- •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
7. Перевірити гіпотезу про рівність нулю математичних сподівань генеральних сукупностей х і у
Для того, щоб при заданому рівні значущості перевірити нульову гіпотезупро рівність невідомої генеральної середньої(нормальної сукупності з невідомою дисперсією) гіпотетичному значеннюпри конкуруючій гіпотезі, потрібно обчислити спостережене значення критерію
де „виправлене” середнє квадратичне відхилення;
обсяг вибірки;
середнє вибіркове,
і за таблицею критичних точок розподілу Стьюдента (додаток 5), за заданим рівнем значущості (розміщеним у верхньому рядку таблиці розподілу Стьюдента) і числом ступенів вільностізнайти двосторонню критичну точку.
Якщо – немає підстав відхилити нульову гіпотезу.
Якщо – нульову гіпотезу відхиляють.
Отже, необхідно перевірити гіпотезу про рівність нулю математичних сподівань генеральних сукупностей і.
При рівні значущості перевіримо нульову гіпотезупри конкуруючій гіпотезі.
За таблицею критичних точок розподілу Стьюдента (додаток 5) за рівнем значущості і за числом ступенів вільностізнаходимо критичну точку.
Розглянемо вибірку Х
Маємо вибірку обсягом , знайдені вибіркове середнєі «виправлене» середнє квадратичне відхилення.
Обчислимо спостережене значення критерію
Оскільки – немає підстав відхилити нульову гіпотезу, тобто вибіркове середнє незначуще відрізняється від гіпотетичної генеральної середньої.
Для вибірки Y: маємо вибірку обсягом , знайдені вибіркове середнєі «виправлене» середнє квадратичне відхилення.
Обчислимо спостережене значення критерію
.
Оскільки – немає підстав відхилити нульову гіпотезу, тобто вибіркове середнє незначуще відрізняється від гіпотетичної генеральної середньої.
8. Оцінка відхилення емпіричного розподілу від нормального
Асиметрія емпіричного розподілу визначається вибірковим коефіцієнтом асиметрії, який визначається формулою
де – центральний емпіричний момент третього порядку;
– вибіркове середнє квадратичне відхилення.
Ексцес емпіричного розподілу визначається вибірковим коефіцієнтом крутості, який обчислюється за формулою
де – центральний емпіричний момент четвертого порядку.деМj – умовний момент k-го порядку, h – довжина інтервалу.
Для вибірки Х
Розахуємо емпіричні моменти третього і четвертого порядку за допомогою таблиці (табл. 15).
Таблиця 15
xi | ||||||
-1,447 |
7 |
-3 |
-21 |
63 |
-189 |
567 |
-0,853 |
9 |
-2 |
-18 |
36 |
-72 |
144 |
-0,258 |
11 |
-1 |
-11 |
11 |
-11 |
11 |
0,336 |
13 |
0 |
0 |
0 |
0 |
0 |
0,930 |
7 |
1 |
7 |
7 |
7 |
7 |
2,119 |
3 |
3 |
9 |
27 |
81 |
243 |
|
|
|
-34 |
144 |
-184 |
972 |
Асиметрія емпіричного розподілу
Ексцес емпіричного розподілу
Для вибірки Y
Розрахуємо емпіричні моменти третього і четвертого порядку (табл.16).
Таблиця 16
yі |
u |
ni |
niui |
niui2 |
niui3 |
niui4 |
-1,695 |
-3 |
6 |
-18 |
54 |
-162 |
486 |
-1,063 |
-2 |
8 |
-16 |
32 |
-64 |
128 |
-0,431 |
-1 |
10 |
-10 |
10 |
-10 |
10 |
0,201 |
0 |
10 |
0 |
0 |
0 |
0 |
0,833 |
1 |
8 |
8 |
8 |
8 |
8 |
1,465 |
2 |
5 |
10 |
20 |
40 |
80 |
2,413 |
4 |
3 |
11 |
37 |
129 |
450 |
|
|
50 |
-16 |
161 |
-59 |
1162 |
Асиметрія емпіричного розподілу
Ексцес емпіричного розподілу