- •Содержание
- •Если события А, В, С совместны, то
- •Формула полной вероятности имеет вид
- •ТЕМА 3. ПОВТОРНЫЕ НЕЗАВИСИМЫЕ ИСПЫТАНИЯ
- •Пусть С – постоянная величина. Тогда
- •Для вычисления дисперсии используется формула
- •Дисперсия обладает свойствами
- •Если случайная величина распределена по закону Пуассона, то
- •Плотность нормального распределения имеет вид
- •Дисперсия нормального распределения
- •Правило трех сигм записывается в виде равенства
- •1. Ошибка указания времени часами со скачущей минутной стрелкой имеет равномерное распределение. Определить вероятность того, что при определении времени ошибка не будет превышать 20 секунд.
- •В предельной форме утверждения теоремы Бернулли имеют вид
- •На практике для вычисления дисперсии применяется формула
- •Легко установить, что
- •Вычислим размах товарооборота по формуле (9.14). Получим, что
- •ТЕМА 10. СТАТИСТИЧЕСКИЕ ОЦЕНКИ
- •ТЕМА 11. КОРРЕЛЯЦИЯ И РЕГРЕССИЯ
- •Непосредственно из этого определения следует, что
- •Найденные из систем (11.16) и (11.17) параметры подставляют, соответственно, в (11.14) и (11.15). В итоге получим искомое теоретическое уравнение регрессии Y на Х, предполагаемая кривая которого выравнивает эмпирическую кривую регрессии Y на Х.
- •Уравнение (11.11) очевидным образом преобразуется к виду
- •ТЕМА 12. ПРОВЕРКА СТАТИСТИЧЕСКИХ ГИПОТЕЗ
109
ТЕМА 12. ПРОВЕРКА СТАТИСТИЧЕСКИХ ГИПОТЕЗ
Статистическая гипотеза, примеры гипотез. Нулевая (основная) и конкурирующая (альтернативная) гипотезы, простая и сложная гипотезы. Ошибки первого и второго рода, уровень значимости. Статистический критерий проверки нулевой гипотезы. Наблюдаемое значение критерия. Критическая область и область принятия гипотезы. Критические точки. Левосторонняя и правосторонняя критические области, двусторонняя критическая область. Отыскание критических областей. Мощность критерия. Критерий согласия. Примеры критериев согласия.
2 – распределение. Критерий «хи квадрат» (К.Пирсона). Проверка гипотез о распределении Пуассона и о нормальном распределении генеральной совокупности с помощью критерия согласия Пирсона. Методики вычисления теоретических частот распределения Пуассона и нормального распределения. Понятие о критерии Романовского.
Л и т е р а т у р а
[1], раздел 3, гл.9, раздел 4, гл.11; [3], гл.6, п.7.6; [4], §2; [5], гл.19, § 1-7, 22, 23, гл.17, § 5, 6; [8], гл.8, § 1-6; [9], гл.11, § 1-4; [11], гл.32, § 219; [12], ч.2, гл.5, § 20; [16], гл.6.
О с н о в н ы е п о л о ж е н и я и ф о р м у л ы
Распределение, плотность вероятности которого имеет вид
|
|
|
|
0 |
|
при |
|
|||
|
|
1 |
|
|
|
|
k |
1 |
x |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
f(x) = |
|
|
|
|
|
|
x 2 |
e 2 |
||
|
k |
|
k |
|
||||||
|
Г |
22 |
|
|
|
|
|
|||
2 |
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
х0,
при х 0, |
(12.1) |
называется «хи квадрат» распределением. Здесь Г(z) – гамма-функция, уже введенная в теме 10. Это распределение имеет один параметр k, называемый числом степеней свободы.
В критерии согласия «хи квадрат» (К.Пирсона) для проверки нулевой гипотезы используют случайную величину
|
|
2 |
S |
(n |
|
n' )2 |
. |
|
(12.2) |
|
|
|
= |
i |
|
i |
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
i 1 |
|
n' |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i |
|
|
|
|
Здесь n |
i |
– эмпирические (опытные) |
частоты, |
n' |
- теоретические частоты, s – |
||||
|
|
|
|
|
|
|
i |
|
число групп или частичных интервалов выборки. Случайная величина (12.2) характеризует близость эмпирического и теоретического распределений, так как содержит разности эмпирических и теоретических частот. Возведением в квадрат разностей частот устраняют возможность взаимного погашения положительных и отрицательных разностей частот.
