | ||||||||
x | 1,78 | 2,38 | 2,65 | 3,21 | 3,62 | 3,67 | 3,76 | 3,9 |
F*(x) | 0,55102 | 0,571429 | 0,591837 | 0,612245 | 0,632653 | 0,653061 | 0,673469 | 0,693878 |
m | ||||||||
x | 3,92 | 3,99 | 4,07 | 4,08 | 4,11 | 4,32 | 4,35 | 4,45 |
F*(x) | 0,714286 | 0,734694 | 0,755102 | 0,77551 | 0,795918 | 0,816327 | 0,836735 | 0,857143 |
m | ||||||||
x | 4,6 | 4,66 | 5,07 | 5,26 | 5,64 | 5,7 | 5,9 | |
F*(x) | 0,877551 | 0,897959 | 0,918367 | 0,938776 | 0,959184 | 0,979592 |
m – номер числа в вариационном ряду.
График эмпирической функции, совмещённый с графиком гипотетической функции, представлен в конце задания на миллиметровой бумаге.
Определим количество непересекающихся и примыкающих друг к другу интервалов:
Построим гистограмму равноинтервальным методом. Определим длину интервала:
i | Ai | Bi | hi | vi | Pi* | fi* |
-1,23 | -0,21 | 1,0185714 | 0,22449 | 0,220397 | ||
-0,21 | 0,81 | 1,0185714 | 0,142857 | 0,140252 | ||
0,81 | 1,83 | 1,0185714 | 0,183673 | 0,180325 | ||
1,83 | 2,84 | 1,0185714 | 0,040816 | 0,040072 | ||
2,84 | 3,86 | 1,0185714 | 0,081633 | 0,080144 | ||
3,86 | 4,88 | 1,0185714 | 0,22449 | 0,220397 | ||
4,88 | 5,90 | 1,0185714 | 0,102041 | 0,10018 |
Построим гистограмму равновероятностным методом.
i | Ai | Bi | hi | vi | Pi* | fi* |
-1,23 | -0,775 | 0,455 | 0,142857 | 0,313972 | ||
-0,775 | 0,28 | 1,055 | 0,142857 | 0,13541 | ||
0,28 | 1,235 | 0,955 | 0,142857 | 0,149589 | ||
1,235 | 2,515 | 1,28 | 0,142857 | 0,111607 | ||
2,515 | 3,955 | 1,44 | 0,142857 | 0,099206 | ||
3,955 | 4,525 | 0,57 | 0,142857 | 0,250627 | ||
4,525 | 5,90 | 1,375 | 0,142857 | 0,103896 |
Вычислим точечные оценки числовых характеристик.
Состоятельная оценка математического ожидания:
Несмещенная состоятельная оценка дисперсии:
5,005457
Несмещенная состоятельная оценка среднеквадратического отклонения:
2,237288
Вычислим интервальные оценки математического ожидания и дисперсии с надежностью g=0.95.
Доверительный интервал для математического ожидания.
Согласно центральной предельной теореме при достаточно большом n закон распределения можно считать нормальным, поэтому воспользуемся следующей формулой для случайной величины X с неизвестным законом распределения:
где zg=argF(g/2)=argF(0.475)=1.96 - значение аргумента функции Лапласа, тогда интервал равен:
Доверительный интервал для дисперсии:
По виду графика эмпирической функции распределения и гистограмм выдвигаем двухальтернативную гипотезу о законе распределения случайной величины X:
H0 – величина X распределена по нормальному закону:
где m и σ - параметры распределения: ; 2,237288.
H1 – величина X не распределена по нормальному закону:
Проверим гипотезу о нормальном законе по критерию Пирсона c2. Вычислим значение критерия c2на основе равноинтервального статистического ряда:
Теоретические вероятности попадания в интервалы вычислим по формуле:
Данные для расчета теоретических вероятностей представлены в таблице:
i | Ai | Bi | F0(Ai) | F0(Bi) | pj | pj* | ((pj*-pj)^2)/pj |
-1,23 | -0,21 | 0,158605 | 0,158605 | 0,22449 | 0,027368934 | ||
-0,21 | 0,81 | 0,158605 | 0,292898 | 0,134293 | 0,142857 | 0,000546117 | |
0,81 | 1,83 | 0,292898 | 0,464276 | 0,171378 | 0,183673 | 0,000882183 | |
1,83 | 2,84 | 0,464276 | 0,642669 | 0,178394 | 0,040816 | 0,106099746 | |
2,84 | 3,86 | 0,642669 | 0,794141 | 0,151472 | 0,081633 | 0,032200569 | |
3,86 | 4,88 | 0,794141 | 0,899048 | 0,104907 | 0,22449 | 0,136312139 | |
4,88 | 5,90 | 0,899048 | 0,100952 | 0,102041 | 1,17376E-05 | ||
|
|
|
| Сумма: | 0,303421425 |
Вычислим критерий Пирсона:
Определим число степеней свободы:
Выбираем критическое значения критерия Пирсона из таблицы для степени свободы k=7 и заданного уровня значимости a=0.05:
Так как условие не выполняется, то гипотеза H0 о нормальном законе распределения отклоняется.
