Tipovoy_raschet_Usachev_G_V_IBM_2-42
.docxТиповой расчет по прикладной статистике.
Усачев Глеб ИБМ 2-42
Вариант 19
№1.1 Составить комбинационную таблицу
Задание 1.1 |
Задание 1.2 |
Задание 1.3 |
|
№ в подлежащем |
№ в сказуемом |
||
1 |
5 |
4 |
2 |
Фамилия И.О. / Номер задачи |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
Балашов В.В. |
3 |
10 |
0 |
5 |
0 |
Бережная Т.В. |
0 |
10 |
3 |
5 |
10 |
Бушуев С.Б. |
5 |
10 |
9 |
8 |
10 |
Воздвиженская Н.С. |
3 |
10 |
0 |
5 |
8 |
Громыко Алексей |
1 |
0 |
0 |
5 |
0 |
Гвирц Леонид |
0 |
3 |
5 |
0 |
0 |
Иванова И.Г. |
5 |
10 |
3 |
10 |
0 |
Канакова Е.М. |
5 |
10 |
0 |
10 |
3 |
Комаров П.В. |
0 |
1 |
0 |
10 |
0 |
Краснова М.В |
5 |
3 |
3 |
0 |
0 |
Куроптев О.В. |
5 |
10 |
0 |
10 |
3 |
Любимов Р.А. |
10 |
0 |
5 |
0 |
3 |
Меньшикова Е.В. |
0 |
0 |
0 |
3 |
5 |
Ободинская Е.А. |
10 |
10 |
5 |
10 |
3 |
Пономарева М.А. |
10 |
3 |
5 |
10 |
0 |
Рафальская А.Э. |
0 |
0 |
0 |
0 |
3 |
Смирницкий А.В. |
10 |
0 |
0 |
0 |
0 |
Соловьева Е. |
5 |
10 |
0 |
10 |
3 |
Сорокин Д.А. |
5 |
1 |
5 |
3 |
0 |
Трунова А. |
5 |
0 |
0 |
0 |
0 |
Филинова А.Ю. |
8 |
1 |
3 |
0 |
0 |
Эйдинов А.М. |
5 |
0 |
5 |
0 |
0 |
Ярославцева Ю.В |
5 |
10 |
0 |
10 |
3 |
Пол |
Оценка |
0 |
3 |
5 |
8 |
10 |
Всего |
М |
0 |
8 |
|
|
|
|
8 |
1 |
1 |
|
|
|
|
1 |
|
3 |
|
2 |
|
|
|
2 |
|
5 |
|
|
4 |
|
|
4 |
|
8 |
|
|
|
|
|
0 |
|
10 |
|
|
|
|
3 |
3 |
|
Всего |
|
9 |
2 |
4 |
0 |
3 |
18 |
Ж |
0 |
8 |
|
|
|
|
8 |
1 |
|
|
|
|
|
0 |
|
3 |
|
6 |
|
|
|
6 |
|
5 |
|
|
7 |
|
|
7 |
|
8 |
|
|
|
2 |
|
2 |
|
10 |
|
|
|
|
3 |
3 |
|
Всего |
|
8 |
6 |
7 |
2 |
3 |
26 |
М+Ж |
0 |
16 |
|
|
|
|
16 |
1 |
1 |
|
|
|
|
1 |
|
3 |
|
8 |
|
|
|
8 |
|
5 |
|
|
11 |
|
|
11 |
|
8 |
|
|
|
2 |
|
2 |
|
10 |
|
|
|
|
6 |
6 |
|
Всего |
|
17 |
8 |
11 |
2 |
6 |
44 |
№1.2 Построить круговую диаграмму для распределения отметок
Оценки |
Частота |
5 |
4 |
5 |
|
8 |
1 |
5 |
|
5 |
|
0 |
8 |
10 |
7 |
10 |
|
10 |
|
0 |
|
10 |
|
0 |
|
3 |
2 |
10 |
|
10 |
|
0 |
|
0 |
|
10 |
|
3 |
|
0 |
|
0 |
|
0 |
|
10 |
|
Диаграмма рис. 1
№1.3 Построить вариационный ряд и рассчитать выборочные характеристики для оценок
|
Оценки |
|
10 |
|
10 |
|
10 |
|
10 |
|
0 |
|
3 |
|
10 |
|
10 |
|
1 |
|
3 |
|
10 |
|
0 |
|
0 |
|
10 |
|
3 |
|
0 |
|
0 |
|
10 |
|
1 |
|
0 |
|
1 |
|
0 |
|
10 |
n = |
23 |
Xi |
fi |
0 |
7 |
1 |
3 |
3 |
3 |
10 |
10 |
1) Xсред. арифм. = = = 4,869565
2) S2 (выборочная дисперсия) = = 21,06994
3) S (выборочное средне квадратическое отклонение) = = 4,590201
4) Vn (выборочный коэф. Вариации) = = 0,94263
5) Xмед = 3
6) Xмин = 0 ; Xмакс = 10
7) R (размах) = Xмакс - Xмин = 10
8) Xмод = 10
9) Амод (амплитуда моды) = 10
10) Xнижн. квартиль = 0,25*n = 5,75
11) Xверх. квартиль = 0,75*n = 17,25
12) Q (выборочное межквартильное расстояние) = Xверх. квартиль - Xнижн. квартиль = 11,5
№2 В двух выборках присутствуют объекты обладающие определенными свойствами.
