- •1 Расчёт основных статистических показателей для выборочных совокупностей
- •1. 1 Малая выборочная совокупность
- •Расчет статистических показателей для малой выборочной совокупности
- •Ошибки репрезентативности (представительности)
- •Точность опыта (относительная ошибка опыта)
- •Достоверность статистических показателей (надежность)
- •Доверительный интервал для генеральной средней
- •Необходимое число наблюдений для будущих исследований
- •Статистическое заключение
- •1.2. Большая выборочная совокупность
- •1.2.1 Схематическое представление вариационного ряда
- •1.2.2. Графическое представление вариационного ряда
- •Гистограмма
- •Кумулята
- •Полигон распределения
- •2. 3. Расчет статистических показателей для большой выборочной совокупности
- •По исходным данным
- •По преобразованным данным
- •Ошибки репрезентативности (представительности)
- •Необходимое число наблюдений для будущих исследований
- •Статистическое заключение
- •Расчёт показателей центральной тенденции
- •Расчёт показателей скошенности и крутизны рада распределения
- •2.0 Теоретические законы распределения случайных величин
- •Расчет теоретических частот для кривой нормального распределения
- •3. Критерии оценки статистических гипотез
- •Критерии проверки статистических гипотез
- •Нулевая гипотеза
- •3.1. Статистическое сравнение эмпирического распределения с теоретическим по критерию χ- квадрат Пирсона
- •Статистическое заключение
- •3.2. Статистическое сравнение эмпирического распределения с теоретическим по критерию λ Колмогорова – Смирнова
- •Статистическое заключение
- •3.3. Статистическое сравнение двух эмпирических рядов распределения по критерию λ Колмогорова – Смирнова
- •Статистическое заключение
- •3.4. Статистическое сравнение двух выборочных средних
- •Статистическое заключение
- •3.5. Статистическое сравнение двух выборочных средних
- •Статистическое заключение
- •4.0 Дисперсионный анализ
- •4.1 Схема обработки полученной информации на примере однофакторного, равномерного статистического комплекса
- •Вычисление суммы квадратов отклонений
- •Статистическое заключение
- •5. Корреляционный анализ
- •5.1. Расчё показателей корреляции на примере малой выборочной совокупности
- •Статистическое заключение
- •6.0 Расчет среднеквадратических ошибок
- •Основные свойства ошибок и причины их возникновения
- •Статистическое заключение
- •7.0 Регрессионный анализ Постановка задачи
- •7.1. Линейное уравнение с логарифмированием факторного признака
- •Статистическое заключение
- •7.2. Уравнение гиперболы
- •Статистическое заключение
- •7.3. Уравнение показательной кривой
- •Статистическое заключение
- •Окончательный выбор типа уравнения регрессии
- •Библиографический список
- •Задачи для контрольной работы
Статистическое заключение
Т.к χ 2ф меньше χ 2 на 5 % уровне значимости, то можно сделать вывод, что опытное распределение деревьев сосны по диаметру на высоте груди подчиняется предполагаемого теоретического закону распределения, то есть закону нормального распределения и описывается уравнением Лапласа – Гаусса.
3.2. Статистическое сравнение эмпирического распределения с теоретическим по критерию λ Колмогорова – Смирнова
При помощи критерия - Колмогорова-Смирнова сопоставляют эмпирические и теоретические частоты рядов распределения, а также дать оценку различий двух эмпирических распределений.
Для сопоставления эмпирического и теоретического распределения частот λ-критерий рассчитывается по формуле:
,
где N-объём эмпирического ряда распределения
dmax – это максимальное отклонение, которое берётся из последней колонки таблицы 4.2.
Для оценки статистической гипотезы о соответствии эмпирических частот теоретическим, расчётное значение критерия - Колмогорова-Смирнова сравнивается со стандартным на 5 % или 1 %-ном уровне значимости, которое не зависит от числа степеней свободы.
05 1,36 01 1,63 .
Пример статистической оценки эмпирических и теоретических рядов распределения приведен в таблице 3.2.
