
- •3. Найдем оценку математического ожидания, выборочной дисперсии и среднего квадратического отклонения.
- •4. Рассчитать и построить гистограмму, сформулировать гипотезу о законе распределения св X.
- •6. Проверить альтернативные гипотезы, используя предложенные варианты законов распределения.
- •Список литературы:
6. Проверить альтернативные гипотезы, используя предложенные варианты законов распределения.
Были предложены следующие варианты распределения СВ X:
а) СВ X описывается законом нормального распределения;
б) СВ X описывается законом равномерной плотности.
а) Выдвигаем гипотезу H1 о том, что СВ X подчиняется нормальному закону распределения. В общем виде функция плотности распределения нормального закона распределения выглядит так:
, (13)
где mx – математическое ожидание, а σx – среднее квадратическое отклонение. Функция распределения нормального закона выражается через интеграл вероятностей:
,
где
.
(14)
Оценка параметров:
=1,878;
=1,267.
С учетом значений этих параметров
функция плотности распределения примет
вид:
,
(14)
а функция распределения, выраженная через интеграл вероятностей:
=
.
(15)
Расчетная формула для вычисления вероятности pi попадания в интервал
∆i =[xi, xi+1] для нормального закона распределения имеет вид:
pi=P(xi<X<xi+1)=
.
(16)
Для вычисления интеграла вероятностей (14) существуют специальные таблицы. По данным таблицы мы и будем находить численное значение вероятностей pi попадания в интервал ∆i . Рассчитаем эти вероятности:
[x1; x2]=[0,312; 0,9875]:
p1=
=
≈0,242-0,1075≈0,1345;
[x2; x3]=[ 0,9875; 1,665]:
p2=
=
≈0,4325-0,242≈0,1905;
[x3; x4]=[ 1,665; 2,3425]:
p3=
=
≈0,6443-0,4325≈0,2118
[x4; x5]=[ 2,3425; 3,02]:
p4=
=
≈0,8159-0,6443≈0,1716
[x5; x6]=[ 3,02; 3,6975]:
p5=
=
≈0,9251-0,8159≈0,1092
[x6; x7]=[ 3,6975; 4,375]:
p6=
=
≈0,9756-0,9251≈0,0505
[x7; x8]=[ 4,375; 5,0525]:
p7=
=
≈0,9938-0,9756≈0,0182
[x8; x9]=[ 5,0525; 5,73]:
p8=
=
≈0,9988-0,9938≈0,005
На основании полученных данных построим таблицу:
№ |
Интервал |
Вероятность |
1 |
[0,312; 0,9875] |
0,1345 |
2 |
[ 0,9875; 1,665] |
0,1905 |
3 |
[ 1,665; 2,3425] |
0,2118 |
4 |
[ 2,3425; 3,02] |
0,1716 |
5 |
[ 3,02; 3,6975] |
0,1092 |
6 |
[ 3,6975; 4,375] |
0,0505 |
7 |
[ 4,375; 5,0525] |
0,0182 |
8 |
[ 5,0525; 5,73] |
0,005 |
Вычислим статистику критерия Пирсона для нормального закона распределения по формуле (11):
gn=30·[(0,443-0,1345)2/0,1345+(0,296-0,1905)2/0,1905+(0,296-0,2118)2/0,2118+(0.246-0,1716)2/0,1716+(0-0,1092)2/0,1092+(0,148-0,0505)2/0,0505+(0-0,0182)2/0,0182+(0,049-0,005)2/0,005]=46,038.
Таким образом, gn=46,038. Т.к. =(0; 14,07), то гипотеза H1 о том, что СВ X имеет нормальное распределение, отвергается.
б) Выдвигаем гипотезу H2 о том, что СВ X подчиняется закону равномерной плотности. В общем виде функция плотности распределения закона равномерной плот-ности выглядит так:
,
(17)
а функция распределения:
.
(18)
Оценка параметров:
=xmin=0,312;
=xmax=5,726.
С учетом значений этих параметров
функция плотности распределения примет
вид:
,
(19)
а функция распределения
.
(20)
Вероятность pi попадания в интервал ∆i =[xi, xi+1] для закона равномерной плотности имеет вид:
pi=P(xi<X<xi+1)=
.
(21)
Таким образом, СВ X, подчиняющаяся закону равномерной плотности, имеет равную вероятность pi попадания в любой из интервалов ∆i . Построим таблицу вероятностей попадания в интервал:
№ |
Интервал |
Вероятность |
1 |
[0,312; 0,9875] |
0,125 |
2 |
[ 0,9875; 1,665] |
0,125 |
3 |
[ 1,665; 2,3425] |
0,125 |
4 |
[ 2,3425; 3,02] |
0,125 |
5 |
[ 3,02; 3,6975] |
0,125 |
6 |
[ 3,6975; 4,375] |
0,125 |
7 |
[ 4,375; 5,0525] |
0,125 |
8 |
[ 5,0525; 5,726] |
0,125 |
Вычислим статистику критерия Пирсона для закона равномерной плотности по формуле (11):
gn=30·[(0,443-0,125)2/0,125+(0,296-0,125)2/0,125+(0,296-0,125)2/0,125+(0.246-0,125)2/0,125+(0-0,125)2/0,125+(0,148-0,125)2/0,125+(0-0,125)2/0,125+(0,049-0,125)2/0,125]=50,832.
Таким образом, gn=50,832. Т.к. =(0; 14,07), то гипотеза H2 о том, что СВ X подчиняется закону равномерной плотности, отвергается.
ВЫВОД
Была проделана работа по выявлению принадлежности выборки к одному из трех законов распределения: экспоненциальному, нормальному и закону равномерной плотности.
Проверка была проведена по критерию хи-квадрат Пирсона. Она показала, что закон распределения выборки имеет наименьшее расхождение с экспоненциальным законом. Но на данном уровне значимости α=0,05 гипотеза H0 о том, что выборка имеет экспоненциальное распределение, должна быть отвергнута.
Это значит, что на уровне значимости α=0,05 гипотезу об экспоненциальном зако-не распределения принять нельзя. В этом случае для решения задачи нужно повысить уро-вень значимости при проверке по критерию хи-квадрат Пирсона.