Решение
-
Получим вариационный ряд из исходного:
0,03 |
0,15 |
0,17 |
0,21 |
0,26 |
0,3 |
0,33 |
0,34 |
0,43 |
0,43 |
0,46 |
0,46 |
0,53 |
0,55 |
0,57 |
0,58 |
0,62 |
0,63 |
0,64 |
0,66 |
0,73 |
0,75 |
0,76 |
0,78 |
0,79 |
0,85 |
0,87 |
0,92 |
0,97 |
0,97 |
1,02 |
1,06 |
1,07 |
1,08 |
1,19 |
1,19 |
1,27 |
1,29 |
1,31 |
1,44 |
1,6 |
1,62 |
1,63 |
1,64 |
1,69 |
1,69 |
1,71 |
1,94 |
1,94 |
1,95 |
1,97 |
2,1 |
2,12 |
2,13 |
2,2 |
2,41 |
2,54 |
2,56 |
2,69 |
2,89 |
2,9 |
2,96 |
2,99 |
3,07 |
3,09 |
3,19 |
3,2 |
3,39 |
3,44 |
3,45 |
3,46 |
3,63 |
3,67 |
3,67 |
3,74 |
3,78 |
3,84 |
3,86 |
4,39 |
4,44 |
4,48 |
4,48 |
4,58 |
4,65 |
4,65 |
4,94 |
5,21 |
5,5 |
5,53 |
5,56 |
5,76 |
5,77 |
6,03 |
6,79 |
6,96 |
7,2 |
7,31 |
7,84 |
8,99 |
10,8 |
|
|
|
|
|
2) Построим график эмпирической функции непосредственно по вариационному ряду, так как F*(x) – неубывающая и практически все ступеньки графика имеют одинаковую величину (Рисунок 6).
-
Построим гистограмму равноинтервальным способом (рисунок 7).
Для построения гистограммы составим интервальный статистический ряд, учитывая что длина у всех интервалов должна быть одинаковая.
- количество интервалов;
- ширина интервала;
- частота попадания СВ X в j-ый интервал;
- статистическая плотность в j-ом интервале.
Таблица 4 – Интервальный статистический ряд
j |
Aj |
Bj |
hj |
vj |
pj* |
fj* |
1 |
0,03 |
1,109 |
1,079 |
34 |
0,34 |
0,315 |
2 |
1,109 |
2,188 |
1,079 |
20 |
0,2 |
0,185 |
3 |
2,188 |
3,267 |
1,079 |
13 |
0,13 |
0,120 |
4 |
3,267 |
4,346 |
1,079 |
11 |
0,11 |
0,102 |
5 |
4,346 |
5,425 |
1,079 |
9 |
0,09 |
0,083 |
6 |
5,425 |
6,504 |
1,079 |
6 |
0,06 |
0,056 |
7 |
6,504 |
7,583 |
1,079 |
4 |
0,04 |
0,037 |
8 |
7,583 |
8,662 |
1,079 |
1 |
0,01 |
0,009 |
9 |
8,662 |
9,741 |
1,079 |
1 |
0,01 |
0,009 |
10 |
9,741 |
10,82 |
1,079 |
1 |
0,01 |
0,009 |
f*(x)
X
Рисунок 7
-
Построим гистограмму равновероятностным способом (рисунок 8).
Для построения гистограммы составим интервальный статистический ряд, учитывая что частота попадания СВ X в в каждый j-ый интервал должна быть одинаковая (Таблица 5).
Таблица 5 – Интервальный статистический ряд
j |
Aj |
Bj |
hj |
vj |
pj* |
fj* |
1 |
0,03 |
0,445 |
0,415 |
10 |
0,1 |
0,241 |
2 |
0,445 |
0,695 |
0,25 |
10 |
0,1 |
0,400 |
3 |
0,695 |
0,995 |
0,3 |
10 |
0,1 |
0,333 |
4 |
0,995 |
1,52 |
0,525 |
10 |
0,1 |
0,190 |
5 |
1,52 |
1,96 |
0,44 |
10 |
0,1 |
0,227 |
6 |
1,96 |
2,895 |
0,935 |
10 |
0,1 |
0,107 |
7 |
2,895 |
3,455 |
0,56 |
10 |
0,1 |
0,179 |
8 |
3,455 |
4,46 |
1,005 |
10 |
0,1 |
0,100 |
9 |
4,46 |
5,66 |
1,2 |
10 |
0,1 |
0,083 |
10 |
5,66 |
10,82 |
5,16 |
10 |
0,1 |
0,019 |
f*(x)
X
Рисунок 8
-
Вычислим точечные оценки математического ожидания и дисперсии:
-
Вычислим интервальные оценки математического ожидания и дисперсии (γ = 0,95):
-
По виду графика эмпирической функции распределения и гистограмм выдвигаем двухальтернативную гипотезу о законе распределения случайной величины X:
H0 – величина X распределена по экспоненциальному закону:
H1 – величина X не распределена по экспоненциальному закону
Таким образом получаем полностью определенную гипотетическую функцию распределения:
Проверим гипотезу о нормальном законе по критерию Пирсона . Вычислим значение критерия на основе равноинтервального статистического ряда:
Теоретические вероятности попадания в интервалы вычислим по формуле:
Таблица 6 – Результаты расчётов
1 |
0 |
1,109 |
0,000 |
0,344 |
0,344 |
0,34 |
0,000 |
|
2 |
1,109 |
2,188 |
0,344 |
0,565 |
0,221 |
0,2 |
0,002 |
|
3 |
2,188 |
3,267 |
0,565 |
0,711 |
0,146 |
0,13 |
0,002 |
|
4 |
3,267 |
4,346 |
0,711 |
0,809 |
0,097 |
0,11 |
0,002 |
|
5 |
4,346 |
5,425 |
0,809 |
0,873 |
0,064 |
0,09 |
0,010 |
|
6 |
5,425 |
6,504 |
0,873 |
0,916 |
0,043 |
0,06 |
0,007 |
|
7 |
6,504 |
7,583 |
0,916 |
0,944 |
0,028 |
0,04 |
0,005 |
|
8 |
7,583 |
8,662 |
0,944 |
0,963 |
0,019 |
0,01 |
0,004 |
|
9 |
8,662 |
9,741 |
0,963 |
0,975 |
0,012 |
0,01 |
0,000 |
|
10 |
9,741 |
0,975 |
1,000
|
0,025 |
0,01 |
0,000 |
||
Сумма: |
1,0
|
1 |
0,032 |
Проверим правильность вычислений :
Вычислим критерий Пирсона:
Определим число степеней свободы:
Выбираем критическое значения критерия Пирсона из таблицы [1, стр.63] для степени свободы и заданного уровня значимости :
Так как условие выполняется, то гипотеза H0 об экспоненциальном законе распределения принимается (нет оснований ее отклонить).
8) Проверим гипотезу при помощи критерия Колмогорова. Для этого построим график гипотетической функции распределения в одной системе координат с эмпирической функцией (рисунок 6). В качестве опорных точек используем 10 значений из таблицы 6. По графику определим максимальное по модулю отклонение между функциями и :
Вычислим значение критерия Колмогорова:
Из таблицы Колмогорова [1, стр. 64] по заданному уровню значимости выбираем критическое значение критерия:
Так как условие выполняется, гипотеза H0 о экспоненциальном законе распределения принимается (нет оснований ее отклонить).