- •1.Побудова гістограм частот
- •2. Знаходження точкових оцінок математичних сподівань і дисперсій генеральних сукупностей
- •3. Оцінка невідомих математичних сподівань м[х] і m[у] генеральних сукупностей х і у за допомогою довірчого інтервалу з надійністю 0,95
- •4._Перевірка гіпотези про рівність дисперсій генеральних сукупностей для вибірок X та y
- •5. Побудова нормальних кривих за вибірками з генеральних сукупностей х і 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
- •8. Оцінка відхилення емпіричного розподілу від нормального
- •9. Висновки
6. Перевірка гіпотези про нормальний розподіл генеральних сукупностей X та y, використовуючи критерій погодженості Пірсона
Перевірка гіпотези про закон розподілу здійснюється за допомогою спеціально підібраної величини – критерію узгодженості.
Існує декілька критеріїв узгодженості: , Колмогорова, Смірнова К. Пірсона, тощо.Для перевірки гіпотези про нормальний закон розподілу генеральної сукупності скористаємось критерієм Пірсона, перевагою якого є те, що він застосовується не тільки до нормального, але і до інших розподілів.
Для того, щоб при заданому рівні значущості перевірити нульову гіпотезуН0: генеральна сукупність розподілена нормально, потрібно спочатку обчислити теоретичні частоти , а потім значення критерію за даними вибірки:
і за таблицею критичних точок (додаток 4), за заданим рівнем значущості і числом ступенів вільностіk=s-3 знайти критичну точку .
Якщо – немає підстав відхилити нульову гіпотезу.
Якщо – нульову гіпотезу відхиляють.
Обсяг вибірки повинен бути достатньо великим, принаймні не менше 50.
Отже, необхідно перевірити гіпотези про нормальний розподіл генеральних сукупностей X та Y, використовуючи критерій погодженості Пірсона.
При рівні значущості перевіримо гіпотезу про нормальний розподіл генеральної сукупності, якщо відомі емпіричні () і теоретичні частоти
Для вибірки Х будуємо розрахункову таблицю (табл.13.)
Число ступенів вільності, зважаючи на те, що число груп вибірки (число різних варіант) s=6, k=s-3=6-3=3
Таблиця 13
| ||||||
7 |
4,229 |
2,771 |
7,680 |
1,816 |
49 |
11,588 |
9 |
9,014 |
-0,014 |
0,000 |
0,000 |
81 |
8,986 |
11 |
12,573 |
-1,573 |
2,476 |
0,197 |
121 |
9,623 |
13 |
11,696 |
1,304 |
1,702 |
0,145 |
169 |
14,450 |
7 |
7,161 |
-0,161 |
0,026 |
0,004 |
49 |
6,842 |
3 |
0,791 |
2,209 |
4,879 |
6,168 |
9 |
11,377 |
∑=50 |
45,464 |
|
|
8,330 |
|
62,867 |
Обчислене значення критерію: χ2емп = 8,330;
За таблицею критичних точок (додаток 6)розподілу , за рівнем значущостіі числом ступенів вільностіk=3 знаходимо (0,05;3)=7,8.
Як бачимо , отже у нас є підстави відхилити нульову гіпотезу, тобто розходження емпіричних і теоретичних частот відчутне
Побудуємо розрахункову табл. 14 для вибірки Y:
Число ступенів вільності, зважаючи на те, що число груп вибірки (число різних варіант) s=7, k=s-3=7-3=4
Таблиця 14
| ||||||
6 |
3,559 |
2,441 |
5,959 |
1,675 |
36 |
10,116 |
8 |
7,194 |
0,806 |
0,650 |
0,090 |
64 |
8,896 |
10 |
10,467 |
-0,467 |
0,218 |
0,021 |
100 |
9,554 |
10 |
11,132 |
-1,132 |
1,282 |
0,115 |
100 |
8,983 |
8 |
8,590 |
-0,590 |
0,348 |
0,041 |
64 |
7,451 |
5 |
4,853 |
0,147 |
0,022 |
0,004 |
25 |
5,152 |
3 |
1,121 |
1,879 |
3,530 |
3,149 |
9 |
8,027 |
∑=50 |
46,916 |
|
|
5,094 |
|
58,179 |
Отриманий результат: χ2смп = 5,094;
За таблицею критичних точок (додаток 6) розподілу , за рівнем значущостіі числом ступенів вільностіk=4 знаходимо (0,05;4)=9,5.
Тобто, обчислення виконані правильно.
Оскільки – дані спостережень узгоджуються з гіпотезою про нормальний розподіл генеральної сукупності. Іншими словами, розходження емпіричних і теоретичних частот несуттєве.