- •Организационно-методические указания
- •Вопросы к экзамену по теории вероятностей и математической статистике
- •Теория вероятностей
- •Математическая статистика
- •Варианты контрольных заданий
- •Задание 1
- •Задание 2
- •Задание 3
- •Задание 4
- •Задание 5
- •Задание 6
- •Вариант
- •Вариант
- •Вариант
- •Решение типового варианта
- •Задание 1
- •Задание 2
- •Задание 3
- •Задание 4
- •Задание 5
- •По данным таблицы находим
- •Общее число обследованных экземпляров аппаратуры
- •Задание 6
- •Приложение 1
- •Литература
Задание 5
Задачи 5.01-5.10. 25.03, 24.97, 24.78, 25.32, 24.91, 24.65, 24.72, 25.35, 24.91, 25.37, n =10, γ = 0.95.
Найдем точечные оценки параметров нормального распределения генерального признака, для чего составим расчетную таблицу
|
Номер |
|
|
|
|
xi |
|
|
|
|
|
xi − |
|
|
|
|
(x − |
|
)2 |
|
||||||
|
|
|
|
|
|
x |
||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
x |
|||||||||||||||||||
|
наблюдения |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i |
|
|||
|
1 |
|
|
|
|
25.03 |
|
0.03 |
|
|
|
0.0009 |
|
|||||||||||||
|
2 |
|
|
|
|
24.97 |
|
-0.03 |
|
|
|
0.0009 |
|
|||||||||||||
|
3 |
|
|
|
|
24.78 |
|
-0.22 |
|
|
|
0.0484 |
|
|||||||||||||
|
4 |
|
|
|
|
25.32 |
|
0.32 |
|
|
|
0.1024 |
|
|||||||||||||
|
5 |
|
|
|
|
24.91 |
|
-0.09 |
|
|
|
0.0081 |
|
|||||||||||||
|
6 |
|
|
|
|
24.65 |
|
-0.35 |
|
|
|
0.1225 |
|
|||||||||||||
|
7 |
|
|
|
|
24.72 |
|
-0.28 |
|
|
|
0.0784 |
|
|||||||||||||
|
8 |
|
|
|
|
25.35 |
|
0.35 |
|
|
|
0.1225 |
|
|||||||||||||
|
9 |
|
|
|
|
24.91 |
|
-0.09 |
|
|
|
0.0081 |
|
|||||||||||||
|
10 |
|
|
|
|
25.37 |
|
0.037 |
|
|
|
0.1369 |
|
|||||||||||||
|
∑ |
|
|
|
250.01 |
|
0.01 |
|
|
|
0.6291 |
|
||||||||||||||
Находим несмещенную оценку для a |
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||
|
a = |
|
= 1 |
∑xi = 250.01 |
= 25.00, |
|
|
|
|
|||||||||||||||||
|
x |
|
|
|
||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
i |
10 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
Несмещенная оценка для σ : |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||
|
σ = S = |
|
|
|
|
|
|
|
|
= |
|
|
|
|
||||||||||||
|
∑(xi − |
|
|
|
|
|
)2 /(n −1) |
|
|
= 0.264. |
|
|||||||||||||||
|
x |
|
|
0.6291 9 |
|
|||||||||||||||||||||
|
|
i |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
По таблицам распределения Стьюдента при доверительной |
||||||||||||||||||||||||||
вероятности 1 −α =γ = 0.95 |
и числу степеней свободы ν = n −1 =10 −1 =9 |
|||||||||||||||||||||||||
находим квантиль распределения [ 1, 3 ] |
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||
|
|
tα |
|
|
=tα |
=t0.025;9 = 2.262 . |
||||||||||||||||||||
2 |
;n−1 |
|
|
2 |
;ν |
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
Предельная погрешность точечной оценки математического ожидания |
||||||||||||||||||||||||||
|
ε = tα |
|
|
|
S |
|
|
|
= 2.262 0. |
264 |
= 0.189. |
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||
2 |
;ν |
|
|
n |
|
|
10 |
|
|
|
|
|
|
|
Искомый доверительный интервал для математического ожидания a :
(x −ε; x + ε )= (25.00 − 0.189; 25.00 + 0.189)= (24.811; 25.189).
Доверительный интервал для среднего квадратического отклонения имеет вид
S γ1 <σ < S γ 2 ,
38
где |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
γ1 = |
n −1 |
|
, γ 2 = |
n −1 |
(*) |
||||||
χα2 |
;n−1 |
|
χ2 |
α |
;n−1 |
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
2 |
|
|
|
1− |
2 |
|
|
||
Коэффициенты γ1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
и γ2 |
соответствуют доверительной вероятности |
γ =1 −α и числу степеней свободы ν = n −1 случайной величины χ 2 . По
таблицам [ 1, 3 ] при 1 −α = 0.95 |
и ν = 9 находим γ1 = 0.688 |
и γ 2 =1.826 . |
||||||
Тогда доверительный интервал для σ : |
|
|||||||
0.264 0.688 <σ < 0.264 1.826 или 0.182 <σ < 0.482 . |
||||||||
Замечание. Построение доверительных интервалов для а |
и σ можно |
|||||||
проводить и по методике, изложенной в [ 2, 4 ]. |
|
|||||||
Предельная погрешность оценки |
|
|||||||
ε = t |
S |
|
|
= 2.26 0. |
264 |
= 0.189. |
|
|
|
|
|
|
|||||
γ |
n |
10 |
|
|
||||
|
|
|
|
Здесь tγ = 2.26 найдено по таблице [ 6 ] при n = 10 и γ = 0.95. Доверительный 95% интервал для а:
(x −ε; x + ε)= (25.00 − 0.189; 25.00 + 0.189)= (24.811; 25.19).
Доверительный интервал для среднего квадратического отклонения
S(1 − q) <σ < S(1 + q), q <1,
где q находят по таблице по заданным значениям n и γ .
В нашем случае n =10, γ = 0.95 , поэтому q = 0.65, следовательно,
0.264 (1 − 0.65) <σ < 0.264 (1 + 0.65) 0.092 <σ < 0.436.
Задачи 5.11-5.20.
xi |
4.60 |
4.62 |
4.64 |
4.66 |
4.68 |
4.70 |
4.72 |
4.74 |
4.76 |
ni |
2 |
7 |
12 |
20 |
28 |
15 |
11 |
4 |
1 |
Вычислим точечные оценки параметров нормального распределения. Переходя к условным вариантам ui = (xi – 4.68)/0.02, составим таблицу:
|
|
|
|
|
|
N п/п |
хi |
ni |
ui |
niui |
niui2 |
1 |
4.60 |
2 |
-4 |
-8 |
32 |
2 |
4.62 |
7 |
-3 |
-21 |
63 |
3 |
4.64 |
12 |
-2 |
-24 |
48 |
4 |
4.66 |
20 |
-1 |
-20 |
20 |
5 |
4.68 |
28 |
0 |
0 |
0 |
6 |
4.70 |
15 |
1 |
15 |
15 |
7 |
4.72 |
11 |
2 |
22 |
4 |
8 |
4.74 |
4 |
3 |
12 |
36 |
9 |
4.76 |
1 |
4 |
4 |
16 |
∑ |
|
|
|
-50 |
274 |
39