110 |
|
Доказано, что случайная величина (12.2) при n |
имеет 2–распределение, |
т.е. ее плотность вероятности имеет вид (12.1). При этом число степеней свободы k=s-1-r, где r – число параметров предполагаемого теоретического распределения.
Если предполагают, что генеральная совокупность распределена по закону
Пуассона (он содержит один параметр ), то r=1 и, следовательно, |
|
k = s – 2. |
(12.3) |
Если предположить распределение нормальным (оно имеет два параметра a и
), то r=2 и, следовательно, число степеней свободы |
|
k = s - 3 |
(12.4) |
Приведем правило проверки нулевой гипотезы (о предполагаемом законе теоретического распределения) с помощью критерия согласия Пирсона. Сначала
вычисляются |
|
теоретические частоты. |
Затем |
находят |
наблюдаемое значение |
||
критерия |
2 |
|
|
по формуле (12.2). |
Далее, |
по таблице критических точек |
|
|
набл. |
||||||
распределения |
2 |
при заданном уровне значимости |
и по найденному числу |
степеней свободы (по формуле (12.3) для распределения Пуассона и по формуле
(12.4) |
для нормального распределения) находят критическую точку 2кр.( |
, k). |
Если |
2набл. < 2кр., то нет оснований отвергнуть нулевую гипотезу. Если же |
2набл. |
>2кр, то нулевую гипотезу отвергают.
При применении критерия объем выборки должен быть значительным (обычно n>50). Малочисленные группы выборки объединяют с соседними, суммируя эмпирические частоты.
Теперь опишем способы нахождения теоретических частот.
В случае дискретного распределения признака Х генеральной совокупности
теоретические (выравнивающие) частоты находят по формуле |
|
||
|
n' |
= n P (X=x ), |
(12.5) |
|
i |
i |
|
где n= ni – |
число испытаний (объем выборки), P (X=xi) |
– вероятность |
|
наблюдаемого |
значения хi |
, вычисленная при допущении, |
что Х имеет |
предполагаемое распределение. Формула (12.5) следует из теоремы о математическом ожидании частоты появления события в независимых испытаниях.
Очень важным является дискретное распределение Пуассона. Тогда хi принимает значения m: 0, 1, 2,… Вероятности P(X=xi) из равенства (12.5) вычисляются по формуле Пуассона
Р(Х=m) = |
me |
. |
(12.6) |
|
m ! |
||||
|
|
|
Так как математическое ожидание этого распределения М(Х)= , а выборочная средняя xB является оценкой математического ожидания, то в формуле (12.6) за принимают xB .
В случае непрерывного распределения вероятности отдельных возможных значений равны нулю: Р(Х=хi)=0. Поэтому весь промежуток возможных значений такой случайной величины разбивается на непересекающиеся интервалы (хi, xi+1)
111
(обычно одинаковой длины h) и, естественно, вместо формулы (12.5) для вычисления теоретических частот применяют формулу
n' |
= n P (x |
i |
Х < x |
i+1 |
). |
|
|
(12.7) |
|
i |
|
|
|
|
|
|
|
||
Если F(х) – функция распределения случайной величины Х, то известно, что |
|||||||||
P (xi |
Х < xi+1) = F(хi+1) – F(xi). |
(12.8) |
|||||||
Если f(х) – плотность вероятности, причем непрерывная функция, то |
|
||||||||
|
xi |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
P (xi < Х < xi+1) = |
f (x) dx (xi |
1 xi ) f (xi ) , |
(12.9) |
||||||
|
xi |
|
|
|
|
|
|
|
|
где xi - некоторая фиксированная точка интервала (хi, xi+1). Обычно в качестве xi
берут приближенное значение x* - середину интервала (х , x |
): |
x* |
xi xi 1 |
. |
|
|
|||||
i |
i |
i+1 |
i |
2 |
|
|
|
|
|
|
Теперь рассмотрим важнейшее непрерывное распределение – нормальное.
Исходя из (12.8) приходим к формуле |
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
P (xi < Х < xi+1) = Ф |
xi 1 xB |
|
Ф |
xi xB |
|
, |
(12.10) |
||
s |
|
s |
|
||||||
|
|
|
|
|
|
||||
где Ф(х) – известная функция Лапласа, |
|
для нахождения значений |
которой |
имеются таблицы. Конечно, предварительно находятся xB и s.
