افهم معايير العمر. معيار Zgody معيار Zgody є

عند تحليل الصفوف المتنوعة في الوردة ، فإن قيمة النمو التجريبيعلامات عادي... من أجل التكرار الكامل للنمو الفعلي ، من الضروري ربطه بالنظرية ، والتي تتميز بالنمو الطبيعي. هذا يعني أنه من الضروري للبيانات الفعلية أن تحسب الترددات النظرية لـ rozpodil العادي الملتوي ، لكن وظيفة التغييرات المقيسة.

بالإضافة إلى ذلك ، يبدو أن المنحنى التجريبي للنمو مطلوب للتوافق مع منحنى النمو الطبيعي.

السمة النشطة للرؤية نظري і تجريبي التردداتيمكن تخصيصها لمؤشرات إحصائية خاصة إضافية ، والتي تسمى معايير ل.

معايير zgodyاسم معيار السماح تجريبي і نظري rozpodіlіv vypadkovym أو مهم ، أي لماذا يجب أن نستخدم الاحتياطات المعطاة من الفرضية الإحصائية المعلقة أم لا؟ Rozpodil general sukupnost، yake won، بسبب فرضية التعليق، يسمى النظري.

Winikak بحاجة إلى النهوض معيار(القاعدة) ، كما سيسمح للحكم ، سواء كان التوزيع بين الفروق التجريبية والنظرية في المتوسط ​​أو المعنى. نمو الياكشو vipadkovimهذا vvazhayut ، مع الأخذ في الاعتبار التحذيرات (vibers) لاستخدام الفرضية المعلقة حول قانون سيادة القانون العامة ، ومن نفسه ، قبول الفرضية ؛ كيف تكبر بارزهذا تحذير بعدم استخدام الفرضية والنظر.

قم بتسمية الترددات التجريبية والنظرية وهي مشتقة من حقيقة أن:

• توزيع vipadkovo وربطه بعدد مترابط من الخطوات ؛
• التوزيع ليس عشوائياً وسيتم تفسيره من خلال حقيقة أن هناك فرضية إحصائية حول هؤلاء ، أن التوزيع العام للتوزيع طبيعي - hibnoy.

في مثل هذه المرتبة ، معايير لالسماح بإظهار أو تأكيد صحة التعليق في حالة وجود عدد من الفرضيات حول طبيعة الارتفاع في السلسلة التجريبية.

التردد التجريبي otrimuyut نتيجة للحذر. الترددات النظريةتأمين الصيغ.

ل قانون النمو الطبيعييمكنك أن تعرف بهذه الطريقة:

• Σƒ أنا - مجموع الترددات السعوية المتراكمة (التراكمية)
• ح - الفرق بين منزلين بخيارين
• σ - شاشة عرض مربعة تهتز
• التصور المعياري (المعياري)
• φ (t) - دالة لكثافة القدرة للتوزيع الطبيعي (المعروفة بالقيمة المحددة لـ t)

Є عدد من المعايير الخاصة بالعمر ، وأفضل امتدادات من هذا القبيل є: المعيار xi-square (Pirson) ، ومعيار Kolmogorov ، ومعيار Romanovsky.

معيار بيرسون χ 2- واحدة من أهمها ، والتي يمكن تمثيلها كمجموع مربعات مفردة للنسب بين الترددات النظرية (f T) والتجريبية (f) حتى الترددات النظرية:

• k هو عدد المجموعات ،
• و أنا - لتعزيز وتيرة الإشارات في المجموعة الأولى ،
• و ت - التردد النظري.

لتوزيع 2 جداول قابلة للطي ، يشار إلى أن معيار χ 2 مهم للغاية بالنسبة للمستوى المعاكس لأهمية α ودرجات الحرية df (أو ν).
مستوى الدلالة α هو قيمة الإشارة الكريمة لفرضية التعليق ، بحيث تكون قيمة حقيقة صحة الفرضية. ص - الموثوقية الإحصائيةاقبل فرضية virnoy. غالبًا ما يتم الاستشهاد بالإحصاءات في ثلاثة مستويات من الأهمية:

α = 0.10 ، todi P = 0.90 (في 10 قطرات من 100)

α = 0.05 ، todi P = 0.95 (في 5 قطرات من 100)

α \ u003d 0.01 ، tody P \ u003d 0.99 (في قطرة واحدة من 100) ، يمكن عرض الفرضية الصحيحة

يبدأ عدد خطوات الحرية df بعدد المجموعات في الصف. وفقًا لعدد الروابط ، يرتفع عدد المؤشرات في السلسلة التجريبية ، المنتصرة بالترددات النظرية المحسوبة ، بحيث يمكن استخدام المؤشرات لربط الترددات التجريبية والنظرية.على سبيل المثال ، عندما virivnyuvanni على منحنيات الوصلة العادية є ثلاثة روابط.توم ، عند تشغيل virivnyuvanniنمو طبيعي ملتويةعدد خطوات الحرية يبدأ yak df \ u003d k-3.لتقييم suttauvosti ، قيمة القيمة ، قارن مع الجدول χ 2 علامة تبويب

