Автор: Пользователь скрыл имя, 07 Декабря 2011 в 00:19, курсовая работа
1. Основные непрерывные распределения: равномерное, экспоненциальное, нормальное.
2. Распределение χ-квадрат.
33 | 34,7 | 35,7 | 38,1 | 38,1 |
39,6 | 40,4 | 42,1 | 43,7 | 44,7 |
45,1 | 45,4 | 47,1 | 47,1 | 47,4 |
47,8 | 48,3 | 48,5 | 49,2 | 50,3 |
50,6 | 50,8 | 51,5 | 51,6 | 51,9 |
51,9 | 51,9 | 52,2 | 52,9 | 54,1 |
54,3 | 54,5 | 54,8 | 57,5 | 57,9 |
58,7 | 59,4 | 59,6 | 60,2 | 60,5 |
60,9 | 60,9 | 61,2 | 61,9 | 62,2 |
62,4 | 62,9 | 65,8 | 66,2 | 79,3 |
Вычислив, получаем: = 52,136,
=84,691.
Среднее квадратическое
отклонение σ = 9,203.
Построение
гистограммы.
Найдём максимальный
и минимальный элементы выборки:
Xmin = 33
Xmax = 79,3
Для построения
гистограммы разобьем отрезок на
К= 7. Длину каждого интервала можно рассчитать
по формуле
d = 6.61429
Для расчёта
длины интервала достаточно прибавить
d к концу предыдущего. В итоге интервалы
будут иметь следующий вид:
Вычислим N-вектор,
компоненты которого равны количеству
попаданий элементов выборки в каждый
из интервалов:
N = (6 6
16 9 11 1 1).
Проверка: .
Вычислим -вектор частот попадания в каждый интервал по формуле
=ni
/n, где i=1,2,…,K.
= (0.12 0.12 0.32 0.18 0.22 0.02
0.02).
Вычислим вектор
высот столбцов в гистограмме
по формуле h=/d=:
h = (0.018 0.018
0.048 0.027 0.033 0.003 0.003).
Сумма площадей равна 1).
Доказательство: = 1.
Построение
выборочной функции
распределения.
Выборочная функция
распределения имеет
Исходя из вида гистограммы, следует предположить нормальный (гауссовский) закон распределения случайной величины с параметрами :
.
Тогда математическое
ожидание и дисперсия будут иметь вид:
М(Х)= μ
D(Х)= σ2
То есть μ = 52,136
и σ2=84,691.
X~N(μ; σ2 ).
Так как распределение – гауссовское, значения для формулы хи-квадрата можно вычислить по таблицам значений функции Лапласа. Функция распределения нормальной величины выражается через функцию Лапласа следующим образом:
.
Получаем вектор
вероятностей:
p = (0,07 0,17
0,27 0,26 0,15 0,05 0,01)
∑pi
= 0,98.
Сравним с вектором
частот, являющимся оценкой вектора
вероятностей:
= (0.12
0.12 0.32 0.18 0.22 0.02 0.02)
∑i
= 1.
Построим статистику :
G
= 7,49.
Число интервалов
разбиения K=7, число оценённых параметров
2, поэтому величина G имеет распределение
χ2(К-2+1) = χ2(6). Заданные уровни
значимости 0,05 и 0,1. По таблицам распределения
χ2
(таблица квантилей) находим
G критическое:
Для уровня значимости
0,05 =12.59. Так как G<Gкрит, то гипотезу
Н0: X~N(m; σ2 ) можно принять для
уровня значимости 0.05
Для уровня значимости
0.1 =10.64. Так как G<Gкрит,
то гипотезу Н0: X~N(m; σ2 ) можно принять для
уровня значимости 0.1.
Список
используемой литературы
1.Конспект лекций преподавателя Панкова Алексея Ростиславовича
2. Болдин М. В. и др. Теория вероятностей и математическая статистика. Лабораторные работы. М.: МАИ, 1992.
3. Ивченко Г. И., Медведев Ю. И. Математическая статистика. М.: Высшая школа, 1992.
4.
Кибзун А.И., Наумов А.В. Лекции по теории
вероятностей. М.: МАИ, 2000.
Теоретическая часть 2
1. Основные непрерывные распределения: равномерное, экспоненциальное, нормальное. 2
2. Распределение ХИ-квадрат. 5
3. Выборка , вариационный ряд,выборочная (эмпирическая) функция распределения и гистограмма. 5
4.Точечные оценки и метод максимального правдоподобия 6
5. Проверка статистической гипотезы о законе распределения по критерию хи-квадрат Пирсона. 8
Практическая часть. 9
1. Исходные данные 9
2. Вариационный ряд (выборочные характеристики) 10
3. Построение гистограммы и выборочной функции распределения. 10
4. Формулировка гипотезы о теоретическом законе распределения и нахождение оценок параметров выбранного закона распределения. 12
5. Проверка гипотезы о соответствии выбранного закона распределения с помощью критерия Пирсона. 13
Список литературы 16