Если же исходить из равенства (12.9), то в случае частичных интервалов
одинаковой длины h(h= х |
|
– x |
) и при |
|
= x* |
|
|
xi |
xi 1 |
|
|
получим формулу |
|
|||||||||
i+1 |
x |
|
|
|||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
i |
|
i |
i |
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
x* |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
P (xi < Х < xi+1) = h |
1 |
|
|
|
x |
B |
|
, |
(12.11) |
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i |
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
s |
|
s |
|
|
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
1 |
|
|
u 2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
где |
(u) = |
|
e 2 |
|
- хорошо |
|
известная |
|
|
дифференциальная |
функция |
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||
2 |
|
|
|
|
||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
нормированного |
распределения (a=0, |
=1), |
которая уже табулирована. |
Множитель 1/s в формуле (12.11) естественным образом получается на основании
|
x a |
|
|
|
|
|
замены u = |
. Параметры a и заменены статистическими оценками x |
B |
и s. |
|||
|
||||||
|
|
|
|
|
При достаточно большом объеме выборки значение s в формулах (12.10) и (12.11) заменяется значением В (см. тему 10).
Критерий согласия Романовского состоит в следующем. По формуле (12.2)
|
|
2 |
k |
|
|
|
вычисляется величина 2. Затем находится значение выражения R = |
|
|
|
, где |
||
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
||
|
2k |
|||||
|
|
|
|
|
k – число степеней свободы. Если R>3, то выдвинутую гипотезу отвергают. Если R<3, то опытные данные согласуются с предполагаемыми теоретическими. Критерий удобен тем, что не нужно обращаться к таблицам критических точек.
112
Р е ш е н и е т и п о в ы х з а д а ч
Задача 1. На станке-автомате изготовлено за смену 1 000 графитовых стержней. Их распределение по весу (в граммах) задано таблицей:-
Вес в |
134- |
137- |
140- |
143- |
146- |
149- |
152- |
155- |
158- |
161- |
164- |
167- |
170- |
граммах |
137 |
140 |
143 |
146 |
149 |
152 |
155 |
158 |
161 |
164 |
167 |
170 |
173 |
Число |
1 |
4 |
16 |
53 |
121 |
193 |
229 |
186 |
121 |
53 |
17 |
5 |
1 |
стержней |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Предполагая, что вес стержней подчиняется нормальному закону, найти теоретические частоты. Оценить с помощью критерия Пирсона, существенно ли
расхождение между эмпирическими |
и теоретическими частотами при уровне |
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
значимости |
|
=0,05. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||
|
|
|
Решение. Вычислим характеристики эмпирического распределения: |
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
xB |
|
|
|
1 135,5 4 138,5 |
16 141,5 |
53 144,5 |
121 147,5 |
193 150,5 |
229 153,5 |
186 156,5 |
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
1000 |
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
121 159,5 |
53 162,5 |
17 165,5 |
5 168,5 |
1 171,5 |
|
|
153,5; |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||||
ДВ |
= |
|
1 |
|
|
1 (135,5 |
153,5)2 |
4 (138,5 |
153,5)2 |
16 (141,5 153,5)2 |
53 |
(144,5 153,5)2 |
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
1000 |
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
121 |
(197,5 |
153,5)2 |
193 |
(150,5 |
153,5)2 |
229 |
(153,5 |
153,5)2 |
186 |
(156,5 |
153,5)2 |
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||
121 |
(159,5 |
153,5)2 |
|
53 |
|
(162,5 |
153,5)2 |
17 |
(165,5 |
|
153,5)2 |
5 |
(168,5 |
153,5)2 |
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||||
1 |
(171,5 |
153,5)2 |
|
28,134; |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
B |
|
|
28,134 |
|
5,3. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
Так как n=1000, то |
|
заменяем величиной |
|
В. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
