Разработка стохастической модели. Оценка нормальности распределения
Изучение популярных методов исследования и оптимизации функционирования систем. Разработка стохастической модели для оценки нормальности распределения конечного диастолического размера и систолического объема. Критерий согласия Колмогорова-Смирнова.
Рубрика | Экономико-математическое моделирование |
Вид | практическая работа |
Язык | русский |
Дата добавления | 30.05.2012 |
Размер файла | 169,3 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://allbest.ru/
Размещено на http://allbest.ru/
Санкт-Петербургский государственный университет телекоммуникаций
Имени профессора Михаила Александровича Бонч-Бруевича
Практическая работа
по предмету моделирование систем
Разработка стохастической модели. Оценка нормальности распределения.
Выполнил: Студент Николаев А.В.
Проверил: Липанова И.А.
СОДЕРЖАНИЕ
- ВВЕДЕНИЕ
- 1. Разработка стохастической модели
- 2. Оценка нормальности распределения
- 2.1 Критерий согласия ч2 (Пирсона)
- 2.2 Критерий согласия Колмогорова-Смирнова
- 2.3 Оценка нормальности распределения конечного систолического объема
- ЗАКЛЮЧЕНИЕ
- Список литературы
ВВЕДЕНИЕ
Очень трудно представить какую-либо человеческую деятельность, в которой бы не использовалось моделирование. Наиболее популярным методом исследования и оптимизации функционирования систем является имитационное моделирование. Имитационное моделирование включает в себя два основных процесса: первый -- конструирование модели реальной системы, второй -- постановка экспериментов на этой модели. При этом могут преследоваться следующие цели: понять поведение системы; выбрать стратегию, обеспечивающую наиболее эффективное функционирование системы. Как правило, имитационное моделирование осуществляется с помощью компьютеров. Условия применения имитационного моделирования:
1. Не существует законченной математической постановки данной задачи, либо еще не разработаны аналитические методы решения сформулированной математической модели.
2. Аналитические модели имеются, но процедуры столь сложны и трудоемки, что имитационное моделирование дает более простой способ решения задачи.
3. Аналитические решения существуют, но их реализация не возможна вследствие недостаточной математической подготовки имеющегося персонала.
Таким образом, основным достоинством имитационного моделирования является то, что этим методом можно решать более сложные задачи. Имитационные модели позволяют достаточно просто учитывать случайные воздействия и другие факторы, которые создают трудности при аналитическом исследовании. При имитационном моделировании воспроизводится процесс функционирования системы во времени. Причем имитируются элементарные явления, составляющие процесс с сохранением их логической структуры и последовательности протекания во времени. Модели не решают, а осуществляют прогон программы с заданными параметрами, меняя параметры, осуществляя прогон за прогоном. Имитационное моделирование имеет ряд существенных недостатков, которые также необходимо учитывать.
1. Исследования с помощью этого метода обходятся дорого.
Причины:
· для построения модели и экспериментирования на ней необходим высококвалифицированный специалист-программист;
· необходимо большое количество машинного времени, поскольку метод основывается на статистических испытаниях и требует многочисленных прогонов программ;
· модели разрабатываются для конкретных условий и, как правило, не тиражируются.
2. Велика возможность ложной имитации. Процессы в логистических системах носят вероятностный характер и поддаются моделированию только при введении определенного рода допущений. Поэтому разработка и применение имитационных моделей в большей степени искусство, чем наука. Следовательно успех или неудача в большей степени зависит не от метода, а от того, как он применяется.
Метод имитационного моделирования применяется на этапах разработки сложных проектов. Например, человеческий организм, который описывается большим числом параметров, в частности конечный диастолический объем (КДО) - это параметр, характеризующий состояние сердечной мышцы. Исследование функционального состояния сердечной мышцы производится с помощью эхокардиографа, дающего ультразвуковое изображение структур сердца. Эхокардиография диагностирует пороки сердца, сердечную недостаточность, причины шумов сердца. Сердечнососудистые заболевания - одна из основных причин инвалидности и преждевременной смерти жителей экономически развитых стран. Сегодня доля этих заболеваний в структуре смертности составляет 40-60%, при этом продолжающийся рост заболеваемости и поражение людей всё более молодого возраста, что делает сердечнососудистые заболевания важнейшей медико-социальной проблемой здравоохранения.
