Расчет показателей выборки

Дискретный вариационный ряд. Полигон, гистограмма относительных частот. Эмпирическая функция распределения. Числовые характеристики выборки. Выборочное среднее квадратическое отклонение. Дифференциальная функция распределения. Граница критической области.

Рубрика Экономика и экономическая теория
Вид контрольная работа
Язык русский
Дата добавления 16.04.2012
Размер файла 207,8 K

Отправить свою хорошую работу в базу знаний просто. Используйте форму, расположенную ниже

Студенты, аспиранты, молодые ученые, использующие базу знаний в своей учебе и работе, будут вам очень благодарны.

Размещено на http://www.allbest.ru/

Случайная величина X

1). Интервальный вариационный ряд

Разобьём выборку, например, на десять интервалов. Вычислим шаг

Частичный интервал

Сумма частот вариант интервала ni

Относительные частоты wi = ni/n

Плотность относительной частоты wi/h

0.55 - 0.68

19

0.19

1,46

0.68 - 0.81

29

0.29

2,23

0.81 - 0.94

29

0.29

2,23

0.94 - 1.07

18

0.18

1,38

1.07 - 1.2

4

0.04

0,31

1.2 - 1.33

0

0

0

1.33 - 1.46

0

0

0

1.46 - 1.59

0

0

0

1.59 - 1.72

0

0

0

1.72 - 1.83

1

0.01

0,08

100

1

Дискретный вариационный ряд

xi

0,55

0,68

0,81

0,94

1,07

1,2

1,33

1,46

1,59

1,72

1,83

ni

2

17

29

29

18

4

0

0

0

0

1

100

2). Полигон и гистограмма относительных частот

Полигон относительных частот Х

Гистограмма относительных частот

3) Эмпирическая функция распределения

Объём выборки n=100. Наименьшая варианта равна 0,68, поэтому при . Значение X<0,94, наблюдалось 48 раз, следовательно, при . Значение X<0,94, а именно и , наблюдалось 48+47=95 раз и т.д.

Так как x=1,72 - наибольшая варианта, то при .

Искомая эмпирическая функция:

0

x<=0,55

0,01

0,55<x<=0,81

0,19

0,81 <x<=0,94

0,48

0,94<x<=1,07

0,77

1,07<x<=1,2

F*(x)=

0,95

1,2<x<=1,33

0,99

1,33<x<=1,46

0,99

1,46<x<=1,59

0,99

1,59<x<=1,72

0,99

1,72<x<=1,83

1

x>1,83

График

4) Числовые характеристики выборки

Выборочная средняя

Выборочная дисперсия

Выборочное среднее квадратическое отклонение

Выборочный коэффициент асимметрии

Выборочный коэффициент эксцесса:

5) Исходя из механизма образования СВ, а также по виду гистограммы и полигона относительных частот и по значениям выборочных коэффициентов асимметрии и эксцесса сделаем предварительный вывод о том, что СВ распределена по нормальному закону.

6) Дифференциальная функция распределения

Интегральная функция распределения

7) Проверка гипотезы о нормальности закона распределения с помощью критерия согласия

Получение теоретических частот:

Найдём интервалы () по формулам

учитывая, что . Затем теоретические вероятности и теоретические частоты .

Интервалы группировки

Наблюдаемая частота ni

Ф(xi)

Ф(xi+1)

Вероятность pi попадания в i-й интервал

Ожидаемая частота npi

Слагаемые статистики Пирсона Ki

0,55

19

0.31

0.45

0.14

13.96

1.82

0,68

29

0.0478

0.31

0.26

26

0.35

0,81

29

0.24

0.0478

0.19

18.79

5.55

0,94

18

0.42

0.24

0.18

18.05

0.0001

1,07

4

0.48

0.42

0.0676

6.76

1.13

1,2

0

0.5

0.48

0.0142

1.42

1.42

1,33

0

0.5

0.5

0.0019

0.19

0.19

1,46

0

0.5

0.5

0.0001

0

0

1,59

0

0.5

0.5

0

0

0

1,72

1

0.5

0.5

0

0

0

100

10.45

Критерий Пирсона

ni

ni'

(ni-ni')^2/ni'

19

13,96

1,82

29

26,00

0,35

29

18,79

5,55

18

18,05

0,00

4

6,76

1,13

0

1,42

1,42

0

0,19

0,19

0

0,00

0,00

0

0,00

0,00

1

0,00

0,00

100

100,00

10,45

Определим границу критической области. Так как статистика Пирсона измеряет разницу между эмпирическим и теоретическим распределениями, то чем больше ее наблюдаемое значение Kнабл, тем сильнее довод против основной гипотезы.

