- •Міністерство освіти і науки україни
- •Формування експериментальних законів розподілу
- •1. Апроксимація закону розподілу одномірних експериментальних даних
- •1.1. Задачі апроксимації
- •1.2. Типові закони розподілу випадкової величини
- •1.2.1. Геометричний розподіл
- •1.2.2. Біноміальний розподіл
- •1.2.3. Розподіл Пуассона
- •1.2.4. Рівномірний розподіл
- •1.2.5. Нормальний розподіл (розподіл Гауса)
- •1.2.6. Логарифмічно нормальний розподіл
- •1.2.7. Експоненціальний (показниковий) розподіл
- •1.2.8. Розподіл Вейбула
- •1.2.9. Гамма-розподіл
- •1.3.1. Оцінка параметрів закону розподілу
- •1.3.1. Приклади побудови деяких законів розподілу
- •1.3.2. Питання для самоперевірки
- •1.4. Критерії узгодження
- •1.4.1. Критерій узгодження к.Пірсона
- •1.4.2. Критерій узгодження а.М.Колмогорова
- •1.4.3. Критерій узгодження б.С.Ястремського
- •1.4.4. Критерій в.І.Романовського
- •1.4.5. Питання для самоперевірки
- •2. Планування експерименту
- •2.1. Планування і обробка результатів експериментів при багатофакторному методі дослідження
- •2.2. Побудова математичної моделі у випадку двох факторів
- •2.3. Знаходження оптимальних умов проведення експерименту методом руху по градієнту
- •2.4. Питання для самоперевірки
- •3. Індивідуальні завдання для самостійної роботи студентів
- •Література
- •Предметний покажчик
- •Додаток 3
- •Критерій Колмогорова
- •Формування експериментальних законів Розподілу
- •83050, М. Донецьк, вул. Щорса, 31
- •83023, М. Донецьк, вул. Харитонова, 10. Тел.: (062)97-60-50
1.4.1. Критерій узгодження к.Пірсона
Критерій узгодження Пірсона застосовується для зіставлень емпіричного розподілу ознаки з теоретичним – рівномірним, нормальним або якимось іншим, а також для зіставлення двох, трьох і більше емпіричних розподілів тієї самої ознаки.
Обмеження для достовірного застосування цього критерію є такими:
-
Обсяг вибірки повинен бути більше 30.
-
Теоретична частота для кожного часткового інтервалу (або групи значень) не повинна бути менш п'яти.
-
Обрані класи інтервалів повинні «вичерпати» весь розподіл, тобто охоплювати весь діапазон варіативності ознаки. При цьому групування на інтервали повинно бути однаковим у всіх розподілах, що зіставляються.
-
Необхідно вносити «виправлення на неперервність» при зіставленні розподілів ознак, які приймають усього два значення.
-
Часткові інтервали (або групи значень) повинні бути не перехресними: якщо спостереження віднесене до одного інтервалу, то воно вже не може бути віднесено ні до якого іншого.
За міру розбіжності між теоретичною і емпіричною функціями розподілу відповідно до критерію Пірсона приймають статистику
. (21)
Тут – емпіричні частоти, – теоретичні частоти, – число інтервалів статистичного ряду, – обсяг вибірки. Зрозуміло, що чим менше різниці , тим ближче теоретичний розподіл до емпіричного, тому, чим менше значення критерію , тим з більшою вірогідністю можна стверджувати, що емпіричний і теоретичний розподіл підпорядковані одному закону.
Критерій визначає, чи з однаковою частотою зустрічаються різні значення ознаки в емпіричному і теоретичному розподілах або в двох і більше емпіричних розподілах. Чим більше розбіжності між двома розподілами, що розглядаються, тим більше емпіричне значення .
Схема застосування критерію Пірсона:
-
обчислюють величину –статистику за формулою (21);
-
по таблицях критичних точок Пірсона (додаток 4) знаходять значення , де число параметрів теоретичного розподілу, оцінки яких були обчислені по ЕД (у випадку нормального або рівномірного розподілу , для розподілу Пуассона ), рівень значущості, що характеризує величину припустимої похибки (звичайно 0,01; 0,05; 0,1);
-
порівняння отриманих величин:
-
якщо , то при заданому рівні значущості можна стверджувати, що статистичні дані розподілені за даним законом розподілу, і отримана розбіжність між теоретичними і емпіричними частотами є випадковою за рахунок обмеженого об'єму вибірки;
-
якщо , то розбіжність між теоретичними і емпіричними частотами не є випадковою, а свідчить про наявність істотної різниці між статистичним і теоретичним законами розподілу.
Слід зазначити, що критерієм Пірсона з достатньою точністю можна користуватися в тих випадках, коли об'єм вибірки досить великий і в кожному інтервалі число спостережень не менш п'яти . Перевірку правильності обчислень –статистики, яку визначає відношення (21), проводять за формулою .
Приклад 5: перевірка за критерієм Пірсона гіпотези про розподіл кількості значень згасань сигналу за законом Пуассона
У прикладі 1 побудовано теоретичні частоти в припущенні про розподіл досліджуваної ознаки за законом Пуассона. Перевірити узгодженість теоретичних і емпіричних частот за критерієм Пірсона.
|
42 |
156 |
294 |
403 |
410 |
329 |
225 |
157 |
54 |
17 |
8 |
4 |
1 |
|
38 |
154 |
308 |
410 |
410 |
328 |
219 |
125 |
63 |
28 |
11 |
4 |
2 |
Розв'язання: для коректного застосування критерію Пірсона об'єднаємо останні дві групи значень (тоді число спостережень стане не менш п'яти, як це потрібно для коректного застосування критерію). Проведемо допоміжні обчислення в табл.7.
Таблиця 7
Розрахунок –статистики
|
|
|
|
|
|
42 |
38 |
16 |
0,42 |
1764 |
46,42 |
156 |
154 |
4 |
0,03 |
24336 |
158,03 |
294 |
308 |
196 |
0,64 |
86436 |
280,64 |
Продовження таблиці 7
403 |
410 |
49 |
0,12 |
162409 |
396,12 |
410 |
410 |
0 |
0 |
168100 |
410 |
329 |
328 |
1 |
0,003 |
108241 |
330,003 |
225 |
219 |
36 |
0,16 |
50625 |
231,16 |
157 |
125 |
1024 |
8,19 |
24649 |
197,19 |
54 |
63 |
81 |
1,29 |
2916 |
46,29 |
17 |
28 |
121 |
4,32 |
289 |
10,32 |
8 |
11 |
9 |
0,82 |
64 |
5,82 |
5 |
6 |
1 |
0,17 |
25 |
4,17 |
|
|
16,163 |
|
2116,163 |
Перевірка доводить правильність проведених обчислень
Закон Пуассона є однопараметричним (за ЕД визначають один параметр ), тому . Число інтервалів статистичного ряду , тоді по таблиці критичних точок Пірсона (див. додаток 4) для рівня значущості знаходимо
.
Оскільки , то гіпотезу про те, що кількість значень згасань сигналу розподілено за законом Пуассона, можна вважати правдоподібною і узгодженою з ЕД.