В ходе выполнения данной работы была разработана стохастическая модель для оценки нормальности распределения конечного диастолического размера. А так же определили, оказывает ли лазерная терапия крови влияние на состояние сердечной мышцы.
1. РАЗРАБОТКА СТОХАСТИЧЕСКОЙ МОДЕЛИ
оптимизация стохастический распределение систолический
Если некоторые элементы системы ведут себя стохастически (случайно), возникает проблема, как проверить совместимость экспериментальных данных с некоторым теоретическим распределением. Для этого строят гистограмму по экспериментальным данным.
Гистограмма - выборочная функция плотности распределения случайных величин.
По гистограмме высказывается гипотеза относительного распределения случайной величины.
Если случайная величина дискретная, то записывают частоту появления, каждого его значения - это гистограмма для дискретной величины.
В нашей работе случайная величина непрерывная:
1. Разбиваем диапазон ее значений на равные интервалы фi , число которых k берут в интервале от 15 до 20 (для наших данных от 5 до 10).
2. Записываем частоту появления каждого интервала, как число попаданий ni в соответствующий интервал фi.
3. Рассчитываем относительную частоту каждого интервала fi = ni / N , где N общее число значений. На каждом отрезке фi строится прямоугольник высотой ni / N * фi.
Построим гистограмму на основе выданных конечных диастолических объемов с помощью эхокардиографа.
Количество экспериментальных данных = 74
Минимальное значение 39,1 , максимальное 57,7.
Разбиваем диапазон значений на равные интервалы. Следовательно, разбиваем для удобства, на 8, где диапазон каждого из интервалов фi = (57,7-39,1)/8=2,325
Записываем частоту появления эксперимента на каждом интервале и рассчитываем относительную частоту появления данных на каждом интервале fi=ni/74.
Все подробные расчёты производились с помощью приложения MS Excel.
Полученные данные:
Таблица 1 - Значения частот появления в интервалах
№ |
фi |
ni |
fi |
|
1 |
39,1 - 41,4 |
5 |
0,07 |
|
2 |
41,5 - 43,7 |
5 |
0,07 |
|
3 |
43,8 - 46,0 |
13 |
0,18 |
|
4 |
46,1 - 48,4 |
10 |
0,14 |
|
5 |
48,5 - 50,7 |
16 |
0,22 |
|
6 |
50,8 - 53,0 |
11 |
0,15 |
|
7 |
53,1 - 55,3 |
9 |
0,12 |
|
8 |
55,4 - 57,7 |
5 |
0,07 |
|
Рисунок 1 - Гистограмма по экспериментальным данным
2. ОЦЕНКА НОРМАЛЬНОСТИ РАСПРЕДЕЛЕНИЯ
Схема решения:
1. Строят по результатам эксперимента гистограмму.
2. Выдвигают гипотезу о соответствии выборочного закона распределения какому-либо теоретическому.
3. Проверяют гипотезу какого-либо из критериев - критерии ч2 или критерии Колмогорова-Смирнова.
2.1 Критерий согласия ч2 (Пирсона)
В качестве критерия ч2 выбирают величину, которую характеризует степень расхождения имперического или выборочного и теоретического законов распределения.
ni - число значений, попавших в этот интервал;
pi - вероятность попадания случайной величины в этот интервал;
k - число разрядов (интервалов) гистограммы;
N - объем выборки.
При N>? случайная величина ч2 приближается к закону распределения ч2 к х степеням свободы.
Закон распределения или функции плотности распределения для разных степеней свободы х и доверительных вероятностей - табулирован или сведен к таблице.
Если ч2=0, то выборочное и теоретическое распределения совпадают. Если ч2>0, то совпадений нет.
При малых объемах выборки критерий ч2 не применим.
Условия применения ч2:
1. При вычислении ч2 используют абсолютные частоты, а не относительные.
2. Значение частот выборочного распределения для каждого интервала должны быть больше, либо равны 5, иначе интервалы объединяют.
3. Число степеней свободы х рассчитывают х =k-m-1, где k - число интервалов гистограммы; m - число параметров теоретического распределения (параметры -математического ожидания и дисперсия).
Использование на практике:
1. Высказывается гипотеза, что между выборочным и теоретическом распределениями расхождений нет.
2. Рассчитывается величина ч2. Если расчетная величина ч2 больше критического значения, определенного по таблице, для заданного числа степеней свободы и заданного уровня доверительной информации, то выборочное распределение значительно отличается от теоретического. Гипотеза отвергается, в противном применяется.
