- •1._Побудова гістограм частот.
- •1.1_Побудова гістограми частот вибірки X:
- •1.2. Побудова гістограми частот вибірки y:
- •2.Знаходження оцінок математичних сподівань і дисперсій генеральних сукупностей
- •Заповнюємо всі стовбці таблиці
- •3. Оцінка невідомих математичних сподівань м[х] і m[у] генеральних сукупностей х і у за допомогою довірчого інтервалу з надійністю 0,95.
- •Розв’язання:
- •4._Перевірка гіпотези про рівність дисперсій генеральних сукупностей для вибірок X та y.
- •5. Побудова нормальних кривих за емпіричними даними.
- •5.1 Знаходження вибіркової середньої та середнього квадратичного відхилення методом добутків.
- •5.2 Знаходження вирівнюючих частот кожної вибірки.
- •5.3 Побудова полігонів частот і нормальних кривих.
- •Для вибірки х
- •Для вибірки y
- •6. Перевірка гіпотези про нормальний розподіл генеральних сукупностей X та y, використовуючи критерій погодженості Пірсона.
- •7. Перевірити гіпотезу про рівність нулю математичних сподівань генеральних сукупностей х і у.
- •Розв’язання:
- •8. Оцінка відхилення емпіричного розподілу від нормального.
- •9.Представимо математичну модель вибірок за допомогою MatCad2001.
- •10. Висновки:
- •Можна зробити наступні висновки:
8. Оцінка відхилення емпіричного розподілу від нормального.
Для оцінки відхилення емпіричного розподілу від нормального використовують різні характеристики. Зокрема, до них відносяться асиметрія і ексцес.
Асиметрія емпіричного розподілу визначається за формулою[1, cт.186]:
(8.1)
де m3 – центральний емпіричний момент третього порядку.
Ексцес емпіричного розподілу визначається за формулою
(8.2)
де m4 – центральний емпіричний момент четвертого порядку.
Моменти m3 і m4 обчислимо методом моментів за формулами:
(8.3)
(8.4)
де Мj – умовний момент k-го порядку, h – довжина інтервалу.
Умовні моменти будемо обчислювати за формулою:
(8.5)
Вибірка Х.
Скористаємось вже обрахованими раніше значеннями умовних варіант.
Отже нехай для вибірки Х: h = 0,8558, с = -0,0055. Тоді:
Таблиця №9
від |
до |
Yi |
u |
ni |
niui2 |
niui2 |
niui3 |
niui4 |
ni(ui+1)4 |
-3 |
-2,1451 |
-2,5725 |
-3 |
1 |
-3 |
9 |
-27 |
81 |
16 |
-2,1451 |
-1,2892 |
-1,7172 |
-2 |
5 |
-10 |
20 |
-40 |
80 |
5 |
-1,2892 |
-0,4334 |
-0,8613 |
-1 |
12 |
-12 |
12 |
-12 |
12 |
0 |
-0,4334 |
0,4224 |
-0,0055 |
0 |
12 |
0 |
0 |
0 |
0 |
12 |
0,4224 |
1,2782 |
0,8503 |
1 |
15 |
15 |
15 |
15 |
15 |
240 |
1,2782 |
2,1341 |
1,7062 |
2 |
3 |
6 |
12 |
24 |
48 |
243 |
2,1341 |
2,99 |
2,5620 |
3 |
2 |
6 |
18 |
54 |
162 |
512 |
|
|
|
|
50 |
2 |
86 |
14 |
398 |
1028 |
Контрольна сума: Σniui4 +4Σniui3 + 6Σniui2 + 4Σniui + n = 1028
де ni – сума частот і-го інтервалу, ui – умовні варіанти
Умовні моменти першого та другого порядків другої вибірки були знайдені раніше (розділ 2): , .
Обрахуємо умовні моменти третього та четвертого порядків за формулою (8.5):
Знайдемо центральні емпіричні моменти третього та четвертого порядків за формулами (8.3) і (8.4):
=0,05
=4,2557
Знайдемо асиметрію і ексцес за формулами (8.1) і (8.2), вибіркові середні квадратичні знайдені раніше (розділ 2). Обраховуємо для вибірки X:
=0,03398
=-0,1753
Аналогічно працюємо і з вибіркою Y. Скористаємось вже обрахованими раніше значеннями умовних варіант та з таблиці №8. Отже для вибірки Y: h=0,4512 с=-0,0785
Таблиця №10
від |
до |
Yi |
u |
ni |
niui2 |
niui2 |
niui3 |
niui4 |
ni(ui+1)4 |
-1,658 |
-1,2067 |
-1,4323 |
-3 |
2 |
-6 |
18 |
-54 |
162 |
32 |
-1,2067 |
-0,7554 |
-0,9810 |
-2 |
8 |
-16 |
32 |
-64 |
128 |
8 |
-0,7554 |
-0,3041 |
-0,5297 |
-1 |
9 |
-9 |
9 |
-9 |
9 |
0 |
-0,3041 |
0,1471 |
-0,0785 |
0 |
9 |
0 |
0 |
0 |
0 |
9 |
0,1471 |
0,5984 |
0,3727 |
1 |
17 |
17 |
17 |
17 |
17 |
272 |
0,5984 |
1,0497 |
0,8240 |
2 |
1 |
2 |
4 |
8 |
16 |
81 |
1,0497 |
1,501 |
1,2753 |
3 |
4 |
12 |
36 |
108 |
324 |
1024 |
|
|
|
|
50 |
0 |
116 |
6 |
656 |
1426 |
Контрольна сума: Σniui4 +4Σniui3 + 6Σniui2 + 4Σniui + n = 1426
де ni – сума частот і-го інтервалу, ui – умовні варіанти
Умовні моменти першого та другого порядків другої вибірки були знайдені раніше (розділ 2): ,.
Обрахуємо умовні моменти третього та четвертого порядків за формулою:
Знайдемо центральні емпіричні моменти третього та четвертого порядків за формулами (8.3) і (8.4):
= 0,01
=0,5441
Знайдемо асиметрію і ексцес за формулами (8.1) і (8.2), вибіркові середні квадратичні знайдені раніше (розділ 2). Обраховуємо для вибірки X:
= 0,0339
=-0,5624
Висновок: В даному розділі ми обрахували асиметрію і ексцес для вибірок X та Y .
Асиметрія оцінює видовженість однієї із віток кривої теоретичного розподілу відносно математичного сподівання. Ексцес оцінює „крутизну” кривої теоретичного розподілу відносно нормальної.
Для вибірки Х : (asX > 0) спостерігається плавніший “спуск” полігону частот зправа; і (ekX < 0) має плоскішу вершину порівняно з нормальною кривою.
Для вибірки Y : (asY > 0) спостерігається плавніший “спуск” полігону частот зправа; і (ekY < 0) має плоскішу вершину порівняно з нормальною кривою.