Кафедра: Высшая и прикладная математика
Зачетная работа по метаматематике на тему:
Статистическая обработка результатов наблюдения
Вариант № 9
Выполнила студентка:
Цилинская Александра
Группа: 11-ИУК-40
Принял: доц. Галушкина Ю.И.
Москва, 2012
Обработка одномерной выборки признака Х:
x | x | x | x |
Объем выборки: n=76
Xнм=25 xнб=68
Размах варьирования: h=68-25=43
Построим вариационный ряд:
X | X | X | X |
Число интервалов: l=1+3,322*ln76=7,27≈8
Δx=(43+5):8=6
Увеличим размах варьирования, отодвинув xнб вправо до 70,а Xнм влево до 22
Построим статистический ряд:
№ п/п | Интервалы xi-xi+1 | Середина xi | Частота mi | Относительная частота pi* | Кумулятивная эмпирическая функция распределения Fn*(x) |
22-28 | 0.013 | 0.013 | |||
28-34 | 0.026 | 0.039 | |||
34-40 | 0.145 | 0.184 | |||
40-46 | 0.25 | 0.434 | |||
46-52 | 0.211 | 0.645 | |||
52-58 | 0.290 | 0.935 | |||
58-64 | 0.039 | 0.974 | |||
64-70 | 0.026 | ||||
∑ |
Графическое изображение статистического ряда:
Оценка неизвестных числовых характеристик:
№ | xi-xi+1 | xi | pi* | Fn*(x) | xi*pi | xi-x | (xi-x)2*pi | (xi-x)3*pi | (xi-x)4*pi |
22-28 | 0.013 | 0.013 | 0.325 | -22.656 | 6.672826368 | -151.179554193408 | 3425.123979805851648 | ||
28-34 | 0.026 | 0.039 | 0.806 | -16.656 | 7.212980736 | -120.139407138816 | 2001.041965304119296 | ||
34-40 | 0.145 | 0.184 | 5.365 | -10.656 | 16.46479872 | -175.44889516032 | 1869.58342682836992 | ||
40-46 | 0.25 | 0.434 | 10.75 | -4.656 | 5.419584 | -25.233583104 | 117.487562932224 | ||
46-52 | 0.211 | 0.645 | 10.339 | 1.344 | 0.381136896 | 0.512247988224 | 0.688461296173056 | ||
52-58 | 0.290 | 0.935 | 15.95 | 7.344 | 15.64095744 | 114.86719143936 | 843.58465393065984 | ||
58-64 | 0.039 | 0.974 | 2.379 | 13.344 | 6.944431104 | 92.666488651776 | 1236.541624569298944 | ||
64-70 | 0.026 | 1.742 | 19.344 | 9.728948736 | 188.196784349184 | 3640.478596450615296 | |||
∑ | 47.656 | 68.465664 | -75.758727168 | 13134.530271117312 |
Выборочное среднее:
Выборочная медиана:
Выборочная мода:
Выборочная дисперсия:
Выборочное среднее квадратическое отклонение: S=8,27439
Выборочный коэффициент вариации:
Выборочный коэффициент асимметрии:
Выборочный коэффициент эксцесса:
Заполним таблицу:
x | |||||||
47.656 | 47.18762 | 47.983 | 68.465664 | 8.27439 | 17.36% | -0.1337 | -0.1979 |
Выборочные оценки с учетом поправок Шеппарда:
Выборочная дисперсия:
Выборочное среднее квадратическое отклонение: S=8,091
Выборочный коэффициент вариации:
Выборочный коэффициент асимметрии:
Выборочный коэффициент эксцесса:
Заполним таблицу с учетом поправок Шеппарда:
x | |||||||
47.656 | 47.18762 | 47.983 | 65.465664 | 8.091 | 16.97% | -0.143 | -0.214 |
Построение кривой нормального распределения:
№ | xi-xi+1 | xi | pi* | xi-x | |||
22-28 | 0.013 | -22.656 | -2.80 | 0.0079 | 0.006 | ||
28-34 | 0.026 | -16.656 | -2.06 | 0,0478 | 0,035 | ||
34-40 | 0.145 | -10.656 | -1.32 | 0,1669 | 0,124 | ||
40-46 | 0.25 | -4.656 | -0,58 | 0,3372 | 0,250 | ||
46-52 | 0.211 | 1.344 | 0,17 | 0,3932 | 0,292 | ||
52-58 | 0.290 | 7.344 | 0,91 | 0,2637 | 0,196 | ||
58-64 | 0.039 | 13.344 | 1.65 | 0,1023 | 0,076 | ||
64-70 | 0.026 | 19.344 | 2.39 | 0,0229 | 0,017 | ||
∑ | 0,996 |
Сравнив гистограмму эмпирического распределения и кривую нормального распределения, приходим к выводу, что они отличаются друг от друга.
