Таблица 3.8
Номер интервала i | Границы интервала (xi, xi +1) | Середина интервала xi * | Частоты интервала ni |
0 – 2 | |||
2 – 4 | |||
4 – 6 | |||
6 – 8 | |||
8 – 10 | |||
10 – 12 | |||
12 – 14 | |||
14 – 16 | |||
16 – 18 | |||
18 - 20 |
Решение.
1. По данным таблицы 3.8, используя формулы (3.2) и (3.5), определяем значения` x и s:` x = 9,72, s=3.81.
2. Вычисляем теоретические вероятности pi правильного ответа на xi * контрольных вопросов по формуле (6.3) (здесь a =` x):
P (xi < xi *< xi +1) = или
P (xi < xi *< xi +1) = Ф(zi +1) – Ф(zi) при.
Далее, при расчете значений pi заменяем наименьшую величину zi = z 1, равную z 1 = -2,58 (при x 0=0,` x =9,72, s=3,81) на -¥, а наибольшую величину zi = z 11, равную z 11=2,71 (при x 20=20,` x =9,72 и s = 3,81), на +¥. Значения функции Ф(z) находим по таблице 4 Приложения. Результаты вычислений сводим в таблицу 3.9.
3. Находим значение c2 по формуле (3.10) c2 = 7,77.
4. Оцениваем число степеней свободы. При условии, что r =2 (при подсчете значений были использованы два основных параметра x и s) t = 10-3 = 7.
5. По таблице 6 Приложения для уровня значимости α=0,05 и числа степеней свободы t =7 определяем критическое значение cα2: cα2 = 14,07.
6. Полученное значение cα2 много больше c2. Поэтому можно считать, что эмпирическое распределение соответствует нормальному на уровне значимости 0,05.
В случае, если гипотеза была бы отвергнута, то следовало бы выдвинуть другую гипотезу о виде распределения либо увеличить объем выборки n, либо сделать и то и другое.