Статистический анализ данных

  • Вид работы:
    Курсовая работа (т)
  • Предмет:
    Менеджмент
  • Язык:
    Русский
    ,
    Формат файла:
    MS Word
    555,31 Кб
  • Опубликовано:
    2015-06-21
Вы можете узнать стоимость помощи в написании студенческой работы.
Помощь в написании работы, которую точно примут!

Статистический анализ данных

Министерство образования и науки Российской Федерации

Федеральное агентство по образованию

Южный федеральный университет

Факультет электроники и приборостроения (ФЭП)

Кафедра информационных измерительных технологий и систем (ИИТиС)







Пояснительная записка к курсовой работе

Статистический анализ данных


Выполнил:

Косторниченко В.Г.






Таганрог 2013 г.

Задание

Вариант - №12

Объем выборки Х1 = 112

Объем выборки Х2 = 102

Дисперсия = 3

Математическое ожидание = 12


В ходе курсовой работы необходимо выполнить статистические задачи:

. Построить гистограммы распределения и эмпирической функции распределения

. Найти доверительный интервал для оценки математического ожидания:

С известной дисперсией.

С неизвестной дисперсией.

. Проверить статистические гипотезы:

Гипотеза о численной величине среднего значения.

Гипотеза о числовом значение дисперсии.

Гипотеза о равенстве средних значений.

Гипотеза о равенстве дисперсий.

Гипотеза о виде распределения выборки.

Оглавление

гистограмма распределение интервал дисперсия

1. Цель работы

. Построение гистограммы и эмпирической функции распределения

. Нахождение доверительного интервала

.1 Нахождение доверительного интервала для оценки математического нормального распределения при известной дисперсии

3.2 Нахождение доверительного интервала при неизвестной дисперсии

4. Проверка статистической гипотезы

.1 Проверка гипотезы о равенстве средних значений

.2 Проверка гипотезы о равенстве дисперсий

4.3 Гипотеза о численной величине среднего значения

.4 Гипотеза о численном значении дисперсии

.5 Проверка гипотезы о виде закона распределения

1. Цель работы

В данной курсовой работе проводится анализ данных двух выборок, состоящих из 112 и 102 случайных величин. Данные выборок получены в программе "Statistica" с помощью формулы

(k/4)+k,

где k - мой порядковый номер в списке журнала, отсюда получаем формулу = RndNormal(3)+12.


Var1

1

13,90844

2

16,26087

3

14,5209

4

12,03951

5

8,733121

..

………….

112

8,851047


Var1

 1

9,76348529

2

9,81413258

3

10,6819403

4

9,42766778

5

9,75843679

..

................

102

9,42001527



2. Построение гистограммы и эмпирической функции распределения

Гистограмма- это способ представления статистических данных в графическом виде - в виде столбчатой диаграммы. Она отображает распределение отдельных измерений параметров изделия или процесса. Иногда ее называют частотным распределением, так как гистограмма показывает частоту появления измеренных значений параметров объекта.

Выборка .

1. Сгенерируем выборку  ,состоящую из 112 случайных величин.

. Найдем наименьший и набольший элемент в выборке: Xmin=5,188972; Xmax=20,77344.

. Для упрощения процедуры обработки и с целью уменьшения ошибок при вычислениях вычтем из каждого элемента ряда постоянное число (например, округленное Xmin) и используем в расчетах не сами размеры, а их отклонениями.

Наименьший элемент ряда Xmin=5,188972, округлим его до 6 и вскоре вычислим из каждого элемента выборки.

. Для группировки данных необходимо: 1) Разбить весь диапазон R = Xmax -Xmin = 20,77344- 5,188972= 15.584468 (округлим до 16) на r интервалов. Число интервалов r устанавливают в зависимости от числа наблюдений n: для 112 наблюдений удобно взять r=12. 2) Назначить длину интервалов по формуле Dx = R/r=16/12 =1.3. 3) Подсчитать количество попаданий размера  в интервал  <  £

Таблица 1.