2.2 Критерий согласия Колмогорова-Смирнова
Проверка согласованности двух распределений, выборочного и теоретического, делается по интегральному закону. Сравнение происходит на том интервале гистограммы в котором экспериментальное распределение имеет наибольшее абсолютное отклонение от теоретического. Это отклонение сопоставляют с критическим значением, с целью определения - случается ли это отклонение случайным.
Если расчетное значение больше табличного, то гипотеза по согласованности законов распределения отвергается.
2.3 Оценка нормальности распределения конечного систолического объема
Выдвинем гипотезу - параметры КДР распределены по нормальному закону.
Оценим нормальность распределения критерием согласия Колмогорова-Смирнова.
Опираясь, на условия критерия, в полученной нами гистограмме объединяем два последних интервала:
Таблица 2 - Значения частот появления в интервалах
№ |
фi |
ni |
fi |
|
1 |
39,1 - 41,4 |
5 |
0,07 |
|
2 |
41,5 - 43,7 |
5 |
0,07 |
|
3 |
43,8 - 46,0 |
13 |
0,18 |
|
4 |
46,1 - 48,4 |
10 |
0,14 |
|
5 |
48,5 - 50,7 |
16 |
0,22 |
|
6 |
50,8 - 53,0 |
11 |
0,15 |
|
7 |
53,1 - 57,7 |
14 |
0,19 |
Рисунок 2 - Гистограмма по экспериментальным данным
При полученным данным рассчитаем ч2 для каждого интервала:
Таблица 3 - Рассчет ч2 на каждом инетрвале
№ |
фi |
ni |
fi |
Npi |
ч2 |
|
1 |
39,1 - 41,4 |
5 |
0,07 |
10,57 |
2,936293436 |
|
2 |
41,5 - 43,7 |
5 |
0,07 |
10,57 |
2,936293436 |
|
3 |
43,8 - 46,0 |
13 |
0,18 |
10,57 |
0,557915058 |
|
4 |
46,1 - 48,4 |
10 |
0,14 |
10,57 |
0,030888031 |
|
5 |
48,5 - 50,7 |
16 |
0,22 |
10,57 |
2,787644788 |
|
6 |
50,8 - 53,0 |
11 |
0,15 |
10,57 |
0,017374517 |
|
7 |
53,1 - 57,7 |
14 |
0,19 |
10,57 |
1,111969112 |
|
k=7 |
ni=74 |
fi=1 |
гипотеза |
10,378 |
Рассчетная величина ч2,равна сумме всех ч2 на кажом интервале
ч2расч = 10,378
Найдем число степеней свободы, так величины у нас не дискретные, то m=0:
х=k-m-1=7-1=6
Возьмем уровень значимости б=0,01 при вероятности P=0,99 и проверим по таблице критических значений критерий: ч2крит=16,814
Так как, расчетная величина ч2 меньше, чем критическая, то выдвинутая нами гипотеза применяется.
Проверим критерий согласия Колмогорова-Смирнова
За основу возьмем гистограмму с критерия ч2
Таблица 4 - Расчет отклонений на каждом интервале
№ |
фi |
ni |
fi |
Fэ |
Npi |
pi |
Fт |
Д |
|
1 |
39,1 - 41,4 |
5 |
0,067567 |
0,067567 |
10,57143 |
0,142857 |
0,142857 |
-0,07528 |
|
2 |
41,5 - 43,7 |
5 |
0,067567 |
0,135135 |
10,57143 |
0,142857 |
0,285714 |
-0,15057 |
|
3 |
43,8 - 46,0 |
13 |
0,175675 |
0,310810 |
10,57143 |
0,142857 |
0,428571 |
-0,11776 |
|
4 |
46,1 - 48,4 |
10 |
0,135135 |
0,445945 |
10,57143 |
0,142857 |
0,571429 |
-0,12548 |
|
5 |
48,5 - 50,7 |
16 |
0,216216 |
0,662162 |
10,57143 |
0,142857 |
0,714286 |
-0,05212 |
|
6 |
50,8 - 53,0 |
11 |
0,148648 |
0,810810 |
10,57143 |
0,142857 |
0,857143 |
-0,04633 |
|
7 |
53,1 - 57,7 |
14 |
0,189189 |
1 |
10,57143 |
0,142857 |
1 |
0 |
|
k=7 |
ni=74 |
fi=1 |
Экспер. |
Гипотеза |
pi=1 |
Теорет. |
Д - отклонение экспериментального от теоретического распределения. Д= Fэ- Fт
Kрасч равно наибольшему отклонению, Kрасч=-0,15057
Kтабл находим по таблице критических чисел Колмогорова-Смирнова при уровне значимости б=0,01 и степеням свободы х=6:
Kтабл?1,63/=1,63/=0,189484
Так как Kрасч меньше Kтабл, то гипотеза принимается.