Вычислим теоретические частоты. Для расчетов используем формулы (12.7) и |
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
(12.10). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
Все расчеты теоретических частот целесообразно свести в таблицу (характер |
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
вычислений указан в первой строке таблицы). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||
Вес |
|
|
|
|
|
|
Число |
|
хi- |
xB |
|
xi+1- xB |
|
x |
|
x |
|
|
|
x |
|
x |
|
|
|
|
Р(хi<X<xi+1) |
|
|
' |
|
Округ. |
|
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ni |
|
|
|
|||||||||||||||||
Стержней |
|
стержней |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i |
1 |
B |
|
|
|
|
i |
|
|
B |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Част. |
|
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Ф |
|
|
|
|
|
|
Ф |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||
граммах |
|
(ni) |
|
|
B |
|
|
|
|
|
B |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
' |
|
|||||||||
(хi-xi+1) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
B |
|
|
|
|
|
|
|
B |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ni |
|
|||||
134-137 |
|
|
|
1 |
|
|
-3,68 |
|
|
|
-3,11 |
|
-0,999065 |
|
|
|
|
-0,499885 |
|
|
|
|
0,00082 |
|
|
|
0,82 |
|
1 |
|
||||||||||||||||||
137-140 |
|
|
|
4 |
|
|
-3,11 |
|
|
|
-2,55 |
|
-0,494615 |
|
|
|
|
-0,499065 |
|
|
|
|
0,00495 |
|
|
|
4,45 |
|
4 |
|
||||||||||||||||||
140-143 |
|
|
|
16 |
|
|
-2,55 |
|
|
|
-1,98 |
|
-0,47615 |
|
|
|
|
-0,494615 |
|
|
|
|
0,018965 |
|
18,965 |
|
19 |
|
||||||||||||||||||||
143-146] |
|
|
53 |
|
|
-1,98 |
|
|
|
-1,42 |
|
-0,422195 |
|
|
|
|
-0,47615 |
|
|
|
|
|
0,053955 |
|
53,955 |
|
54 |
|
||||||||||||||||||||
146-149 |
|
|
|
121 |
|
|
-1,42 |
|
|
|
-0,85 |
|
-0,30234 |
|
|
|
|
-0,422195 |
|
|
|
|
0,119855 |
|
119,85 |
|
120 |
|
||||||||||||||||||||
149-152 |
|
|
|
193 |
|
|
-0,85 |
|
|
|
-0,28 |
|
-0,11026 |
|
|
|
|
-0,30234 |
|
|
|
|
|
0,19208 |
|
|
192,08 |
|
192 |
|
||||||||||||||||||
152-155 |
|
|
|
229 |
|
|
-0,28 |
|
|
|
0,28 |
|
0,11026 |
|
|
|
|
-0,11026 |
|
|
|
|
|
0,22052 |
|
|
220,52 |
|
221 |
|
||||||||||||||||||
155-158 |
|
|
|
186 |
|
|
0,28 |
|
|
|
0,85 |
|
0,30234 |
|
|
|
|
0,11026 |
|
|
|
|
|
0,19208 |
|
|
192,08 |
|
192 |
|
||||||||||||||||||
158-161 |
|
|
|
121 |
|
|
0,85 |
|
|
|
1,42 |
|
0,422195 |
|
|
|
|
0,30234 |
|
|
|
|
|
0,119855 |
|
119,85 |
|
120 |
|
|||||||||||||||||||
161-164 |
|
|
|
53 |
|
|
1,42 |
|
|
|
1,98 |
|
0,47615ъ |
|
|
|
|
0,422195 |
|
|
|
|
0,053955 |
|
53,955 |
|
54 |
|
||||||||||||||||||||
164-167 |
|
|
|
17 |
|
|
1,98 |
|
|
|
2,55 |
|
0,494615 |
|
|
|
|
0,47615 |
|
|
|
|
|
0,018465 |
|
18,465 |
|
18 |
|
|||||||||||||||||||
167-170 |
|
|
|
5 |
|
|
2,55 |
|
|
|
3,11 |
|
0,499065 |
|
|
|
|
0,494615 |
|
|
|
|
0,00445 |
|
|
|
4,45 |
|
4 |
|
||||||||||||||||||
170-173 |
|
|
|
1 |
|
|
3,11 |
|
|
|
3,68 |
|
0,499885 |
|
|
|
|
0,499065 |
|
|
|
|
0,00082 |
|
|
|
0,82 |
|
1 |
|
||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1000 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1000 |
|
Для вычисления наблюдаемого значения критерия составим расчетную таблицу с объединением малочисленных групп:
113
Вес стержней в |
Число |
|
|
' |
' |
' |
) |
2 |
' |
2 |
|
|
граммах |
стержней |
|
ni |
ni - ni |
(ni - ni |
|
|
(ni ni ) |
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
ni' |
|
|
|||
(хi-xi+1) |
(ni) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
134-137 |
1 |
|
|
1 |
- |
- |
|
|
- |
|
|
|
137-140 |
4 |
|
|
4 |
|
|
|
|
|
|
|
|
140-143 |
16 |
|
|
19 |
-3 |
9 |
|
|
0,4737 |
|
|
|
143-146 |
53 |
|
|
54 |
-1 |
1 |
|
|
0,0185 |
|
|
|
146-149 |
121 |
|
|
120 |
1 |
1 |
|
|
0,0083 |
|
|
|
149-152 |
193 |
|
|
192 |
1 |
1 |
|
|
0,0052 |
|
|
|
152-155 |
229 |
|
|
221 |
8 |
64 |
|
|
0,2896 |
|
|
|
155-158 |
186 |
|
|
192 |