Номера интервалов

Границы интервалов, <размерность>

Частота, mi

Частость

Эмпирическая плотность вероятности pi

Середина интервала xi






1

0

0.2

2

0,018

0,018

0,1

2

0.2

0.4

5

0,045

0,046

0.3

3

0.4

0.6

12

0,109

0,109

0.5

4

0.6

0.8

19

0,173

0,174

0.7

5

0.8

1

24

0,218

0,218

0.9

6

1

1.2

17

0,155

0,155

1.1

7

1.2

1.4

18

0,164

0,164

1.3

8

1.4

1.6

2

0,018

0,018

1.5

9

1.6

1.8

6

0,055

0,055

1.7

10

1.8

2

5

0,045

0,046

1.9


112

1




Сумма всех частот равна количеству случайных величин в выборке и сумма всех частостей равна единице, следовательно, мы не допустили ошибку.

В таблице:

Частота - количество элементов выборки, попадающих в интервал.

Частость - отношение частоты  к общему числу наблюдений n:

 - представляет собой эмпирическую оценку вероятности попадания результатов наблюдений Хj в i интервал. Сумма всех частостей равна единицы.

Эмпирическая плотность вероятностей равна:

.

Середины интервалов необходимы для дальнейших геометрических построений.

Построение гистограммы распределения

Для построения гистограммы по оси абсцисс указывают значения границ интервалов и на их основании строят прямоугольники, высота которых пропорциональна частотам.

Рисунок 1.

Построение эмпирической функции распределения.

Для эмпирической функции распределения на оси абсцисс указывают значения границ интервалов, а на оси ординат вероятности попадания случайных величин левее интервала. (Рисунок 2).

Рисунок 2.

Выборка .

. Сгенерируем выборку , состоящую из 102 случайных величин.

. Найдем наименьший и набольший элемент в выборке Xmin=8,97239964; Xmax=19,30817.

.Наименьший элемент ряда Xmin=3,580073, округляем до 4 и вычислим из каждого элемента выборки.

. Для группировки данных необходимо: 1).Разбить весь диапазон R = Xmax -Xmin =19,30817-3,580073=15,728097 (округляем до 16) на r интервалов. Число интервалов r устанавливают в зависимости от числа наблюдений n: для 102 наблюдений, возьмем r=12.2). Назначить длину интервалов R/r=16/12=1.3 3).Подсчитать количество попаданий размера  в интервал  <  £ .Далее заполним таблицу.

Таблица 2.

Номера интервалов

Границы интервалов, <размерность>

Частота, mi

Частость,

Эмпирическая плотность вероятности pi

Середина интервала xi






1

0

0.2

3

0.03

0.04

0,1

2

0.2

0.4

1

0.01

0.02

0.3

3

0.4

0.6

13

0.13

0.13

0.5

4

0.6

0.8

13

0.13

0.13

0.7

5

0.8

1

22

0.22

0.22

0.9

6

1

1.2

15

0.15

0.15

1.1

7

1.2

1.4

12

0.12

0.12

1.3

8

1.4

1.6

13

0.13

0.13

1.5

9

1.6

1.8

7

0.07

0.07

1.7

10

1.8

2

1

0.01

0.02

1.9


110

1




Сумма всех частот равна количеству случайных величин в выборке и сумма всех частотностей равна единице, следовательно, мы не совершили ошибку.

Построение гистограммы распределения.

Для построения гистограммы по оси абсцисс указывают значения границ интервалов и на их основании строят прямоугольники, высота которых пропорциональна частотам. (Рисунок 3).

Рисунок 3.

Построение эмпирической функции распределения.

Для эмпирической функции распределения на оси абсцисс указывают значения границ интервалов, а на оси ординат вероятности попадания случайных величин левее интервала. (Рисунок 4).

Рисунок 4.

3. Нахождение доверительного интервала

Доверительным называется интервал, который с заданной надежностью покрывает оцениваемый параметр.

Квантиль в математической статистике - значение, которое заданная случайная величина не превышает с фиксированной вероятностью.

.1 Нахождение доверительного интервала для оценки математического нормального распределения при известной дисперсии

Пример 1. Пусть среднее квадратическое отклонение нормально распределенного признака X генеральной совокупности равно 0.4, а-математическое ожидание неизвестно; объём выборки n равен 112 и выборочное среднее (mean) =12

Задача: Найдем доверительный интервал, который покроет математическое ожидание а с доверительной вероятностью P=0,9

Решение: Сгенерируем выборку, состоящую из 112 элементов и найдем среднее квадратичное отклонение выборки S=0,4 .

Для оценки математического ожидания служит интервал:

a +,

где -выборочное среднее, n - объём выборки, квантиль нормального распределения N(1;0) и уровнем надежности a=0,05,  -дисперсия выборки.