Выдвигаем гипотезу о том, что выборка извлечена из нормальной генеральной совокупности, то есть изучаемая случайная величина Х распределена по нормальному закону, где за неизвестные параметры a и σ принимаем их числовые оценки: х=47.656 и S=8.091 – и проверим эту гипотезу с помощью двух критерий: критерий Колмогорова – Смирнова и критерия Пирсона, выбрав два уровня значимости: α =0,1 α =0,05
Критерий Колмогорова – Смирнова
Расчетная таблица для вычисления Дкр:
№ | α | К(α) | λ |
| |
0,1 | 0,9 | 1,23 | 0,141 | ||
0,05 | 0,95 | 1,36 | 0,155 |
Расчетная таблица для вычисления Дэм:
№ | Fn*(x) | |||
0.013 | -2.80 | 0.0079 | 0.0051 | |
0.039 | -2.06 | 0,0478 | -0.0088 | |
0.184 | -1.32 | 0,1669 | 0.0171 | |
0.434 | -0,58 | 0,3372 | 0.0968 | |
0.645 | 0,17 | 0,3932 | 0.2518 | |
0.935 | 0,91 | 0,2637 | 0.6713 | |
0.974 | 1.65 | 0,1023 | 0.8717 | |
2.39 | 0,0229 | 0.9771 |
Дэм=0,9771
0,9771>0,141
0,9771>0,155
Следовательно, выдвигаемая гипотеза отвергается с заданными уровнями значимости
α= 0.1;0.05
Критерий Пирсона
К=l-r-1=8-2-1=5
№ | α | |
0,1 | 9,24 | |
0,05 | 11,1 |
Расчетная таблица для вычисления :
№ | xi-xi+1 | mi | pi=P(xi<X<xi+1) | n*pi | (mi-n*pi)2/ n*pi |
22-28 | 0,00775 | 0.589 | 0.287 | ||
28-34 | 0,0404 | 3.0704 | 0.373 | ||
34-40 | 0,1267 | 9.6292 | 0.195 | ||
40-46 | 0,2445 | 18.582 | 0.009 | ||
46-52 | 0,2778 | 21.1128 | 1.238 | ||
52-58 | 0,194 | 14.744 | 3.571 | ||
58-64 | 0,0825 | 6.27 | 1.705 | ||
64-70 | 0,0213 | 1.6188 | 0.090 | ||
∑ | 0,99495 | 7.468 |
=7.468
7.468<9,24
7.468<11,1
Следовательно, выдвигаемая гипотеза о нормальном распределении изучаемой случайной величины принимается с уровнем значимости α=0.1;0.05
Построение доверительных интервалов и доверительных вероятностей.
Считая, что изучаемая случайная величина распределена по нормальному закону, построим доверительные интервалы, покрывающие неизвестную дисперсию и параметры a и σ с доверительными вероятностями 0,9; 0,95 и 0,99.
1) Доверительный интервал, покрывающий параметр a:
K=n-1=75
№ | β | α | t | Левая граница | Правая граница | Длина интервала | |
0,9 | 0,1 | 1,67 | 1.55 | 46.11 | 49.21 | 3.1 | |
0,95 | 0,05 | 1,99 | 1.85 | 45.81 | 49.51 | 3.7 | |
0,99 | 0,01 | 3,43 | 3.19 | 44.47 | 50.85 | 6.38 |
Таким образом, с увеличением доверительной вероятности последовательно 0.9; 0.95; 0.99 ширина доверительного интервала увеличивается соответственно: 3.1; 3.7; 6.38
2) Доверительный интервал для неизвестной дисперсии:
№ | β | α | α1 | α2 | Χ1 | Χ2 | Левая граница | Правая граница | Длина интервала |
0,9 | 0,1 | 0,95 | 0,05 | 96,2 | 56,1 | 51.03 | 87.51 | 36.48 | |
0,95 | 0,05 | 0,975 | 0,025 | 100,8 | 52,9 | 48.71 | 92.81 | 44.1 | |
0,99 | 0,01 | 0,995 | 0,005 | 110,3 | 47,2 | 44.51 | 104.01 | 59.5 |
Таким образом, с увеличением доверительной вероятности последовательно 0.9; 0.95; 0.99 длина интервала увеличивается соответственно 36.48; 44.1; 59.5
3)Доверительный интервал для параметра σ:
№ | β | α | α1 | α2 | Χ1 | Χ2 | Левая граница | Правая граница | Длина интервала |
0,9 | 0,1 | 0,95 | 0,05 | 56,1 | 96,2 | 0.73 | 1.25 | 0.52 | |
0,95 | 0,05 | 0,975 | 0,025 | 52,9 | 100,8 | 0.70 | 1.33 | 0.63 | |
0,99 | 0,01 | 0,995 | 0,005 | 47,2 | 110,3 | 0.64 | 1.49 | 0.85 |
Таким образом, с увеличением доверительной вероятности последовательно 0.9; 0.95; 0.99 длина интервала увеличивается соответственно 0.52; 0.63; 0.85