مع زيادة إضافية في الصعود النظري والتجريبي χ 2 \ u003d 0 ، χ 2 \ u003e 0. حجم Yaksho χ 2 \ u003e χ 2 علامة تبويب. بعد ذلك ، بالنظر إلى الأهمية المتساوية وعدد درجات الحرية ، فإن الفرضية حول عدم تناسق (غموض) تنوع الرؤية.في بعض الأحيان ، أحجام yaksho χ 2< χ 2 табл то فرضية القبول من P \ u003d (1-α) ممكنة ، لكن الفرق بين الترددات النظرية والتجريبية من نفس النوع. Otzhe ، є أعطني مكانة الإمبراطورية النمو الطبيعي. معيار تطوير Pirson هو المنتصر ، كما لو كان sukupnosty للوصول إلى العظيم (N \ u003e 50) ، في نفس الوقت ، يقع اللوم على تواتر مجموعة الجلد ولكن ليس أقل من 5.

متطلبات تحديد الحد الأقصى من الخسائر في الأرواح بين الترددات التجريبية والنظرية المتراكمة:

de D و d - على ما يبدو ، أقصى فرق بين الترددات المتراكمة والترددات المتراكمة للتذبذبات التجريبية والنظرية.
وفقًا لجدول إحصائيات Kolmogorov ، يكمن الاختلاف في أنه يمكن أن يتغير من 0 إلى 1. عندما يتم عرض P (λ) \ u003d 1 ، يتم عرض نطاق تردد أعلى ، P (λ) \ u003d 0 - زيادة في التردد. طالما أن قيمة P تساوي النسبة إلى القيمة المعروفة لـ λ ، فيمكن تحملها ، لكن الفرق بين النمو النظري والتجريبي غير مستقر ، أي أنه ذو طابع غامض.
السبب الرئيسي لمعيار كولموغوروف المنتصر هو الوصول إلى عدد كبير من الخطوات.

معيار كولموغوروف

من الواضح أن معيار Kolmogorov (λ) يصبح راكدًا عند عكس الفرضيات حول النمو الطبيعي sukupnost العام.يتم تخزين Virіvnuvannya للتوزيع الفعلي وفقًا لمنحنيات التوزيع الطبيعي من مراحل decіlkoh:

1. تحديد الترددات الفعلية والنظرية.
2. خلف البيانات الفعلية ، تبدأ الترددات النظرية لـ rozpodil العادي الملتوي ، مثل وظيفة الإخراج الطبيعي.
3. اعكس الكلمات للإشارة إلى الوضع الطبيعي.

لرابعاأعمدة الجداول:

في MS Excel ، من الطبيعي توفير تأمين لوظيفة التطبيع الإضافية. من الضروري رؤية مجموعة البدائل المتاحة لعدد من الخيارات (صفوف في الجدول الإلكتروني). لا أعرف الرؤية بل وظيفة التطبيع. في نافذة الحوار الخاصة بالبداية في المنتصف ، في بعض الاختلافات ، على ما يبدو ، بأوضح قيمة (X i) ومتوسط ​​(X) وعرض مربع متوسط ​​Ϭ. أكمل العملية بين عشية وضحاهاهجمة المفاتيح Ctrl + Shift + Enter

لالخامسأعمدة الجداول:

تُعرف وظيفة التوزيع الطبيعي φ (t) من الجدول ، وقيمة دالة لابلاس المحلية للقيمة المحددة للإخراج العادي (t)

لالسادسأعمدة الجداول:

والمعيار الخاص بذلك يسمى معيار الأهمية ، وتعريفات التوفيق بين الفرضية حول قانون القاعدة العامة للقانون ، والتي تم أخذ الاهتزاز منها.

في معظم الأوقات ، يتم إعطاء لمحة عن القانون العادي للنتائج التجريبية. لذلك ، سيتم ربط بعقب بعكس النمو التجريبي إلى الوضع الطبيعي.

• المعيار شابيرو أويلكي
• المعيار الحادي عشر مربع
• معيار كولموغوروف سميرنوف لامدا

المعايير شابيرو ويلكي

Umovi zasosuvannya: اهتزاز صغير من Obyagu

H 0 - القاعدة العامة هي أن اهتزاز القاعدة يتم تبنيه وفقًا للقانون العادي.

ح 1 - لا تؤخذ القاعدة العامة في الاعتبار وفق القانون العادي.

الجدول 1 - خوارزمية لتطوير معيار Shapiro-Uilki.

