- •Статистическая обработка экспериментальных данных при сертификации продукции
- •Цель работы
- •Содержание работы
- •Методические указания
- •1. Точечное оценивание вероятности, математического
- •2. Интервальное оценивание вероятности, математического
- •3. Оценивание распределений
- •3.1. Оценивание плотности распределения
- •3.2. Оценивание функции распределения
- •4. Проверка гипотез о распределении
- •Решение
- •Функция Лапласа
- •Распределение Значение и вероятностиp того, что , при числе степеней свободы
- •Предельное распределение Колмогорова
Решение
1. По формулам (2-4) находим точечные оценки математического ожидания и дисперсии, учитывая, что n = 100.
2. По формулам (9,10) рассчитываем доверительные интервалы для математического ожидания и дисперсии, предварительно задав доверительную вероятность (1 - ). Пусть, например, (1 - ) = 0,9. Тогда по формуле (11) и таблице значений функции Лапласа находим и, следовательно, искомые доверительные интервалы будут иметь вид:
3. По формуле (1) находим точечную оценку вероятности попадания случайной величины Х в интервал . Т.к. в этот интервал попало m = 12 экспериментальных значений, то искомая оценка будет равна:
4. По формуле (8) рассчитываем доверительный интервал для вероятности Р, оцененной в предыдущем пункте. Пусть в этом случае доверительная вероятность равна (1 - ) = 0,95. Тогда , и искомый интервал имеет вид:
5. Для построения гистограммы заключаем все экспериментальные данные в интервал (0,24) и разбиваем его на 12 равных разрядов, каждый длиной 2. Затем по методике, описанной в пункте 3.1 рассчитываем следующую таблицу.
Таблица 2.
Разряд ( Хi-1,Хi ) |
Частота попадания случайной величины Х в разряд ( Хi-1,Хi ) |
Значение гистограммы |
( 0;2 ) |
0.300 |
0.150 |
( 2;4 ) |
0.190 |
0.195 |
( 4;6 ) |
0.140 |
0.070 |
( 6;8 ) |
0.120 |
0.060 |
( 8;10 ) |
0.040 |
0.020 |
( 10;12 ) |
0.050 |
0.025 |
( 12;14 ) |
0.060 |
0.030 |
( 14;16 ) |
0.020 |
0.010 |
( 16;18 ) |
0.040 |
0.020 |
( 18;20 ) |
0.010 |
0.005 |
( 20;22 ) |
0.010 |
0.005 |
( 22;24 ) |
0.020 |
0.010 |
График гистограммы представлен на рис. 5. Соответствующую эмпирическую функцию рассчитываем по формуле (14). Ее график представлен на рис. 6.
6. Доверительные области для плотности распределения и функции распределения находим по методике, изложенной в пунктах 3.1 и 3.2.
В данном случае общее число разрядов r равно 12 плюс один полубесконечный разряд, т.е.r = 13. Если теперь выбрать доверительную вероятность (1 - ) равную 0,99, то по формуле (12) получим .
Результирующие доверительные границы для плотности на каждом разряде гистограммы представлены в таблице 3, а их графическое изображение – на рис. 5.
Таблица 3.
Разряд ( Хi-1,Хi ) |
Доверительные границы для плотности распределения |
( 0;2 ) |
0.073 .... 0.248 |
( 2;4 ) |
0.040 .... 0.182 |
( 4;6 ) |
0.026 .... 0.151 |
( 6;8 ) |
0.021 .... 0.138 |
( 8;10 ) |
0.004 .... 0.084 |
( 10;12 ) |
0.006 .... 0.091 |
( 12;14 ) |
0.007 .... 0.098 |
( 14;16 ) |
0.001 .... 0.069 |
( 16;18 ) |
0.004 .... 0.084 |
( 18;20 ) |
0.000 .... 0.060 |
( 20;22 ) |
0.000 .... 0.060 |
( 22;24 ) |
0.001 .... 0.069 |
Рис. 5: Гистограмма с доверительными интервалами.
Далее по таблице распределения величины (распределение Колмогорова) находим ее величину, соответствующую коэффициенту доверия (1 - ) = 0.99. Она равна = 1.6.
Затем по формуле (15) рассчитываем доверительную область для функции распределения :
где
График этой области представлен на рис. 6.
Рис. 6: Эмпирическая функция распределения
с доверительной областью.
7. Из формы гистограммы следует, что гипотетическим распределением может быть экспоненциальное распределение с функцией
и с плотностью
где - оценка неизвестного истинного значения. Т.к., тои, следовательно,
Возможен случай, когда из формы гистограммы следует, что гипотетическим распределением может быть нормальное распределение с функцией
и с плотностью
где Ф(u) – функция Лапласа, - исправленная дисперсия.
8. Для проверки гипотезы выберем например уровень значимости = 0,05 и используем вначале критерий согласия. Его экспериментальное значение, согласно формуле (18), равно.
А его гипотетическое значение при выбранном уровне значимости = 0.05 и числе степеней свободы s = 13 - 1 - 1 = 11, согласно условию (20), равно . Таким образом, и, следовательно, гипотеза по критерию согласия является правдоподобной.
Теперь проверим ту же самую гипотезу с помощью критерия согласия Колмогорова. Максимальное различие между гипотетической и эмпирической функциями распределения в этом случае равно (см. рис. 7):
= 0,058
Рис. 7: Эмпирическая и гипотетическая функции распределения.
откуда получаем экспериментальное значение критерия Колмогорова:
Гипотетическое значение того же самого критерия при уровне значимости = 0.05 (см. таблицу Колмогорова) равно . Таким образом, и, следовательно, гипотеза является правдоподобной также и по критерию Колмогорова.