Решение
-
Получим вариационный ряд из исходного:
-1,2 |
-0,9 |
-0,3 |
-0,2 |
-0,2 |
0,24 |
0,57 |
0,73 |
0,75 |
0,87 |
0,91 |
1 |
1,1 |
1,11 |
1,18 |
1,22 |
1,23 |
1,25 |
1,25 |
1,29 |
1,3 |
1,46 |
1,5 |
1,58 |
1,7 |
1,72 |
1,72 |
1,73 |
1,78 |
1,84 |
1,84 |
1,88 |
1,95 |
1,95 |
1,97 |
2,06 |
2,06 |
2,07 |
2,09 |
2,11 |
2,19 |
2,27 |
2,36 |
2,43 |
2,56 |
2,61 |
2,64 |
2,68 |
2,7 |
2,75 |
2,78 |
2,84 |
2,84 |
2,88 |
3,07 |
3,18 |
3,3 |
3,31 |
3,37 |
3,4 |
3,42 |
3,52 |
3,55 |
3,56 |
3,56 |
3,57 |
3,57 |
3,58 |
3,63 |
3,75 |
3,81 |
3,83 |
3,83 |
3,84 |
3,92 |
3,95 |
3,99 |
4,03 |
4,15 |
4,17 |
4,18 |
4,22 |
4,36 |
4,47 |
4,52 |
4,57 |
4,71 |
4,71 |
4,81 |
5,1 |
5,12 |
5,52 |
5,55 |
5,57 |
5,62 |
5,7 |
6,39 |
6,76 |
6,91 |
7,59 |
|
|
|
|
|
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 |
-1,17 |
-0,294 |
0,876 |
2 |
0,02 |
0,023 |
2 |
-0,294 |
0,582 |
0,876 |
5 |
0,05 |
0,057 |
3 |
0,582 |
1,458 |
0,876 |
14 |
0,14 |
0,160 |
4 |
1,458 |
2,334 |
0,876 |
21 |
0,21 |
0,240 |
5 |
2,334 |
3,21 |
0,876 |
14 |
0,14 |
0,160 |
6 |
3,21 |
4,086 |
0,876 |
22 |
0,22 |
0,251 |
7 |
4,086 |
4,962 |
0,876 |
11 |
0,11 |
0,126 |
8 |
4,962 |
5,838 |
0,876 |
7 |
0,07 |
0,080 |
9 |
5,838 |
6,714 |
0,876 |
1 |
0,01 |
0,011 |
10 |
6,714 |
7,59 |
0,876 |
3 |
0,03 |
0,034 |
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 |
-1,17 |
0,89 |
2,06 |
10 |
0,1 |
0,049 |
2 |
0,89 |
1,295 |
0,405 |
10 |
0,1 |
0,247 |
3 |
1,295 |
1,84 |
0,545 |
10 |
0,1 |
0,183 |
4 |
1,84 |
2,15 |
0,31 |
10 |
0,1 |
0,323 |
5 |
2,15 |
2,765 |
0,615 |
10 |
0,1 |
0,163 |
6 |
2,765 |
3,41 |
0,645 |
10 |
0,1 |
0,155 |
7 |
3,41 |
3,78 |
0,37 |
10 |
0,1 |
0,270 |
8 |
3,78 |
4,175 |
0,395 |
10 |
0,1 |
0,253 |
9 |
4,175 |
5,11 |
0,935 |
10 |
0,1 |
0,107 |
10 |
5,11 |
7,59 |
2,48 |
10 |
0,1 |
0,040 |
X
f*(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 нормальному закону
H1 – величина X не распределена по экспоненциальному закону
Определим оценки неизвестных параметров и гипотетического (нормального) закона распределения по формулам:
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 |
-0,294 |
-1,828 |
0,000 |
0,034 |
0,034 |
0,02 |
0,006 |
|||||
2 |
-0,294 |
0,582 |
-1,828 |
-1,320 |
0,034 |
0,093 |
0,060 |
0,05 |
0,002 |
|||
3 |
0,582 |
1,458 |
-1,320 |
-0,813 |
0,093 |
0,209 |
0,116 |
0,14 |
0,005 |
|||
4 |
1,458 |
2,334 |
-0,813 |
-0,305 |
0,209 |
0,380 |
0,171 |
0,21 |
0,009 |
|||
5 |
2,334 |
3,21 |
-0,305 |
0,203 |
0,380 |
0,579 |
0,199 |
0,14 |
0,018 |
|||
6 |
3,21 |
4,086 |
0,203 |
0,710 |
0,579 |
0,761 |
0,182 |
0,22 |
0,008 |
|||
7 |
4,086 |
4,962 |
0,710 |
1,218 |
0,761 |
0,888 |
0,127 |
0,11 |
0,002 |
|||
8 |
4,962 |
5,838 |
1,218 |
1,726 |
0,888 |
0,958 |
0,070 |
0,07 |
0,000 |
|||
9 |
5,838 |
6,714 |
1,726 |
2,234 |
0,958 |
0,987 |
0,029 |
0,01 |
0,012 |
|||
10 |
6,714 |
2,234 |
0,987 |
1,000 |
0,013 |
0,03 |
0,023 |
|||||
Сумма: |
1,0
|
1,0 |
0,084
|
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 о нормальном 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 нормальном законе распределения принимается (нет оснований ее отклонить).