i | xi | i | xi | i | xi |
Табл. 11 должна содержать одинаковое с табл. 10 число данных.
3. По данным табл. 11 выполняются расчеты значений функции распределения .
Пример. Пусть имеется упорядоченная статистическая совокупность размером n = 54. значения i и xi, ч характеризуется следующим: 1–75; 2–80; 3–82; 4–82; 5–85; 6–87; 7–87; 8–91; …. Тогда при х < 75 F(x) = 0; при 75 £ х < 80 F(x) = 1/54 = 0,0185; при 75 £ х < 82 F(x) = 0,019 + 1/54 = 2/54 = 0,037; при 75 £ х < 85 F(x) = 0,037 + 2/54 = =4/54 = 0,0740 и т.д.
Результаты расчета сводятся в таблицу (см. табл. 12).
Таблица 12
Значения функции распределения
х, ч | F*(x) | х, ч | F*(x) |
х < 75 | |||
75 £ х < 80 | 0,0185 | ||
75 £ х < 82 | 0,0370 | ||
75 £ х < 85 | 0,0740 | ||
75 £ х < 87 | 0,0926 | ||
75 £ х < 91 | 0,1296 | ||
… | … |
По информации табл. 12 строится на миллиметровке формата А4 график функции распределения в осях: ось ординат – значение F(х); ось абсцисс – текущая переменная х. Он будет иметь ступенчатую форму, т.к. в точках 75, 80, 82… происходит количественное изменение значений F(х). Однако с увеличением числа опытов ступенчатость будет стремиться к плавной кривой. По виду статистического графика F(х), сравнивая его со стандартными распределениями теоретических законов (см. рис. 6), принимается первая гипотеза о законе распределения исследуемой статистической совокупности.
|
|
На рис. 6 график Э1, соответствует кривой k 3, Э2 – k2 и Э3 – k1 рис. 5.
4. Обоснование второй гипотезы о теоретическом законе.
Для этого формируется группированный статический ряд по форме табл. 13.
Рис. 6. Функция распределения для нормального (Н),
эрланговского (Э) и показательного (П) законов
Весь участок оси абсцисс, на котором расположены значения случайных величин Xi , делится на участки (разряды). Число разрядов определяется по эмпирическому выражению
(84) |
с округлением до целого числа по правилам математики. Оптимальная величина интервала (шаг разряда) определяется по формуле
(85) |
с округлением таким образом, чтобы величина выражалась «круглыми» числами (3,0 или 2,3).
За начало первого интервала принимается значение, равное a 1 = x min – h / 2, начало второго интервала – a 2 = a1 + h, третьего – a 3 = a2 + h и так до тех пор, пока начало следующего по порядку интервала не будет равным или большим х maх. Подобный прием позволяет применительно к исследуемому статическому ряду выявить наиболее характерные его черты.
После этого на базе данных табл. 11 определяется число случайных величин, попавших в тот или иной разряд. Если значение случайной величины совпало со значением границы разряда, то рекомендуется использовать «симметричное» правило, в соответствии с которым половина относится к левому, а другая – к правому разряду. Например, установлены границы разрядов 70 и 80 ч. Тогда, применительно к фрагменту статистического ряда из п.3. настоящей методики в разряд 70–80 попадает 1,5 случайных величин (одна – это значение 75 ч, 0,5 – это половинка второй случайной величины – 80 ч).
|
|
Плотность вероятности определяется отношением вероятности к шагу разряда. Результаты сводятся в табл. 13.
Таблица 13