Поэтому критическая область для этой статистики всегда правосторонняя

[Kkp;+?)

Её границу Kkp = ч2(k-r-1;б) находим по таблицам распределения «хи-квадрат» и заданным значениям s, k (число интервалов), r=2 (параметры xcp и s оценены по выборке).

Kkp = 16.01276; Kнабл = 10.45

Наблюдаемое значение статистики Пирсона не попадает в критическую область: Кнабл < Kkp, поэтому нет оснований отвергать основную гипотезу. Справедливо предположение о том, что данные выборки имеют нормальное распределение.

Проверим гипотезу о том, что Х распределено по закону Пуассона.

где pi -- вероятность попадания в i-й интервал случайной величины, распределенной по гипотетическому закону; л = xср.

i = 0: p0 = 0, np0 = 44

i = 1: p1 = 0, np1 = 36

i = 2: p2 = 0, np2 = 15

i = 3: p3 = 0.0416, np3 = 4.1641

i = 4: p4 = 0.008649, np4 = 0.864893

i = 5: p5 = 0.001437, np5 = 0.14371

i = 6: p6 = 0.000199, np6 = 0.0199

i = 7: p7 = 0,000024, np7 = 0.002361

i = 8: p8 = 0,000002, np8 = 0.000245

i = 9: p9 = 0, np9 = 0,000022

i = 10: 1=0 + 1

i = 10: 0=0 + 0

i

Наблюдаемая частота ni

pi

Ожидаемая частота npi

Слагаемые статистики Пирсона Ki

0

19

0.44

43.57

13.86

1

29

0.36

36.2

1.43

2

29

0.15

15.04

12.97

3

18

0.0416

4.16

45.97

4

4

0.0086

0.86

11.36

5

0

0.0014

0.14

0.14

6

0

0.0002

0.0199

0.0198

7

0

0

0.0024

0.0023

8

1

0

0.0003

3743.32

100

3829.07

Определим границу критической области. Так как статистика Пирсона измеряет разницу между эмпирическим и теоретическим распределениями, то чем больше ее наблюдаемое значение Kнабл, тем сильнее довод против основной гипотезы.

Поэтому критическая область для этой статистики всегда правосторонняя

[Kkp;+?).

Её границу Kkp = ч2(k-r-1;б) находим по таблицам распределения «хи-квадрат» и заданным значениям s, k (число интервалов), r=1 (параметр л).

Kkp = 17.53455; Kнабл = 3829.07

Наблюдаемое значение статистики Пирсона попадает в критическую область: Кнабл > Kkp, поэтому есть основания отвергать основную гипотезу. Данные выборки распределены не по закону Пуассона.

8). Так как гипотеза о нормальном законе распределения отвергнута, то интервальные оценки не находим.

Случайная величина Y

1) Интервальный вариационный ряд:

Разобьём выборку, например, на десять интервалов. Вычислим шаг

.

Частичный интервал

Сумма частот вариант интервала ni

Относительные частоты wi = ni/n

Плотность относительной частоты wi/h

15 - 22.5

10

0,1

0,013

22.5 - 30

12

0,12

0,016

30 - 37.5

18

0,18

0,024

37.5 - 45

26

0,26

0,035

45 - 52.5

15

0,15

0,02

52.5 - 60

9

0,09

0,012

60 - 67.5

6

0,06

0,008

67.5 - 75

3

0,03

0,004

75 - 82.5

0

0

0

82.5 - 90

1

0.01

0,01

100

1

Дискретный вариационный ряд:

yi

15

22,5

30

37,5

45

52,5

60

67,5

75

82,5

90

ni

2

8

12

18

26

15

9

6

3

0

1

100

2). Полигон и гистограмма относительных частот

Полигон относительных частот

Гистограмма относительных частот

3) Эмпирическая функция распределения

0

y<=15

0,01

15<y<=22,5

0,10

22,5<y<=30

0,22

30<y<=37,5

F*(y)=

0,40

37,5<y<=45

0,66

45<y<=52,5

0,81

52,5<y<=60

0,90

60<y<=67,5

0,96

67,5<y<=75

0,99

75<y<=82,5

0,99

82,5<y<=90

1

y>90

График

4) Числовые характеристики выборки:

Выборочная средняя

Выборочная дисперсия

Выборочное среднее квадратическое отклонение

Выборочный коэффициент асимметрии .

