- •ВИЩА МАТЕМАТИКА ДЛЯ ЕКОНОМІСТІВ
- •Видання містить короткі теоретичні відомості та формули, типові приклади задач і методику їх розв’язання, завдання для самостійної роботи, а також контрольні питання до кожної теми.
- •Призначене для студентів економічних спеціальностей вищих навчальних закладів.
- •ВСТУП
- •Питання для самоконтролю
- •Вправи
- •1.1.2. Елементи комбінаторики
- •Таблиця 1.1
- •Розв’язування комбінаторних задач
- •Питання для самоконтролю
- •Вправи
- •Питання для самоконтролю
- •Вправи
- •Питання для самоконтролю
- •Вправи
- •1.4. ФОРМУЛА ПОВНОЇ ЙМОВІРНОСТІ. ФОРМУЛА БАЙЄСА
- •Питання для самоконтролю
- •Вправи
- •1.5. ПОСЛІДОВНІ НЕЗАЛЕЖНІ ВИПРОБУВАННЯ
- •1.5.1. Формула Бернуллі
- •1.5.2. Формула Пуассона
- •1.5.3. Локальна теорема Муавра-Лапласа
- •1.5.4. Інтегральна теорема Муавра-Лапласа
- •Питання для самоконтролю
- •Вправи
- •2.1.1. Дискретні випадкові величини. Функція розподілу. Основні закони розподілу
- •Питання для самоконтролю
- •Вправи
- •2.2. ЧИСЛОВІ ХАРАКТЕРИСТИКИ ВИПАДКОВИХ ВЕЛИЧИН
- •Таблиця 2.1
- •Числові характеристики деяких розподілів
- •Питання для самоконтролю
- •Вправи
- •Питання для самоконтролю
- •Вправи
- •2.4.1. Лема Чебишова
- •2.4.2. Теорема Чебишова
- •2.4.3. Теорема Бернуллі
- •Питання для самоконтролю
- •Вправи
- •2.5. ДВОВИМІРНА ВИПАДКОВА ВЕЛИЧИНА
- •Таблиця 2.2
- •Таблиця 2.3
- •Таблиця 2.4
- •Питання для самоконтролю
- •Вправи
- •Таблиця 2.5
- •Числові характеристики двовимірної випадкової величини
- •Продовж. табл. 2.5
- •Питання для самоконтролю
- •Вправи
- •2.5.6. Умовні числові характеристики двовимірної випадкової величини. Регресія
- •Питання для самоконтролю
- •Вправи
- •3.1. ПРЕДМЕТ ТА ОСНОВНІ ЗАВДАННЯ МАТЕМАТИЧНОЇ СТАТИСТИКИ
- •Питання для самоконтролю
- •3.3. СТАТИСТИЧНИЙ РОЗПОДІЛ ВИБІРКИ
- •Таблиця 3.1
- •Таблиця 3.2
- •Таблиця 3.3
- •Таблиця 3.4
- •Таблиця 3.5
- •Таблиця 3.6
- •Питання для самоконтролю
- •Вправи
- •3.4. ГРАФІЧНЕ ЗОБРАЖЕННЯ СТАТИСТИЧНИХ РОЗПОДІЛІВ
- •Рис. 3.1. Гістограма частот за даними прикладу 3.1
- •Рис. 3.2. Полігон частот за даними таблиці 3.6
- •3.5. ЕМПІРИЧНА ФУНКЦІЯ РОЗПОДІЛУ. КУМУЛЯТА
- •Питання для самоконтролю
- •Вправи
- •Таблиця 3.8
- •Таблиця 3.9
- •Питання для самоконтролю
- •Вправи
- •3.7.1. Статистичні оцінки невідомих параметрів розподілу та їх властивості
- •3.7.2. Статистична оцінка математичного сподівання
- •Питання для самоконтролю
- •Вправи
- •3.8. ІНТЕРВАЛЬНІ ОЦІНКИ ПАРАМЕТРІВ РОЗПОДІЛУ
- •3.8.1. Надійність. Інтервал довіри
- •3.8.3. Розподіл Стьюдента
- •3.8.4. Розподіл Фішера-Снедекора
- •3.8.5. Інтервальні оцінки для математичного сподівання
- •Питання для самоконтролю
- •Вправи
- •3.9. ЕЛЕМЕНТИ ТЕОРІЇ КОРЕЛЯЦІЇ
- •Таблиця 3.10
- •Таблиця 3.10
- •Питання для самоконтролю
- •Вправи
- •3.9.3. Основні поняття і методи регресійного аналізу
- •3.9.4. Метод найменших квадратів
- •Рис. 3.3. Діаграма розсіювання точок
- •Питання для самоконтролю
- •Вправи
- •3.10. СТАТИСТИЧНА ПЕРЕВІРКА СТАТИСТИЧНИХ ГІПОТЕЗ
- •3.10.1. Статистичні гіпотези. Помилки першого та другого роду
- •3.10.2. Статистичний критерій перевірки нульової гіпотези
- •Питання для самоконтролю
- •Таблиця 3.12
- •Таблиця 3.13
- •Таблиця 3.14
- •Таблиця 3.15
- •3.10.4. Перевірка гіпотези про порівняння середнього значення ознаки генеральної сукупності зі стандартом
- •3.10.5. Перевірка гіпотези про рівність дисперсій двох незалежних випадкових величин
- •Питання для самоконтролю
- •Вправи
- •Додаток А
- •Таблиця значень функції
- •Додаток Б
- •Таблиця значень функції Лапласа
- •Додаток В
- •Додаток Г
- •Додаток Д
- •Критичні точки розподілу F Фішера-Снедекора
- •Додаток Е
- •Таблиця значень
- •Додаток Ж
- •Значення
За даним рівнем значущості a і кількістю ступенів вільності k із таблиці критичних точок розподілуc 2 (в якій дано розв’язки рівняння
(3.43)), знаходять критичну точку kкр = c2 (a, k) (додаток В).