Таблица 3.2 Статистическая оценка эмпирических и теоретических рядов
распределения по критерию λ - Колмогорова-Смирнова
Классы (ступени толщины), см |
Эмпирическая частота ni, шт |
Теоретическая частота ni/, шт |
|
|
|
|
d |
8 |
2 |
2 |
2 |
2 |
0,02 |
0,02 |
0,00 |
12 |
4 |
5 |
6 |
7 |
0,06 |
0,07 |
0,01 |
16 |
11 |
10 |
17 |
17 |
0,17 |
0,17 |
0,00 |
20 |
16 |
17 |
33 |
34 |
0,33 |
0,34 |
0,01 |
24 |
30 |
21 |
63 |
55 |
0,63 |
0,55 |
0,08=max |
28 |
14 |
20 |
77 |
75 |
0,77 |
0,75 |
0,02 |
32 |
10 |
14 |
87 |
89 |
0,87 |
0,89 |
0,02 |
36 |
8 |
7 |
95 |
96 |
0,95 |
0,96 |
0,01 |
40 |
3 |
3 |
98 |
99 |
0,98 |
0,99 |
0,01 |
44 |
2 |
1 |
100 |
100 |
1,00 |
1,00 |
0,00 |
dmax = 0,08, тогда
.
Так как λф<λ05, то Н0-гипотеза не отвергается, различия между эмпирическим и теоретическим распределениям частот не существенны.
Статистическое заключение
Т.к ф меньше на 5 % уровне значимости, то можно сделать вывод, что опытное распределение деревьев сосны по диаметру на высоте груди подчиняется предполагаемого теоретического закону распределения, то есть закону нормального распределения и описывается уравнением Лапласа – Гаусса.
3.3. Статистическое сравнение двух эмпирических рядов распределения по критерию λ Колмогорова – Смирнова
Если два эмпирических распределения имеют различное количество классов и объём совокупности, то согласие между ними устанавливается по критерию , рассчитанному по формуле:
, где ,
где n1 и n2 – эмпирические частоты сравниваемых рядов распределения;
N1 и N2 - объёмы сравниваемых рядов (выборочных совокупностей).
Для оценки статистической гипотезы о совпадении двух эмпирических радов распределения, расчётное значение критерия - Колмогорова-Смирнова сравнивается со стандартным на 5 % или 1 %-ном уровне значимости, которое не зависит от числа степеней свободы.
05 1,36 01 1,63 .
Сравнение частот взвешенных рядов по критерию Колмогорова приведено в таблице 4.3.
Таблица 3.3 Сравнение частот двух взвешенных рядов распределения по критерию λ - Колмогорова-Смирнова
Диаметр деревьев |
Эмпирическая частота |
|
|
|
|
d | |
n1,штук |
n2, штук | ||||||
8 |
2 |
1 |
2 |
1 |
0,02 |
0,002 |
0,018 |
12 |
4 |
12 |
6 |
13 |
0,06 |
0,019 |
0,041 |
16 |
11 |
58 |
17 |
71 |
0,17 |
0,094 |
0,076 |
20 |
16 |
113 |
33 |
184 |
0,33 |
0,183 |
0,147 |
24 |
30 |
138 |
63 |
322 |
0,63 |
0,223 |
0,407 |
28 |
14 |
124 |
77 |
446 |
0,77 |
0,200 |
0,570 |
32 |
10 |
90 |
87 |
536 |
0,87 |
0,145 |
0,725 |
36 |
8 |
53 |
95 |
589 |
0,95 |
0,086 |
0,864 |
40 |
3 |
24 |
98 |
613 |
0,98 |
0,039 |
0,941 |
44 |
2 |
6 |
100 |
619 |
1,00 |
0,009 |
0,991=max |
dmax = 0,991, тогда
.
Так как λф>λ05, а так же λф>λ01 то Н0-гипотеза отвергается, различия между сравниваемыми эмпирическими рядами распределениям частот существенны.