Оценка нормальности распределения по составному критерию
σzα/2=0,87*2,624=2,283 По данным таблицы 2 видно, что ни одно наблюдение не превосходит 2,283. Следовательно, гипотеза о нормальности согласуется с данными наблюдений. Уровень значимости составного критерия q=qI+qII (6) q≤0,02+0,02=0,04, т.е. гипотеза о нормальности согласуется с данными наблюдений с вероятностью не менее 0,96. 1.1.3 Определение доверительного интервала для математического ожидания Определим интервальную оценку математического ожидания. Рассмотрим случайную величину , которая согласно следствию из теоремы о распределении выборочных характеристик распределена по закону Стьюдента . При заданном значении , пользуясь таблицей, вычислим значение из условия: , (7) где - надежность интервальной оценки. α - генеральное среднее. Из условия ( ) получаем: (8) Таким образом, интервальная оценка надежности для неизвестной генеральной средней, а имеет границы: (9) Выразим границы интервала через исправленную дисперсию .Так как =,то . Поэтому . (10) Значит, границы доверительного интервала можно записать так: , (11) а точность интервальной оценки определить соотношением: (12) Центр интервала находится в точке , но длина интервала 2является случайной величиной, принимающей тем меньшие значения, чем больше значение n. Это объясняется тем, что наличие большей информации yi,…,yn о генеральной совокупности Y позволяет сузить интервал. По выборке объёма 15 найдено среднее значение =19,09. Считая, что генеральная совокупность распределена по нормальному закону с известным D=S=0,81, построим доверительный интервал для математического ожидания с надёжностью γ=0,95. Точность интервальной оценки определяется по формуле. Пользуясь таблицей, находим величину t(0.95;15) и определяем точность : =, тогда интервальная оценка имеет границы (-0,45, +0,45), которые зависят от двух случайных величин и D. Получаем интервал: (18,64<<19,54). 1.1.4 Определение доверительного интервала для дисперсии Пусть случайная , распределённая по закону χ² с (n-1) степенями свободы. Тогда |