Проверим гипотезу с помощью критерия Колмогорова. Выберем все значения из вариационного ряда для данного критерия и вычислим значения гипотетической функции:
Номер | Xi | F*(Xi) | F0(Xi) | Z |
-1,23 | 0,020408 | 0,072768 | 0,05236 | |
-1,07 | 0,040816 | 0,083185 | 0,042368 | |
-1,06 | 0,061224 | 0,083871 | 0,022647 | |
-1,05 | 0,081633 | 0,084562 | 0,002929 | |
-0,92 | 0,102041 | 0,093933 | 0,008108 | |
-0,90 | 0,122449 | 0,09544 | 0,027009 | |
-0,88 | 0,142857 | 0,096965 | 0,045892 | |
-0,67 | 0,163265 | 0,114068 | 0,049198 | |
-0,67 | 0,183673 | 0,114068 | 0,069606 | |
-0,58 | 0,204082 | 0,12202 | 0,082062 | |
-0,25 | 0,22449 | 0,15447 | 0,07002 | |
0,08 | 0,244898 | 0,192164 | 0,052734 | |
0,23 | 0,265306 | 0,211015 | 0,054291 | |
0,25 | 0,285714 | 0,213608 | 0,072106 | |
0,31 | 0,306122 | 0,221497 | 0,084625 | |
0,43 | 0,326531 | 0,237765 | 0,088765 | |
0,57 | 0,346939 | 0,257545 | 0,089394 | |
0,75 | 0,367347 | 0,284176 | 0,083171 | |
0,84 | 0,387755 | 0,297969 | 0,089787 | |
1,18 | 0,408163 | 0,35261 | 0,055553 | |
1,23 | 0,428571 | 0,360945 | 0,067626 | |
1,24 | 0,44898 | 0,36262 | 0,08636 | |
1,48 | 0,469388 | 0,403541 | 0,065846 | |
1,56 | 0,489796 | 0,417445 | 0,072351 | |
1,56 | 0,510204 | 0,417445 | 0,092759 | |
1,77 | 0,530612 | 0,454393 | 0,076219 | |
1,78 | 0,55102 | 0,456165 | 0,094856 | |
2,38 | 0,571429 | 0,562804 | 0,008625 | |
2,65 | 0,591837 | 0,609787 | 0,01795 | |
3,21 | 0,612245 | 0,70162 | 0,089375 | |
3,62 | 0,632653 | 0,761868 | 0,129215 | |
3,67 | 0,653061 | 0,76873 | 0,115669 | |
3,76 | 0,673469 | 0,780801 | 0,107331 | |
3,90 | 0,693878 | 0,798837 | 0,10496 | |
3,92 | 0,714286 | 0,801339 | 0,087054 | |
3,99 | 0,734694 | 0,809947 | 0,075254 | |
4,07 | 0,755102 | 0,8195 | 0,064398 | |
4,08 | 0,77551 | 0,820672 | 0,045162 | |
4,11 | 0,795918 | 0,824161 | 0,028243 | |
4,32 | 0,816327 | 0,847366 | 0,03104 | |
4,35 | 0,836735 | 0,850507 | 0,013773 | |
4,45 | 0,857143 | 0,860664 | 0,003521 | |
4,60 | 0,877551 | 0,875001 | 0,00255 | |
4,66 | 0,897959 | 0,880437 | 0,017523 | |
5,07 | 0,918367 | 0,913153 | 0,005214 | |
5,26 | 0,938776 | 0,925821 | 0,012955 | |
5,64 | 0,959184 | 0,946867 | 0,012317 | |
5,70 | 0,979592 | 0,949707 | 0,029885 | |
5,90 | 0,958311 | 0,041689 | ||
|
|
| макс: | 0,129215 |
Максимальное отклонение между функциями F*(x) и F0(x):
Определяем значение критерия:
Из таблицы распределения Колмогорова выбираем критическое значение lg, где g=1-a=0.95
lg=1.36
Поскольку l<lg, то гипотеза H0принимается.
Построим график гипотетической функции F0(x) совместно с графиком эмпирической функции распределения F*(x), отметим максимальное отклонение в точке X31 = 3,62.
Строить на миллиметровке:
Синий график должен выглядеть так:
Дата добавления: 2015-08-29; просмотров: 40 | Нарушение авторских прав
<== предыдущая лекция | | | следующая лекция ==> |
Классификация трансформаторных подстанций. | | | Возрождение «парусного» флота |