На підставі даних вибірки, записаних у таблиці, обчислюють емпіричне значення критерію Пірсона:
|
m |
- ni¢) |
2 |
|
|
Kемп = å |
(ni |
|
. |
||
|
ni¢ |
|
|||
|
i =1 |
|
|
||
Порівнюємо значення Кемп і kкр . |
Якщо Kемр ³ kкр , то гіпотезу H 0 |
||||
відхиляють. Якщо ж Kемр < kкр , |
то гіпотезу H0 приймають. |
||||
Застосування критерію c 2 |
вимагає дотримання таких умов: |
·експериментальні дані мають бути незалежними, тобто вибірка має бути випадковою;
·обсяг вибірки має бути достатньо великим(практично не меншим ніж 50 одиниць), а частота кожної групи – не меншою за 5.
Якщо остання умова не виконується, то проводиться попереднє об’єднання нечисленних груп.
Критерій згоди Пірсона дає відповідь на питання, чи є розбіжність між емпіричними і теоретичними частотами зумовлена випадковістю, чи вона є значущою.
Як і будь-який інший критерій, критерій згоди Пірсона не доводить справедливості гіпотези H 0 , а лише дозволяє встановити на прийнятому рівні значущості узгодженість чи неузгодженість гіпотези H 0 із даними спостережень.
Приклад 3.13. При рівні значущості a = 0,05 перевірити гіпотезу про нормальний розподіл генеральної сукупності, якщо відомі емпіричні й теоретичні частоти:
Таблиця 3.14
ni |
6 |
13 |
38 |
74 |
106 |
85 |
30 |
14 |
ni¢ |
3 |
14 |
42 |
82 |
99 |
76 |
37 |
13 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Розв’язання. Згідно з критерієм Пірсона для перевірки гіпотези H0: випадкова величина X розподілена за нормальним законом, необхідно обчислити емпіричне значення критерію Пірсона:
m |
(ni |
¢ |
2 |
|
cемп2 = å |
- ni ) |
|
. |
|
|
ni¢ |
|
||
i =1 |
|
|
|
ДВНЗ “Українська академія банківської справи НБУ”
139
А для контролю обчислень цю формулу перетворюють так:
m
cемп2 = (åni 2 / ni¢) - n.
i =1
Насамперед впевнимося, що експериментальні дані відповідають усім необхідним вимогам, а саме: вибірка є випадковою, обсяг вибірки – достатньо великий, частота кожної групи – не меншою за 5. Дійсно, всі вимоги виконані. Переходимо до обчислень. Для цього складемо таблицю 3.15.
Таблиця 3.15
i |
ni |
ni¢ |
(ni - ni¢) |
(n - n¢)2 |
(n - n¢)2 |
n¢ |
n2 |
n2 |
n¢ |
|
|
|
|
|
i i |
i |
i |
|
i |
i |
i |
1 |
6 |
3 |
3 |
9 |
|
3 |
|
36 |
12 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
2 |
13 |
14 |
–1 |
1 |
0,07 |
|
169 |
12,07 |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
3 |
38 |
42 |
–4 |
16 |
0,38 |
|
1 444 |
34,38 |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
4 |
74 |
82 |
–8 |
64 |
0,78 |
|
5 476 |
66,78 |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
5 |
106 |
99 |
7 |
49 |
0,49 |
|
11 236 |
113,49 |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
6 |
85 |
76 |
9 |
81 |
1,07 |
|
7 225 |
95,07 |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
7 |
30 |
37 |
–7 |
49 |
1,32 |
|
900 |
24,32 |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
8 |
14 |
13 |
1 |
1 |
0,08 |
|
196 |
15,08 |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
S |
366 |
366 |
– |
– |
cемп2 |
=7,19 |
– |
373,19 |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
m |
|
|
Для контролю обчислень: cемп2 |
= (åni |
2 / ni¢) - n = 373,19 - 366 = 7,19. |
||
|
|
i =1 |
|
|
За даним рівнем значущості a = 0,05 |
і кількістю ступенів вільно- |
|||
сті k = m - r -1 = 8 - |
2 -1 = 5 із таблиці критичних |
2 |
||
точок розподілуc |
||||
(див. додаток В) знаходимо критичну точку kкр = cкр2 |
(0, 05; 5) =11,07. |
|||
Порівнюємо |
значення cемп2 |
= 7,19 |
і kкр = cкр2 (0, 05; 5) =11,07. |
|
Оскільки cемп2 < cкр2 , |
то гіпотезу H 0 приймають. Іншими словами, роз- |
біжність між емпіричними та теоретичними частотами незначна. Тобто дані спостереження узгоджуються з гіпотезою про нормальний розподіл генеральної сукупності.
ДВНЗ “Українська академія банківської справи НБУ”
140