-6 |
36 |
|
|
0,1875 |
|
|
|
158-161 |
121 |
|
|
120 |
1 |
1 |
|
|
0,0083 |
|
|
|
161-164 |
53 |
|
|
54 |
-1 |
1 |
|
|
0,0185 |
|
|
|
164-167 |
17 |
|
|
18 |
-1 |
1 |
|
|
0,0556 |
|
|
|
167-170 |
5 |
|
|
4 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
1 |
|
|
0,20 |
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
170-173 |
1 |
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1,2652 |
|
|
|
Таким образом, |
2 |
набл.=1,2 652. По формуле (12.4) найдем число степеней |
||||||||||
|
свободы, учитывая, что число групп выборки (после объединения) s=11. Следовательно, k=8.
По таблице критических точек распределения |
2 ([5], приложение 5) по |
|
уровню значимости |
=0,05 и числу степеней |
свободы k=8 находим |
2кр.(0,05; 8)=15,5. |
|
|
Так как 2набл.< 2кр., |
то нет оснований отвергать нулевую гипотезу, т.е. |
данные наблюдений согласуются с гипотезой о нормальном распределении генеральной совокупности.
Задача 2. Данные ЗАГСа в некотором районе за год по возрасту женщин, вступающих в брак, приведены в таблице:
Возраст |
19 |
20 |
21 |
22 |
23 |
невесты (хi) |
|
|
|
|
|
Число |
15 |
75 |
100 |
50 |
10 |
невест (ni) |
|
|
|
|
|
Проверить по критерию Пирсона при уровне значимости =0,01 согласованность полученных данных с гипотезой о нормальном распределении этого признака генеральной совокупности.
Решение. Вычислим характеристики эмпирического распределения:
|
|
|
|
|
19 15 |
20 |
75 |
21 100 |
22 50 |
23 10 |
|
|||||||
|
|
|
xB |
20,86; |
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
250 |
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
Д |
192 |
15 |
202 |
75 |
212 |
100 |
222 |
50 |
232 |
10 |
(20,86)2 0,8 804; |
|||||||
В |
|
|
|
|
|
|
|
|
250 |
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
В |
0,8 804 |
0,938. |
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Используя формулы (12.11), (12.7), (12.2), выполним соответствующие вычисления. Результаты сведем в таблицу (характер вычислений указан в первой строке таблицы).
114
i |
xi |
ni |
|
x x |
B |
(ui) |
ni' |
ni- ni' |
(ni- ni' )2 |
|
(ni ni' )2 |
|||
|
|
|
ui= |
|
i |
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n' |
|
|
|
|
|
B |
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
1 |
19 |
15 |
-1,98 |
|
|
0,0562 |
14,98 |
0,02 |
0,0004 |
0,000027 |
||||
2 |
20 |
75 |
-0,92 |
|
|
0,2613 |
69,6 |
5,4 |
29,16 |
0,418966 |
||||
3 |
21 |
100 |
0,15 |
|
|
0,3945 |
105,14 |
-5,14 |
26,4196 |
0,25128 |
||||
4 |
22 |
50 |
1,22 |
|
|
0,1895 |
50,51 |
-0,51 |
0,2601 |
0,005149 |
||||
5 |
23 |
10 |
2,28 |
|
|
0,0297 |
7,92 |
2,08 |
4,3264 |
0,516263 |
||||
|
|
250 |
|
|
|
|
|
|
|
248,15 |
|
|
1,2217 |
Итак, |
2 |
Число |
степеней |
свободы |
k=5-3=2. Из [5] |
набл.=1,2217. |
|||||
(приложение 5) по уровню значимости =0,01 и числу степеней свободы |
|||||
k=2 находим 2кр.(0,01; |
2)=9,2. |
Значение |
2набл< 2кр. |
Следовательно, |
гипотеза о нормальном распределении женщин по возрасту вступления в
брак не противоречит данным ЗАГСа. |
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
Задача 3. |
|
Распределение числа вызовов, поступающих на АТС, |
||||||||||
наблюдающееся через каждую минуту, дается в следующей таблице: |
|||||||||||||
|
|
Число |
|
0 |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
|
|
|
|
вызовов в |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
мин (m) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Число |
|
112 |
168 |
130 |
69 |
32 |
5 |
1 |
1 |
|
|
|
|
наблюдений |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(ni) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Предполагая, что число вызовов, поступающих на АТС в одну минуту, подчиняется закону Пуассона, найти теоретические частоты. Определить с помощью критерия Пирсона, существенно ли расхождение между эмпирическими и теоретическими численностями при уровне значимости
=0,05.