Все величины, квантиля -  известны. Найдем с помощью нормального распределения N (0;1) в статистическом калькуляторе. (Рисунок 5).

Рисунок 5.

1,6448541,64 -квантиль нормального распределения.

Подставим все известные значения в формулу и подсчитаем:

*a +.

11,53a  или -1,04a0,83

Таким образом, делаем вывод , что доверительный интервал (-1,04; 0,83) с вероятностью P=0,9 покрывает математическое ожидание данной выборки.

Пример 2. Пусть среднее квадратическое отклонение нормально распределенного признака X генеральной совокупности равно 0,4, а-математическое ожидание неизвестно, объём выборки n равен 102 и выборочное среднее (mean) =9.9,

Задачa: Найти доверительный интервал, который покроет математическое ожидание выборки с доверительной вероятностью α=0,95.

Решение: Сгенерируем выборку, состоящую из 102 элементов и найдем среднее квадратическое отклонение S=0,4.

Для оценки математического ожидания служит интервал:

a +,

где -выборочное среднее,

n - объём выборки,

- квантиль нормального распределения с уровнем надежности a,  -дисперсия выборки

Известны все величины, кроме квантиля - . Найдем с помощью нормального распределения N (0;1) в вероятностном калькуляторе (Рисунок. 6).

Рисунок 6.

1,6744901,68 -квантиль нормального распределения.

Подставим все известные значения в формулу и подсчитаем:

a +;a 0,095+;

a 1,14;

Таким образом, можно сделать вывод о том, доверительный интервал () с доверительной вероятностью a=0,95, покроет математическое ожидание выборки.

3.2 Нахождение доверительного интервала при неизвестной дисперсии

Пример 1. Пусть количественный признак X генеральной совокупности распределен нормально, причем среднее квадратическое отклонение неизвестно. Требуется оценить математическое ожидание при помощи доверительного интервала. Объём выборки n равен 112, среднее значение (mean) = -0,106; среднеквадратичное отклонение (St. Dev.) = 2,44.

Задача: Найти доверительный интервал, который покроет математическое ожидание выборки при доверительной вероятностьи а=0,9 .

Решение: Для нахождения доверительного интервала мы воспользуемся распределением Стьюдента и формулой:

(n-1)(n-1),

где - среднее выборочное значение;

S - среднеквадратичное отклонение;

A - коэффициент надежности (а=1-0,9=0,1),

(n-1)квантиль распределения Стьюдента с n-1 - степенями свободы.

Квантиль распределения Стьюдента (n-1)- найдем при помощи статистического калькулятора.

Df = 112-1=111- степени свободы; P=1-=1-=0,95- доверительная вероятность, а=0,1 -коэффициент надежности. Подсчитаем в статистическом калькуляторе. (Рисунок 7).

Рисунок 7.

1,65-квантиль распределения Стьюдента.

Подставим все полученные значения в формулу и получим:

(N-1)(N-1);

 или -0,366 < m < 0,184.

Вывод: Доверительный интервал (-0,366; 0,184) покроет математическое ожидание выборки с доверительной вероятностью а=0,9.

Пример 2. Пусть количественный признак X генеральной совокупности распределен нормально, причем среднее квадратическое отклонение неизвестно. Требуется оценить математическое ожидание при помощи доверительного интервала. Объём выборки n равен 102, среднее значение (mean) = -0,04; среднеквадратичное отклонение (St. Dev.) = 2,17.

Задача: Найти доверительный интервал, который покроет математическое ожидание с доверительной вероятностью а=0,95.

Решение: Для нахождения доверительного интервала мы воспользуемся распределением Стьюдента и формулой:

(n-1)(n-1),

где -среднее выборочное значение; S-среднеквадратичное отклонение; a- коэффициент надежности (а=1-0,9=0,1), (n-1)квантиль распределения Стьюдента с n-1 - степенями свободы.(n-1)- найдем при помощи распределения Стьюдента.= 102-1=101-степени свободы, P=1-=0,975-доверительная вероятность, а=0,05-коэффициент надежности. Подсчитаем в статистическом калькуляторе (Рисунок 8).

Рисунок 8.

=1,99-квантиль распределения Стьюдента.

Подставим все полученные значения в формулу и получим:

(n-1)(n-1);

 или -0,47 < m < 0,04.

Таким образом, можно сделать вывод о том, что доверительный интервал

(-0,47; 0,04) покроет математическое ожидание выборки с доверительной вероятностью а=0,95.

