Задача № 3.
За даними вибірки F3 при рівні значущості знайдіть надійні інтервали для невідомих параметрів а та у випадку нормального розподілу.
Розв’язання:
Складаємо таблицю № 5 за даними вибірки F3 :
Таблиця № 5.
i |
xi |
Xi- |
|
1 |
-35 |
-5,8 |
33,64 |
2 |
-32 |
-2,8 |
7,84 |
3 |
-26 |
3,2 |
10,24 |
4 |
-35 |
-5,8 |
33,64 |
5 |
-30 |
-0,8 |
0,64 |
6 |
-17 |
12,2 |
148,84 |
-175 |
- |
234,84 |
Обсяг вибірки n=6.
Обчислюємо вибіркове середнє та вибіркову незміщену дисперсію .
Маємо
- вибіркове середнє, квадратичне або вибіркове стандартне відхилення. Надійний інтервал для невідомого математичного сподівання має вигляд:
, . Значення знаходимо за таблицею G розподілу Стьюдента при k=n-1=5, 1-=0,9 , звідки .
Отже,
Надійний інтервал для невідомої дисперсії визначається так: ,
де числа Х12 і Х22 визначаються за таблицею № 5 розподілу Х2(k, a).
i .
Маємо .
Це значення знаходимо на перетині рядка таблиці № 5 для якого к=5 і стовпчика .
Оскільки
то , тобто значення знаходимо на перетині рядка К=5 і стовпчика 1-0б95=0,05.
Задача № 4.
За вибірками F3 і F4 , перевірити гіпотезу про рівність дисперсій при невідомих математичних сподіваннях за умови, що .
Розв’язання:
Для вибірки F3 вибіркові числові характеристики розглянуто в задачі № 3, обчислимо , для вибірки F4 .
Обсяг вибірки F3 : n1=6; обсяг вибірки F4 : n2=6. Для вибірки F3 маємо .
Таблиця № 6.
i |
xi |
Xi- |
|
1 |
-31 |
1 |
1 |
2 |
-27 |
5 |
25 |
3 |
-28 |
4 |
16 |
4 |
-35 |
-3 |
9 |
5 |
-40 |
-8 |
64 |
6 |
-31 |
1 |
1 |
-192 |
- |
116 |
Позначимо для вибірки F3 через , для вибірки F4 через , .
Нехай потрібно перевірити гіпотезу H0:, де - дисперсія генеральної сукупності із статистикою F3, - дисперсія генеральної сукупності із статистикою F4 . При справедливості гіпотези випадкова величина.
, де ,
має розподіл Фішера – Снедекора з степенями свободи. Критична множина задається умовою: .
Величина , де знаходиться за таблицею розподілу Фішера – Снедекора (таблиця № 7 додатка).
В нашому випадку , а тому .
Отже, при F>5,05 гіпотеза H0 повинна бути відхилена. Але в надамо випадку:
Оскільки , то гіпотеза H0 приймається, тобто можна вважати дисперсії генеральних сукупностей рівними.
Задача № 5.
За вибіркою А, в наведеній в задачі № 1, за допомогою критерію Х2 перевірити гіпотезу, що випадкова лелечина має пуассонівський розподіл при рівні значущості .
Розв’язання:
Для варіаційного ряду, отриманого в задачі № 1(дивись таблицю № 1), обчислено значення , а також . Незміщена оцінка дисперсії:
.
Параметром розподілу Пуассона є , при цьому . Оцінки і близькі за значеннями, але не є рівними. В таблиці розподілу Пуассона наближеними до них значеннями є 2 і 3. Перевіримо гіпотезу при =3. Частоти останніх значень варіаційного ряду є малими, тому об’єднаємо їх в один інтервал ( ). Кількість інтервалів .
Для підрахунку теоретичних ймовірностей Рі скористаємось законом Пуассона:
, n=79
Значення Рі знаходимо за таблицею № 3 (розподіл Пуассона). При цьому теоретичні частоти обчислюємо за формулою . Наприклад,. Далі результати обчислень наведемо у таблиці.
Таблиця № 7.
xi |
mi |
Pi |
||||
0 |
4 |
0,0498 |
3,9 |
0,1 |
0,01 |
0,0026 |
1 |
13 |
0,1494 |
11,8 |
1,2 |
1,44 |
0,1220 |
2 |
14 |
0,2240 |
17,7 |
-3,7 |
13,69 |
0,7734 |
3 |
24 |
0,2240 |
17,7 |
6,3 |
39,69 |
2,2424 |
4 |
16 |
0,1680 |
13,3 |
2,7 |
7,29 |
0,5481 |
8 |
0,1847 |
14,6 |
-6,6 |
43,56 |
2,9836 |
|
79 |
0,9999 |
79,0 |
- |
- |
6,6721 |
Значення . Кількість інтервалів r=6, кількість невідомих параметрів l=1. Тоді число степенів свободи k=r-l-1=6-1-1=4. За таблицею № 5 знаходимо для k=4 i 1-, . Отже, , а тому гіпотеза приймається.