Выборочный коэффициент эксцесса:

5). Исходя из механизма образования СВ, а также по виду гистограммы и полигона относительных частот и по значениям выборочных коэффициентов асимметрии и эксцесса сделаем предварительный вывод о том, что СВ распределена по нормальному закону.

6) Дифференциальная функция распределения

Интегральная функция распределения

7). Проверка гипотезы о нормальности закона распределения с помощью критерия согласия

Получение теоретических частот:

Найдём интервалы () по формулам

учитывая, что . Затем теоретические вероятности и теоретические частоты .

Интервалы группировки

Наблюдаемая частота ni

Ф(xi)

Ф(xi+1)

Вероятность pi попадания в i-й интервал

Ожидаемая частота npi

Слагаемые статистики Пирсона Ki

15

10

0.41

0.47

0.0604

6.04

2.6

22,5

12

0.29

0.41

0.12

12.3

0.0073

30

18

0.1

0.29

0.18

18.26

0.0037

37,5

26

0.11

0.1

0.0115

1.15

536.98

45

15

0.29

0.11

0.18

17.98

0.49

52,5

9

0.41

0.29

0.12

11.92

0.72

60

6

0.47

0.41

0.0582

5.82

0.0055

67,5

3

0.49

0.47

0.0214

2.14

0.35

75

0

0.5

0.49

0.0059

0.59

0.59

82,5

1

0.5

0.5

0.0012

0.12

6.19

100

547.92

Критерий Пирсона

ni

ni'

(ni-ni')^2/ni'

10

6.04

2.6

12

12.3

0.0073

18

18.26

0.0037

26

1.15

536.98

15

17.98

0.49

9

11.92

0.72

6

5.82

0.0055

3

2.14

0.35

0

0.59

0.59

1

0.12

6.19

100

100,00

547.92

Определим границу критической области. Так как статистика Пирсона измеряет разницу между эмпирическим и теоретическим распределениями, то чем больше ее наблюдаемое значение Kнабл, тем сильнее довод против основной гипотезы.

Поэтому критическая область для этой статистики всегда правосторонняя

[Kkp;+?)

Её границу Kkp = ч2(k-r-1;б) находим по таблицам распределения «хи-квадрат» и заданным значениям s, k (число интервалов), r=2 (параметры xcp и s оценены по выборке).

Kkp = 16.01276; Kнабл = 547.92

Наблюдаемое значение статистики Пирсона попадает в критическую область: Кнабл > Kkp, поэтому есть основания отвергать основную гипотезу. Данные выборки распределены не по нормальному закону.

8). Так как гипотеза о нормальном законе распределения отвергнута, то интервальные оценки не находим.

9). а) корреляционная таблица

15

22,5

30

37,5

45

52,5

60

67,5

75

82,5

90

0,55

1

1

2

0,68

1

4

6

3

3

17

0,81

4

3

7

8

5

1

1

28

0,94

1

7

11

6

4

29

1,07

1

1

3

3

2

5

3

18

1,2

1

2

1

4

1,33

0

1,46

0

1,59

0

1,72

0

1,83

1

1

2

8

12

18

26

15

9

6

3

0

1

б) выборочный коэффициент корреляции

.

вариационный ряд выборка отклонение

в). Вычислим наблюдаемое значение критерия

По таблице Стьюдента с уровнем значимости б=0.05 и степенями свободы k=98 находим tкрит:

tкрит (n-m-1;б/2) = (98;0.025) = 1.984

где m = 1 - количество объясняющих переменных.

Если tнабл > tкритич, то полученное значение коэффициента корреляции признается значимым (нулевая гипотеза, утверждающая равенство нулю коэффициента корреляции, отвергается).

Поскольку tнабл > tкрит, то отклоняем гипотезу о равенстве 0 коэффициента корреляции. Другими словами, коэффициент корреляции статистически - значим

г)

Поле корреляции (строится по начальным данным х и у все точки отображаем и получаем поле корреляции - поле скопления этих точек)

д). Эмпирическая функция регрессии Y на X:

Формально критерий МНК можно записать так:

S = ?(yi - y*i)2 > min

Система нормальных уравнений.

a*n + b?x = ?y

a?x + b?x2 = ?y*x

Параметры уравнения регрессии.