Решение. Так как в законе Пуассона параметр равен математическому ожиданию, а его оценкой является выборочная средняя,
|
|
0 112 |
1 168 |
2 130 |
3 69 |
4 32 |
5 5 |
6 1 |
7 1 |
|
|
|
|
|
|
||||||||||
то = xB |
|
|
|
|
|
|
|
|
1,546. |
|
||
|
|
|
518 |
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Используя |
формулы |
(12.6), |
(12.5), |
|
(12.2), |
выполним |
соответствующие вычисления. Результаты сведем в таблицу (характер вычислений указан в первой строке таблицы).
m |
ni |
Pi |
' |
' |
' |
) |
2 |
' |
2 |
|
|
|
|
|
ni |
ni ni |
( ni ni |
|
|
(ni ni ) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n' |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i |
|
|
0 |
112 |
0,213 |
110 |
2 |
4 |
|
|
0,03636 |
|
|
|
1 |
168 |
0,32945 |
171 |
-3 |
9 |
|
|
0,05263 |
|
|
|
2 |
130 |
0,25466 |
132 |
-2 |
4 |
|
|
0,0303 |
|
|
|
3 |
69 |
0,1312377 |
68 |
1 |
1 |
|
|
0,014706 |
|
|
|
4 |
32 |
0,0507233 |
26 |
6 |
36 |
|
|
1,384615 |
|
|
|
5 |
5 |
0,01568366 |
8 |
-3 |
9 |
|
|
1,125 |
|
|
|
6 |
1 |
0,004041156 |
2 |
-1 |
1 |
|
|
0,5 |
|
|
|
7 |
1 |
0,0008925 |
1 |
- |
- |
|
|
- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
3,143611 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
115
Получили 2набл.=3,143611.
По формуле (12.3) находим, что число степеней свободы k=8-2=6. Используя таблицу критических точек распределения критерия Пирсона,
по уровню значимости |
=0,05 находим |
2 |
кр. (0,05; 6)=12,6. |
||
Так как 2набл < |
2кр., то можно считать, что гипотеза о согласии |
полученных данных с законом распределения Пуассона не опровергается.
З а д а ч и
1. Проверены 200 приборов на срок безотказной службы. По результатам проверки получен следующий статистический ряд:
Срок |
0-150 |
50-150 |
100-150 |
150-200 |
200-250 |
250-300 |
300-350 |
350-400 |
400-450 |
службы |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
прибора в |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
часах |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Число |
1 |
7 |
24 |
30 |
71 |
31 |
21 |
13 |
2 |
приборов |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Предполагая, что срок безотказной службы приборов подчиняется нормальному закону, найти теоретические частоты. Оценить с помощью критерия Пирсона, существенно ли расхождение между эмпирическими и теоретическими частотами при уровне значимости =0,01.
2. Дано эмпирическое распределение 100 рабочих по заработной плате:
Зарплата |
180-190 |
190-200 |
200-210 |
210-220 |
220-230 |
230-240 |
240-250 |
250-260 |
Число |
4 |
17 |
23 |
16 |
15 |
13 |
10 |
2 |
рабочих |
|
|
|
|
|
|
|
|
Проверить гипотезу о нормальном распределении зарплаты рабочих с помощью критерия Романовского.
