Решение.
Рассматриваемая случайная величина Х – число заявок является дискретной. Из таблицы данных видим, что возможные значения (варианты) = 0,1…7. Считаем их частоты и составляем дискретный статистический ряд частот (mi) и относительных частот (частостей).
|
0 |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
Σ |
|
6 |
27 |
26 |
20 |
10 |
5 |
5 |
1 |
100 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
Полигоном частот называют ломанную с вершинами (), а полигоном частостей – с вершинами ; .
Полигон частостей
Находим числовые характеристики выборки.
Среднее выборочное по формуле (40)
.
Выборочная дисперсия по формуле (41)
Выборочное среднее квадратическое отклонение по формуле (42)
По формулам (47) делаем точечные оценки
; ;
Для пуассоновского распределения (22) характерно равенство его математического ожидания и дисперсии.
Так как и достаточно близки, а полигон частостей напоминает графическое изображение пуассоновского распределения при а>1 (22), то делаем предположение о распределении исследуемой случайной величины - числа заявок по закону Пуассона.
Подставляя в формулу (22) вместо математического ожидания а его оценку , получим
Для окончательного подтверждения выдвинутой гипотезы о пуассоновском распределении числа заявок воспользуемся критерием согласия c2 (Пирсона) (53), который основан на сравнении эмпирических и теоретических частот. При применении критерия Пирсона требуется, чтобы частоты были не меньшими 5. Так как варианта содержит частоту m=1, то объединив ее с предыдущей, получим всего 7 вариант.
Рассчитаем вероятности рк по выше записанной формуле, используя приложения 5.
;
Теоретические частоты находим по формуле .Тогда ;
Результаты вычислений сведены в таблицу.
|
|
|
|
|
0 |
6 |
0,09 |
9 |
1,00 |
1 |
27 |
0,22 |
22 |
1,35 |
2 |
26 |
0,26 |
26 |
0,00 |
3 |
20 |
0,21 |
21 |
0,04 |
4 |
10 |
0,13 |
13 |
0,54 |
5 |
5 |
0,06 |
6 |
0,19 |
6 |
6 |
0,03 |
3 |
2,35 |
Σ |
100 |
1 |
100 |
|
Из таблицы видно, что значения . Для сравнения с сначала определяем число степеней свободы по формуле ν = m -r-1, где m – число вариант после укрупнения, r – число параметров предполагаемого закона ( у нормального – два, а у остальных по одному ). В нашем случае ν = 7-1-1=5. По заданному уровню значимости a = 0,05 и n = 5 из приложения 4 находим . Так как <, то делаем вывод: нет оснований отвергать гипотезу о распределении числа заявок по закону Пуассона.
Задача 6. Для изучения качества электроламп на продолжительность их работы в часах было выборочно проведено обследование 50 ламп. Результаты представлены таблицей
540 |
180 |
220 |
800 |
280 |
343 |
921 |
1205 |
53 |
1930 |
2540 |
320 |
896 |
15 |
1374 |
570 |
0 |
1765 |
84 |
732 |
3345 |
596 |
2500 |
1376 |
940 |
75 |
24 |
601 |
240 |
776 |
14 |
651 |
15 |
731 |
1340 |
1803 |
1560 |
554 |
74 |
1920 |
1207 |
1700 |
740 |
510 |
1000 |
1020 |
1 |
224 |
155 |
68 |
Требуется:
1. Составить интервальный статистический ряд частот и частостей случайной величины Х- продолжительности работы.
2. Построить гистограмму и полигон частостей.
3. Найти выборочные величины , , .
4. Обосновать гипотезу о распределении исследуемой величины по показательному закону.
5. Написать формулу плотности вероятности предполагаемого закона.
6. Проверить степень согласия теоретического и эмпирического распределений с помощью критерия c2 Пирсона при уровне значимости a = 0,05.