Определение неизвестной функции распределения.
Пусть мы имеем дело с непрерывной случайной величиной , значения которой получены из наблюдений. Разобьем диапазон наблюдаемых значений на интервалы ] X0, X1 [, ] X1, X2 [, ..., ] Xk-1, Xk [ одинаковой длины . Пусть mi - число наблюдаемых значений , попавших в i-й интервал. Разделив mi на общее число наблюдений n, получим частоту , соответствующую i-му интервалу: , причем . Составим следующую таблицу:
Номер интервала | Интервал | mi | |
] X0, X1 [ | m1 | ||
] X1, X2 [ | m2 | ||
... | ... | ... | ... |
k | ] Xk-1, Xk [ | mk |
которая называется статистическим рядом. Эмпирической (или статистической) функцией распределения случайной величины называется частота события, заключающегося в том, что величина в результате опыта примет значение, меньшее x:
На практике достаточно найти значения статистической функции распределения F*(x) в точках X0, X1, ..., Xk, которые являются границами интервалов статистического ряда:
(65) |
Cледует заметить, что F*(x)=0 при x<X0 и F*(x)=1 при x>Xk. Построив точки Mi [Xi ; F*(Xi)] и соединив их плавной кривой, получим приближенный график эмпирической функции распределения (рис. 15). Используя закон больших чисел Бернулли, можно доказать, что при достаточно большом числе n испытаний с вероятностью, близкой к единице, эмпирическая функция распределения F*(x) отличается сколь угодно мало от неизвестной нам функции распределения F(x) cлучайной величины
Часто вместо построения графика эмпирической функции распределения поступают следующим образом. На оси абсцисс откладывают интервалы ] X0, X1 [, ] X1, X2 [, ..., ] Xk-1, Xk [. На каждом интервале строят прямоугольник, площадь которого равна частоте , соответствующей данному интервалу. Высота hi этого прямоугольника равна , где - длинна каждого из интервалов. Ясно, что сумма площадей всех построенных прямоугольников равна единице.
Рассмотрим функцию , которая в интервале ] Xi-1, Xi [ постоянна и равна hi. График этой функции называется гистограммой. Он представляет собой ступенчатую линию (рис. 16). С помощью закона больших чисел Бернулли можно доказать, что при малых и больших n с практической достоверностью как угодно мало отличается от плотности распределения непрерывной случайной величины .
Пример. Измерен диаметр у 270 валов хвостовика. Значения диаметра (в см) оказались в диапазоне 66-90 см. Разбив этот диапазон на интервалы диной 2 см ( =2), получим статистический ряд (см. таблицу)
Номера интервалов | Интервалы | mi | ||
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) |
]66,68[ | 0,015 | 0,008 | ||
]68,70[ | 0,045 | 0,022 | ||
]70,72[ | 0,090 | 0,045 | ||
]72,74[ | 0,152 | 0,076 | ||
]74,76[ | 0,185 | 0,092 | ||
]76,78[ | 0,196 | 0,098 | ||
]78,80[ | 0,144 | 0,072 | ||
]80,82[ | 0,096 | 0,048 | ||
]82,84[ | 0,048 | 0,024 | ||
]84,86[ | 0,019 | 0,009 | ||
]86,88[ | 0,007 | 0,004 | ||
]88,90[ | 0,003 | 0,002 | ||
1,000 |
Построим гистограмму и эмпирическую функцию распределения. Подсчитанные частоты приведены в столбце (4), а значения высотhi прямоугольников гистограммы - в столбце (5). Гистограмма изображена на рис. 17.
Значения эмпирической функции распределения в граничных точках интервалов вычислены по формуле (65) и приведены в следующей таблице:
x | |||||||||||||
F*(x) | 0,015 | 0,060 | 0,150 | 0,302 | 0,487 | 0,683 | 0,827 | 0,923 | 0,971 | 0,990 | 0,997 | 1,000 |
Так, например,
График функции F*(x) изображен на рис.18.
Дата добавления: 2014-11-29; просмотров: 882;