4. Проверка статистической гипотезы

Статистическая гипотеза - это любое предположение о виде неизвестного закона распределения или о параметрах известных распределений.

Проверить статистическую гипотезу - значит проверить, согласуются ли выборочные данные с выдвинутой гипотезой.

Для проверки гипотезы, нужно подсчитать статистический критерий (случайнаую величину, которая используется с целью проверки нулевой гипотезы), который обозначается буквой  и посмотреть попадает ли он в область допустимых значений, т.е. область множества возможных значений статистического критерия, в которой гипотеза принимается.

Критические точки [квантили] - это точки, которые разграничивают критическую область и область принятия гипотезы.

Уровень значимости - это вероятность совершить ошибку.

.1 Проверка гипотезы о равенстве средних значений

). Дано: Пусть  N (12; 3),  N (12; 3) и дисперсии  и  известны.

Имеются выборки x=( ) и y= ( )из генеральных совокупностей  и .

Сгенерируем выборки X и Y, состоящие из 112 и из 102 случайных величин. Найдем среднее значение выборки X = и среднее значение выборки Y =.

Задача: Проверить гипотезу о том, что действительно ли средние распределение двух выборок равны, т.е. равны ли математические ожидания двух выборок.

Если гипотеза  выполняется, то статистика = будет иметь стандартное нормальное распределение N (1;0) и доверительную вероятность, близкую к 1. Гипотеза  применяется, если <, т.е. если значение статистики окажется меньше значения критической точки [квантиля].

Проверим гипотезу: Подставим все известные значения в формулу и подсчитаем статистику.

 =  ==  =

= = -1.069.

Критическую точку  найдем при помощи нормального распределения N (0;1) при доверительной вероятности P=1-=0,975,где 0,05 -уровень значимости. Подсчитаем при помощи статистического калькулятора. (Рисунок 9).

Рисунок 9.

Критическая точка равна =1,96.

Проведя расчёты, мы видим, что 1.812 <1,96, ⃒ - значение случайной величины меньше значения критической точки.

Вывод: Так как значение статистики  получилось меньше значения критической точки , то у нас есть все основания полагать, что выдвинутая нами гипотеза окажется верной.

2). Дисперсии  и  неизвестны, но равны.

Задача: Проверить гипотезу о равенстве дисперсии у выборок.

Решение: Выдвинем гипотезу  : = ,, при этом  : , где -математическое ожидание выборки X, -математическое ожидание выборки Y.

Доказано, что в случае справедливости гипотезы, о том что математические ожидания двух выборок будут равны, статистика -


Будет иметь распределение Стьюдента с k=+-2 степенями свободы,

где  и  выборочные дисперсии, - средние значения выборок.

В этом случае гипотеза применяется , если < <, т.е. если статистика окажется в области допустимых значений, находящимся между критическими точками.

Проверим гипотезу: найдем выборочные дисперсии для выборок -

Подставим в формулу все известные значения и вычислим статистику

 =  =

= =  =  =-0.0140

При помощи распределения Стьюдента с k= по заданной доверительной вероятности P=0,95 найдем критические точки, воспользовавшись статистическим калькулятором.

=1-=0,975-квантиль распределения Стьюдента, где 0,05 - уровень надежности. df=112+102 -2 =212 -степени свободы. (Рисунок10).

Рисунок 10.

- правая критическая точка равна 0,83.

==0,025-квантиль распределения Стьюдента. df=212-степени свободы (см. Рисунок 11).

Рисунок 11.

- левая критическая точка равна -1,97.

Случайная величина  (статистика) попадает в область допустимых значений, т.е. в промежуток между критическими точками 0,0140 <0,834643.

Вывод: так как случайная величина попадает в область допустимых значений, то у нас есть все основания принять выдвинутую нами гипотезу.

4.2 Проверка гипотезы о равенстве дисперсий

Гипотезы о дисперсиях возникают довольно часто, поскольку дисперсия характеризует такие важные показатели, как точность приборов, технологических процессов, риск, связанный с отклонением доходности от заданного уровня, и т.д.

Дано: пусть имеются две выборки x=( ) и y= ( ) из генеральных совокупностей  N (12; 3) и  N (12; 3).

Сгенерируем выборку Х, состоящую из 112 случайных величин и найдем среднее выборочной квадратичное отклонение .