3. На продукции, выпущенной токарным станком, изготавливающим валики, отобрано для анализа распределения 250 валиков. Получены следующие данные:
Диаметр |
3,1 |
3,3 |
3,5 |
3,7 |
3,9 |
4,1 |
4,3 |
4,5 |
4,7 |
4,9 |
валика в |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
см |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Число |
2 |
7 |
12 |
25 |
98 |
72 |
18 |
10 |
4 |
9 |
валиков |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Определить с помощью критерия Пирсона, при уровне значимости =0,05, существенно ли расхождение между эмпирическими и
теоретическими численностями.
4. Дано распределение числа мужских курток, проданных магазином в течение одного рабочего дня:
Размер |
44 |
46 |
48 |
50 |
52 |
54 |
56 |
58 |
куртки |
|
|
|
|
|
|
|
|
Число |
2 |
6 |
12 |
35 |
32 |
21 |
12 |
5 |
проданных |
|
|
|
|
|
|
|
|
курток |
|
|
|
|
|
|
|
|
116
Предполагая, что закон распределения нормальный, найти теоретические частоты и, применяя критерий Пирсона, определить, согласуются ли они с данными опыта ( =0,01).
5.Радиоактивное вещество наблюдалось в течение равных промежутков времени. Для каждого из этих интервалов регистрировалось число
частиц, попавших в счетчик. В таблице приведены числа ni промежутков времени, в течение которых в счетчик попало ровно m
частиц:
|
m |
0 |
|
1 |
2 |
3 |
4 |
|
5 |
6 |
7 |
|
8 |
9 |
10 |
и |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
более |
|
|
|
ni |
57 |
|
203 |
383 |
525 |
532 |
|
408 |
273 |
139 |
|
45 |
27 |
16 |
|
|
Проверить, |
используя критерий |
2, гипотезу о согласии полученных |
|||||||||||||||
данных с законом распределения Пуассона ( |
=0,025). |
|
|
|
6.Отсчет по шкале измерительного прибора оценивается приблизительно в долях деления шкалы. Приведено 200 результатов отсчета последней цифры между соседними делениями шкалы:
Шифра |
0 |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
ni |
35 |
16 |
15 |
17 |
18 |
18 |
12 |
15 |
28 |
26 |
Вероятность появления любой цифры рi=0,1. С помощью критерия Пирсона, при уровне значимости =0,05, установить, согласуются ли данные с законом равномерного распределения.
117
Ли т е р а т у р а
1.Айвазян С.А., Енюков И.С., Мешалкин Л.Д. Прикладная статистика. Основы моделирования и первичная обработка данных.- М.: Финансы и статистика, 1983.- 471 с.
2.Боровков А.А. Курс теории вероятностей.- М.: Наука, 1972. – 288 с.
3.Вентцель Е.С. Теория вероятностей. – М.: Наука, 1969.- 576 с.
4.Власюк Н.А. Краткий курс математической статистики: Тексты лекций.- Хабаровск: Хабаровская государственная академия экономики
иправа, 1997. – 56 с.
5.Гмурман В.Е. Теория вероятностей и математическая статистика. – М.: Высшая школа, 1978. – 368 с.
6.Гнеденко Б.В. Курс теории вероятностей. – М.: Наука, 1988. – 448 с.
7.Гнеденко Б.В., Хинчин А.Я. Элементарное введение в теорию вероятностей. – М.: Наука, 1982.- 160 с.
8.Карасев А.И., Аксютина З.М., Савельева Т.И. Курс высшей математики для экономических вузов, ч.2.- М.: Высшая школа, 1983.-320 с.
9.Коваленко И.Н., Филиппова А.А. Теория вероятностей и математическая статистика. – М.: Высшая школа, 1982. – 256 с.
10.Колмогоров А.Н. Основные понятия теории веротяностей. – М.: Наука,
1974. – 120 с.
11.Лихолетов И.И. Высшая математика, теория вероятностей и математическая статистика. – Минск: «Вышэйшая школа», 1976. – 720с.
12.Маркович Э.С. Курс высшей математики с элементами теории вероятностей и математической статистики.- М.: Высшая школа, 1972.-
480 с.
13.Пискунов Н.С. Дифференциальное и интегральное исчисления, т.2.-М.:
Наука, 1970. – 576 с.
14.Тиунчик М.Ф. Случайные величины. – Хабаровск, ХИНХ, 1993. – 116 с. 15.Чистяков В.П. Курс теории вероятностей.-М.:Наука, 1982. – 255 с. 16.Эддоус М., Стэнсфилд Р. Методы принятия решений. – М.: Аудит,
ЮНИТИ, 1997.-590 с.