Объем первой выборки n1 , из них обладают свойством m1.
Объем второй выборки n2 , из них обладают свойством m2.
n1 = 961 n2 = 1102 m1 = 729 m2 = 888 P = 0,95 α = 0,05 U(P) = 1,96
2.1) Укажите доверительные границы для долей объектов в двух выборках, обладающих определенным свойством (с доверительной вероятностью 0,95)
P* - доля объектов с нужным свойством в выборке
P1* = = 0,758584807
P2* = = 0,805807623
P1 верхн. = = 0,785641752
P1 нижн. = = 0,733318042
P2 верхн. = = 0,829163546
P2 нижн. = = 0,782451699
Доверительный интервал:
0,733318042 <= P1 <= 0,785641752
0,782451699 <= P2 <= 0,829163546
2.2) Проверьте гипотезу о равенстве долей при α = 0,05
H0: P1 = P2
H1: P1P2
Q = = 11,91622
Q > α => Выбираем гипотезу H1, следовательно выборки неоднородны
№3 МНК.
Исходные данные – набор n пар чисел (tk , xk ), k = 1,2,…,n, где tk –
независимая переменная (например, время), а xk – зависимая (например,
индекс инфляции). Предполагается, что переменные связаны зависимостью
xk = a tk + b + ek , k = 1,2,…,n,
где a и b – параметры, не известные статистику и подлежащие оцениванию,
а ek – погрешности, искажающие зависимость.
1. Методом наименьших квадратов оцените параметры a и b линейной
зависимости. Выпишите восстановленную зависимость.
2. Вычислите восстановленные значения зависимой переменной, сравните их с исходными значениями (найдите разности) и проверьте условие точности вычислений (при отсутствии ошибок в вычислениях сумма исходных значений должна равняться сумме восстановленных).
3. Найдите остаточную сумму квадратов и оцените дисперсию
погрешностей.
4. Выпишите точечный прогноз, а также верхнюю и нижнюю доверительные границы для него (для доверительной вероятности 0,95).
5. Рассчитайте прогнозное значение и доверительные границы для него для момента t = __ (см. вариант по Таблице № 4).
6. Как изменятся результаты, если доверительная вероятность будет
увеличена? А если она будет уменьшена?
19 |
xk |
5 |
30 |
35 |
50 |
70 |
75 |
100 |
tk |
75 |
90 |
130 |
140 |
180 |
210 |
||
|
ti2 |
5625 |
8100 |
16900 |
19600 |
32400 |
44100 |
|
= 44,17
= 137,5
= 265
a = 0,5
b = = -24,58
xk = a*tk + b = 0,5*tk – 24,58 + εi
|
|
|
|
|
|
|
Сумма |
Xk восст-е |
12,92 |
20,42 |
40,42 |
45,42 |
65,42 |
80,42 |
265,02 |
Xk – Xk восст-е |
7,92 |
9,58 |
-5,42 |
4,58 |
4,58 |
-10,42 |
|
(Xk – Xk восст-е)2 |
62,7264 |
91,7764 |
29,3764 |
20,9764 |
20,9764 |
108,5764 |
334,4084 |
tk |
75 |
90 |
130 |
140 |
180 |
210 |
|
Разница Xk и Xk восст-е меньше двух, она составляет 0,02, следовательно, верно.