Сгенерируем выборку Y, состоящую из 102 случайных величин и найдем среднее выборочное квадратичное отклонение

Задача: Проверить гипотезу о равенстве дисперсия у выборок.

 =  против альтернативной -.

Решение: для проверки гипотезы о равенстве дисперсий у выборок, используют статистический критерий -

;

которая имеет распределение Фишера со степенями свободы ( и (.

Подставим в формулу все известные значения и подсчитаем

==.

Для проверки гипотезы , нужно найти критические точки (U и V).

Гипотезы применяется при условии U, т.е. если статистика попадёт в область допустимых значений.

Критические точки [квантили] найдем при помощи распределения Фишера со степенями свободы =112-1=111, =102-1=101 и доверительной вероятностью P=0,95.

Подсчитаем с помощью статистического калькулятора.

Для нахождения правой критической точки V, вероятность P=1-=0,975-квантиль распределения Фишера.=112-1=111, =102-1=101 (см. Рисунок.12).

Рисунок 12.

Критическая точка V=1,4.

Для нахождения левой критической точки U. P==0,25-квантиль распределения Фишера, =112-1=111, =102-1=101. (см. Рисунок 13).


Критическая точка U=0,87.

Статистический критерий, статистика - попадает в область допустимых значений, то есть в отрезок, находящийся между критическими точками условии U; 0,871,4.

Вывод: Так как статистика  попадает в область допустимых значений, то у нас есть все основания принять выдвинутую нами гипотезу.

4.3 Гипотеза о численной величине среднего значения

Дано: случайная величина  N (12; 3) и n-выборка её значений x=( ).

Сгенерируем выборку состоящую из 112 случайных величин и найдем значения, которые понадобятся для дальнейших вычислений =18,05 -среднее выборочное значение, =2,6 - средне квадратичное отклонение.

Задача: Рассмотреть гипотезу о численной величине среднего значения.

. Дисперсия известна

Решение: Выдвинем гипотезу : =, где a=среднему значению построенной нами выборки 17,7, и её альтернативу :. Проверим гипотезу  на доверительном уровне =0,05.

Статистический критерий (статистика) - Ψ= будет иметь стандартное нормальное распределение, если  верна (т.е.  =). При заданном уровне доверия =0,05.

Гипотеза применяется, если | Ψ |< . Тогда критическими значениями будут =-, =.

Подсчитаем статистику, Ψ== =-1,65.

Найдем критическую точку  с помощью нормального распределения где P=1- =0,975-квантиль нормального распределения в статистическом калькуляторе (см. Рисунок 14).

Рисунок 14.

=1,96 - критическая точка.

Видно, что | Ψ |< , -1,65<1,96 - статистика меньше критической точки.

Вывод: так как критическая точка оказалась меньше , чем статистика Ψ, то у нас есть все основания принять выдвинутую нами гипотезу.

2) Дисперсия неизвестна.

Дано: случайная величина  N (12; x) и n-выборка её значений

x=( ).

Решение: Выдвинем гипотезу : =, где a=среднему значению построенной нами выборки 17,7, и её альтернативу :. Проверим гипотезу  на доверительном уровне =0,05.

В этом случае в качестве статистики берут - Ψ=,- средне квадратичное отклонение. Установлено, что статистика Ψ будет иметь распределение Стьюдента с n-1 степенями свободы. Для заданного уровня доверия =0,05, гипотеза принимается, если |Ψ|< .

Подсчитаем статистику Ψ===0,2 и критические точки с помощью распределение Стьюдента с n-1 степенями свободы.=1-=0,975-квантиль распределения Стьюдента, df=112-1=111-степени свободы в статистическом калькуляторе (см. Рисунке 15).

Рисунок 15.

=1,98 - критическая точка.

Видно, что |Ψ|< , 0,2<1,98 - статистика меньше, чем критическая точка.

Вывод: так как оказалось, что статистический критерий меньше критической точки, то у нас есть все основания для того чтобы принять выдвинутую нами гипотезу.

.4 Гипотеза о численном значении дисперсии

Дано: случайная величина  N (12; 3) и n-выборка её значений

x=( ).

Сгенерируем выборку и найдем значения, которые понадобятся для дальнейших вычислений среднее выборочное значение ==7,29 и дисперсия ==9

Задача: Проверить гипотезу о численном значении дисперсии.

Решение: Выдвинем гипотезу : =, где построенной нами выборки 9 и её альтернативу :. Проверим гипотезу  на доверительном уровне =0,05.