Так как, на двух примерах наша гипотеза подтвердилась, следовательно, параметры КДО распределены по равномерному закону.
ЗАКЛЮЧЕНИЕ
Во время выполнения работы были рассмотрены выборочные законы распределения из гистограммы, так же были рассмотрены и разобраны на примерах оценки распределений.
Основываясь на выдвинутой гипотезе и ее подтверждении, мы можем сделать следующий вывод: что эхокардиограф работает по равномерно закону распределения и теперь уверенно можно сказать, что лазерная терапия крови оказывает влияние на состояние сердечной мышцы.
СПИСОК ИСПОЛЬЗОВАННОЙ ЛИТЕРАТУРЫ
1.) Лекции по дисциплине «Моделирование систем». Липанова И.А.
2.) Л.Н. Большев, Н.В. Смирнов «Таблицы математической статистики».
3.) Б.Я. Советов, С.А. Яковлев «Моделирование Систем»
4.) Интернет.
Размещено на Allbest.ru
Подобные документы
Формулы вычисления критерия Пирсона, среднего квадратического отклонения и значений функций Лапласа. Определение свойств распределения хи-квадрата. Критерий согласия Колмогорова-Смирнова. Построение графика распределения частот в заданном массиве.
контрольная работа [172,2 K], добавлен 27.02.2011Условно–гауссовские модели финансовых индексов. Эволюция стоимости рискового актива. Модели GARCH, EGARCH, TGARCH, HARCH. Оценка стохастической волатильности. Условно-устойчивые и безгранично делимые распределения. Нелинейное хаотическое поведение цен.
контрольная работа [517,9 K], добавлен 24.08.2015Проверка гипотезы о нормальности распределения дневных логарифмических доходностей, рассчитанных по котировкам акций. Принятие в расчет достаточного объема выборок данных. Расчет характеристик временных рядов. Оценка статистического критерия Фроцини.
курсовая работа [307,0 K], добавлен 29.08.2015Разработка алгоритма и программы на одном из алгоритмических языков для построения эмпирической плотности распределения случайных величин. Осуществление проверки гипотезы об идентичности двух плотностей распределения, используя критерий Пирсонга.
лабораторная работа [227,8 K], добавлен 19.02.2014Разработка экономико-математической модели распределения фондов минеральных удобрений. Ограничения модели по балансу выноса элементов питания, формированию годовых норм удобрений в ассортименте поставки, по полям севооборотов и кормовым угодьям.
курсовая работа [801,4 K], добавлен 17.12.2014Разработка проекта имитационной модели функционирования системы, отдельные элементы которой могут отказывать во время работы. Закон распределения времени безотказной работы всей системы. Вероятность не отказа работы в течении заданного промежутка времени.
курсовая работа [694,9 K], добавлен 04.02.2011Модели движения людских потоков на основе уравнений динамики жидкости и газов, основанные на социальных силах и теории клеточных автоматов. Численное исследование полевой стохастической дискретно-непрерывной модели движения людей на примере "коридор".
дипломная работа [1,1 M], добавлен 18.12.2013Изучение методики математического моделирования технических систем на макроуровне. Составление программы для ПЭВМ, ее отладка и тестирование. Проведение численного исследования и параметрической оптимизации системы, обзор синтеза расчётной структуры.
курсовая работа [129,6 K], добавлен 05.04.2012Роль экономико-математических методов в оптимизации экономических решений. Этапы построения математической модели и решение общей задачи симплекс-методом. Составление экономико-математической модели предприятия по производству хлебобулочных изделий.
курсовая работа [1,3 M], добавлен 09.07.2015Особенности метода проверки гипотезы о законе распределения по критерию согласия хи-квадрат Пирсона. Свойства базовой псевдослучайной последовательности. Методы оценки закона распределения и вероятностных характеристик случайной последовательности.
лабораторная работа [234,7 K], добавлен 28.02.2010