Выборочные средние.

Для наших данных система уравнений имеет вид

100a + 82.65 b = 4127

82.65 a + 71.44 b = 3547.97

Из первого уравнения выражаем а и подставим во второе уравнение:

Получаем эмпирические коэффициенты регрессии: b = 43.79, a = 5.08

Уравнение регрессии (эмпирическое уравнение регрессии):

y = 43.79 x + 5.08

Эмпирическая функция регрессии X на Y:

Параметры уравнения регрессии.

Выборочные средние.

Для наших данных система уравнений имеет вид

100a + 4127 b = 82.65

4127 a + 190789 b = 3547.97

Из первого уравнения выражаем а и подставим во второе уравнение:

Получаем эмпирические коэффициенты регрессии: b = 0.0067, a = 0.55

Уравнение регрессии (эмпирическое уравнение регрессии):

х = 0.0067 у + 0.55

Размещено на Allbest.ru


Подобные документы

  • Получение выборки объема n-нормального распределения случайной величины. Нахождение числовых характеристик выборки. Группировка данных и вариационный ряд. Гистограмма частот. Эмпирическая функция распределения. Статистическое оценивание параметров.

    лабораторная работа [496,0 K], добавлен 31.03.2013

  • Вероятность появления события. Непрерывная случайная величина и функция распределения. Дисперсия непрерывной случайной величины. Среднее квадратическое отклонение. Формула полной вероятности, математическое ожидание. Интегральная теорема Лапласа.

    контрольная работа [149,7 K], добавлен 09.02.2012

  • Предельная ошибка выборки при установлении среднего значения. Цепные и базисные темпы роста. Среднее квадратическое отклонение и коэффициент вариации. Частоты интервалов предшествующего и последующего модальному. Индекс себестоимости переменного состава.

    контрольная работа [93,8 K], добавлен 02.12.2010

  • Технико-экономические показатели групп заводов; ряды распределения. Относительные величины интенсивности, цепные и базисные индексы товарооборота. Расчет средней величины, моды и медианы. Среднее квадратическое отклонение; дисперсия, коэффициент вариации.

    контрольная работа [88,8 K], добавлен 06.10.2013

  • Анализ сезонных колебаний объема выпуска продукции. Ряд и кумуляты распределения. Методы расчета степенных средних и дисперсии. Расчет индивидуальных индексов цен и физического объема по методу Паше, Ласпейреса. Выборочное наблюдение и виды выборки.

    контрольная работа [358,3 K], добавлен 26.12.2010

  • Статистика занятости и безработицы. Определение численности и состава занятых лиц. Выборочное наблюдение, сводка и группировка, ряд распределения. Характеристика статистических показателей. Расчет средних величин и показателей вариации, ошибок выборки.

    курсовая работа [180,5 K], добавлен 10.08.2009

  • Интервальный вариационный ряд распределения учащихся по оценкам по философии, кумулята. Гистограмма распределения учащихся. Межквартильное расстояние для не сгруппированных данных. Взвешенная дисперсия для дискретного вариационного ряда распределения.

    контрольная работа [214,6 K], добавлен 16.03.2014

  • Показатели признака вариации в ряду. Среднее квадратическое отклонение, линейное отклонение, дисперсия, коэффициент вариации. Нижняя граница модального интервала и его величина. Медиана дискретного вариационного ряда. Определение моды и медианы.

    лабораторная работа [30,8 K], добавлен 21.12.2012

  • Определение оптимального значения интервала в первом приближении. Медиана вариационного ряда. Понятие выборочного среднего. Эмпирическая (статистическая) функция распределения. Параметры для вычисления моды. Степень сродства к нормальному распределению.

    курсовая работа [169,7 K], добавлен 15.11.2014

  • Схема собственно-случайной бесповторной выборки. Определение средней ошибки выборки для среднего значения, среднего квадратического отклонения и предельной ошибки выборки. Определение эмпирического распределения. Расчетное значение критерия Пирсона.

    контрольная работа [96,3 K], добавлен 05.03.2012

Работы в архивах красиво оформлены согласно требованиям ВУЗов и содержат рисунки, диаграммы, формулы и т.д.
PPT, PPTX и PDF-файлы представлены только в архивах.
Рекомендуем скачать работу.