В качестве статистики выбираем величину равную -

Ψ=,

Где  - выборочное среднее значение выборки, -дисперсия выборки.

Подставим все известные значения в формулу и подсчитаем

Ψ==89,91

Статистический критерий будет иметь хи-квадрат распределение с n-1 степенями свободы. Для заданного уровня значимости а=0,95 найдем критические точки U и V.

Гипотезу принимаем при условии, если Ψ V.

Найдем критические точки с помощью распределения хи-квадрат распределение с 111 степенями свободы в статистическом калькуляторе.

При квантиле t=1-0,025=0,975 и степенью свободы df=111 (см. рисунок 16).

Рисунок 16.

Правая критическая точка V=142,048.

При квантиле t=0,025 и степенью свободы df=111 (см. Рисунок 17).

Рисунок 17.

Левая критическая точка U=83,73

Видно, что статистический критерий Ψ, попал в отрезок , находящийся между критический точками U и V,т.е. в область допустимых значений. 83,73<89,91<142,048.

Вывод: Так как значение статистического критерия Ψ лежит в области допустимых значений, то у нас есть все основания, для того чтобы принять выдвинутую нами гипотезу.

.5 Проверка гипотезы о виде закона распределения

Законом распределения случайной величины называется всякое соотношение, устанавливающее связь между возможными значениями случайной величины и соответствующими им вероятностями.

Дано: случайная величина  N (12; 3) и n-выборка её значений

x=( ).

Задача: Проверить гипотезу о том, что закон распределения случайной величины нормальный.

Гипотеза применяется, если значения  попадёт в область допустимых значений, т.е. окажется в промежутке между критическими точками V<<U.

Решение: Сгенерируем выборку, состоящую из 112 случайных величин и найдем минимальное и максимально значение ряда: =5,188 и =20,77.

Использую выборку, построим гистограмму распределения (см. Рисунок 18).

Рисунок 18.

На рисунке видно, что математическое ожидание выборки а=18,1, среднее квадратическое отклонение S=2,4.

Далее, нужно по гистограмме, нужно подсчитать сколько элементов выборки попало в каждый интервал.

В интервал от 10 до 12: 1 элемент, от 12 до 14: 6 элементов, от 14 до 16: 14 элементов, от 16 до 18: 37 эл, от 18 до 20: 34 эл, от 20 до 22: 20 эл, от 22 до 24: 5 эл, от 24 до 26: 1 эл.

С помощью нормального распределения N(12; 3) найдем вероятности попадания, элементов выборки во все интервалы, воспользовавшись вероятностным калькулятором.

=0,004- вероятность, попадания элементов выборки левее интервала 10 (см. Рисунок 19).

Рисунок 19.

Подсчитаем так для всех интервалов:

=0,005978;=0,044499;

,187280;,470020;,769598; ,939461; ,990936. ,999253.

Далее найдем - вероятность попадания элементом в каждую выборку.

=-; - и так далее для каждой выборки.

Таблица 3

j

 частота

1

1

0,0197

2,3

-1,9

2

6

0,038521

4,5

1,5

3

14

0,144781

17

-3

4

37

0,28274

33,3

11,04

5

34

0,299578

35,3

-1,3

6

20

0,169863

20,04

-0,04

7

5

0,051475

6,07

1,07

8

1

0,008317

0,98

0,08


В таблице:  - количество элементов, попадающих в каждый интервал.

Для того чтобы найти значение , необходимо использовать формулу:

 

и подсчитать для каждого интервала, а потом все полученные значения сложить.

Подсчитаем и получим значение = 5,9167.

Для того чтобы проверить гипотезу найдем критические точки (квантили) с помощью  распределения в статистическом калькуляторе.

Степени свободы df=n-3, где n- количество столбцов в гистограмме распределения, df=12-3=9. Доверительная вероятность близка к еденице P=0,975.

Рисунок 20.

Правая критическая точка U=19

Таким же способом найдем вторую левую критическую точку. (см. Рисунок 21).

Рисунок 21

Левая критическая точка V=2,7.

Мы видим, что значение =5,9167 находится в области допустимых значений, т.е. между значениями U и V, 2,7<5,9167<19.

Вывод: у нас имеются все основания принять выдвинутую нами гипотезу.

Похожие работы на - Статистический анализ данных

 

Не нашел материал для своей работы?
Поможем написать качественную работу
Без плагиата!