ВУЗ:
Составители:
Рубрика:
13
−
начало
гистограммы
по
формуле
: h
k
Ca *
2
−= .
−
граничные
значения
каждого
i –
ого
интервала
:
,,...2,1],[
1
kihxxx
iii
=
+
=
÷
+
принимая
начало
первого
интервала
x
1
= а.
Подсчитывают
число
ν
i
( ν
1
; ν
2
; . . .; ν
k
)
элементов
выборки
,
попавших
в
интервал
h
i
.
ν
i
равно
числу
элементов
выборки
вариационного
ряда
,
для
которых
справедливо
неравенство
:
xxzx
ii
∆
+
≤
<
т
.
е
.
граничные
значения
х
i-1
и
х
i
относят
к
i (
к
правому
интервалу
“i”).
Оценка
плотности
распределения
случайной
величины
х
(
плотности
вероятности
)
в
точке
х
i
–
центре
интервала
h
i
вычисляется
по
формуле
:
( )
$
f x
n h
i
i
i
≈
⋅
ν
(i = 1; 2; . . .; k)
Проверка гипотезы о нормальном распределении генеральной
совокупности Х по критерию Пирсона на основании заданного
эмпирического распределения
Во
многих
практических
задачах
точный
закон
распределения
исследуемого
признака
Х
генеральной
совокупности
неизвестен
.
В
этом
случае
необходимо
проверить
гипотезу
о
предполагаемом
законе
распределения
.
Выдвигаются
нулевая
гипотеза
Н
0
и
ей
конкурирующая
Н
1
.
Н
0
:
признак
Х
имеет
нормальный
закон
распределения
.
Н
1
:
признак
Х
имеет
закон
распределения
,
отличный
от
нормального
.
Нулевая
гипотеза
проверяется
с
помощью
критерия согласия
.
Критерий
χ
2
(“
хи
-
квадрат
”)
Пирсона
–
наиболее
часто
употребляемый
критерий
,
может
применяться
для
проверки
гипотезы
о
любом
законе
распределения
.
Независимо
от
того
,
какое
распределение
имеет
Х,
распределение
случайной
величины
χ
2
:
∑
=
−
=
k
i
i
i
i
1
'
2
)
'
(
2
ν
νν
χ
,
где
i
ν
– эмпирические частоты,
'
i
ν
– теоретические частоты; при
∞
→
n
стремится к–
χ
2
распределению с k степенями свободы.
Страницы
- « первая
- ‹ предыдущая
- …
- 11
- 12
- 13
- 14
- 15
- …
- следующая ›
- последняя »
