Решение:
Точечные оценки параметров нормального закона распределения:
; .
Нормальным называют распределение вероятностей непрерывной случайной величины, которое описывается плотностью
.
В нашем случае:
.
Рассчитаем теоретические относительные частоты:
Нормируем случайную величину Х, т.е. переходим к величине и вычислим концы интервалов ( ):
; (причем наименьшее значение Z полагают равным , а наибольшее ).
Вычислим теоретические вероятности попадания Х в интервалы ( ) по равенству (Ф(z) – функция Лапласа) .
И найдем искомые теоретические частоты .
i |
|
|
|
|
|
|
1 |
|
-1,79 |
-0,5 |
-0,4633 |
0,0367 |
2,202 |
2 |
-1,79 |
-1,15 |
-0,4633 |
-0,3749 |
0,0884 |
5,304 |
3 |
-1,15 |
-0,52 |
-0,3749 |
-0,1985 |
0,1764 |
10,584 |
4 |
-0,52 |
0,12 |
-0,1985 |
0,0478 |
0,2463 |
14,778 |
5 |
0,12 |
0,75 |
0,0478 |
0,2734 |
0,2256 |
13,536 |
6 |
0,75 |
1,39 |
0,2734 |
0,4177 |
0,1443 |
8,658 |
7 |
1,39 |
|
0,4177 |
0,5 |
0,0823 |
4,938 |
|
Всего: |
|
|
|
1 |
60 |
Для того чтобы, при заданном уровне значимости проверить нулевою гипотезу Н0: генеральная совокупность распределена нормально, нужно вычислить теоретические частоты (сделали ранее), а затем наблюдаемое значение критерия.
Найдем число степеней свободы к = s -3, где s – число групп; к = 6 - 3=3 (объединили первую и вторую строки (n <5)).
Расчеты запишем в таблицу:
|
|
|
|
|
|
1 |
8 |
7,506 |
0,494 |
0,244036 |
0,032512 |
2 |
9 |
10,584 |
-1,584 |
2,509056 |
0,237061 |
3 |
16 |
14,778 |
1,222 |
1,493284 |
0,101048 |
4 |
13 |
13,536 |
-0,536 |
0,287296 |
0,021225 |
5 |
8 |
8,658 |
-0,658 |
0,432964 |
0,050007 |
6 |
5 |
4,938 |
0,062 |
0,003844 |
0,000778 |
|
|
|
|
|
=0,443 |
По таблице критических точек распределения , по уровню значимости и числу степеней свободы 2 находим 7,8.
Н0: генеральная совокупность распределена нормально.
Так как, < - нет оснований отвергнуть нулевую гипотезу. Другими словами, расхождение эмпирических и теоретических частот не значимо.