№	x	x	Δk	ك	ank	ankΔk
1	2	3	4	5	6	7
1	11,8	13,8	2	1	0,5739	1,1478
2	12	13,2	1,2	2	0,3291	0,39492
3	12,1	13	0,9	3	0,2141	0,19269
4	12,3	12,8	0,5	4	0,1224	0,0612
5	12,6	12,6	0	5	0,0399	0
6	12,6	12,6
7	12,8	12,3		سوما = ب = 17966
8	13	12,1
9	13,2	12
10	13,8	11,8

إجراء تطوير معيار Shapiro-Uilki

1. صياغة الفرضية H 0 حول أهمية سيادة القانون العامة ، والتي يرفضها القانون العادي. يبدو أن مستوى الأهمية هو α = 0.05.
2. تحية Otrimuєmo vibirku التجريبية (100٪ 1 جدول 1). vipad الخاص بنا لديه n \ u003d 10.
3. Rozrakhovuєmo قيمة تشتت الاهتزاز. للأسهم S 2 \ u003d 0 ، 37.
4. مرتبة تهتز بترتيب متزايد وهبوط (100٪ 2 و 3)
5. Vvazhaєmo rіznitsі Δk (stoovpets 5)
6. 3 الجداول 6 ملاحق (div. V.S. Ivanov ، 1990) القيمة المعروفة لمعدلات ank (مائة حيوان 6)
7. ومن المعروف tvir ankΔk
8. محسوبة ب \ u003d مجموع ankΔk = 1.7966
9. قيمة Rozrahovuєmo لمعيار Wf للصيغة:

1. 3 طاولة. 7 Dodatki (div. VS Ivanov ، 1990) ، من المعروف أن معيار Shapiro-Uilki لـ α \ u003d 0.05 Wcrit \ u003d 0.842 مهم للغاية.
2. فيسنوفوك. لذلك ، مثل Wf \ u003e Wcrit ، يمكننا القول أن البيانات التجريبية تظهر القانون العادي بقيمة متساوية قدرها 0.05.

المعايير XI-SQUARE

إنفصلنا كارل بيرسون... الأساس لتحفيز سلسلة متغير الفاصل والترددات التجريبية (n em) والنظرية (nt) (الشكل 1).

رسم بياني 1. Gistogram ، الذي يميز معدل النمو التجريبي ووظيفة معدل النمو الطبيعي.

فرضية إحصائية: قوة التوزيع العام التي أُخذ منها الاهتزاز ، بناءً على النموذج النظري للتوزيع الطبيعي.

يتم حساب قيمة المعيار الفعلي xi-square بواسطة الصيغة:

نظرًا لأن القيمة الفعلية للمعيار xi-square أكبر ، أو أن المعيار أقل أهمية من xi-square ، فمن الممكن إجراء تغييرات ، لكن التطور التجريبي لا يتوافق مع القانون العادي على مستوى أهمية α .

المعيار الثاني لامدا كولموغوروف سميرنوف

كسره أندريوم ميكولاجوفيتش كولموغوروفيم^ ميكولا فاسيلوفيتش سميرنوفيم.

فرضية إحصائية: وظيفة التوزيع العام (الشكل 2) ، التي يؤخذ منها الاهتزاز ، في شكل وظيفة القانون العادي.

الصورة 2. النقاط الحمراء تراكمية ، مدفوعة على أساس البيانات التجريبية ، المنحنى الأزرق هو الوظيفة النظرية للنمو (النمو الطبيعي).

يتم حساب قيمة المعيار λ f بالصيغة:

Visnovok: أين λ f \ u003e λ crit - النمو التجريبي غير طبيعيعلى نفس القدر من الأهمية α.

المؤلفات

1. الرياضيات والإحصاء الرياضي فيششا: دليل أساسي للجامعات / للزاج. إد. ج. بوبوف. - م.الثقافة الفيزيائية 2007. - 368 ص.
2. أساسيات الإحصاء الرياضي: كتيب Navchalnyy للفيزياء In-tiv. عبادة / إد. ضد. إيفانوفا ، موسكو: الثقافة البدنية والرياضة ، 1990 ، 176 ص.

لذلك ، نظرًا لأن جميع الافتراضات حول طبيعة іnshiy rozpodіlu - ملخص الفرضيات ، وليس الحزم القاطع ، فإن الرائحة الكريهة ، بطبيعة الحال ، مذنبة بسبب الترجمة الإحصائية لما يسمى بمعايير العام الإضافية.

تعطي معايير التطور ، المتصاعدة إلى تأسيس قانون النمو ، القدرة على الإعداد ، إذا كانت الاختلافات بين الترددات النظرية والتجريبية تعتبر غير ضرورية (غامضة) ، وإذا كانت شديدة (غير متدلية) . بمثل هذا التصنيف ، معيار السماح بإظهار أو تأكيد صحة التعليق عند عرض عدد من الفرضيات

حول طبيعة الارتفاع في السلسلة التجريبية وتاريخ النوع ، والذي يمكن اعتماده للنمو التجريبي المحدد للنموذج ، والذي يتم تدويره بواسطة القانون النظري للصعود.

هناك عدد من المعايير للتطوير. غالبًا ما تكون معايير بيرسون ورومانوفسكي وكولموغوروف راكدة. بوضوح їх.

معيار Pearson٪ 2 (xi-square) هو أحد المعايير الرئيسية للتطوير. معيار الدعاية من قبل عالم الرياضيات الإنجليزي كارل بيرسون (1857-1936) لتقييم التباين (suttuvost) للتوزيع بين ترددات الجيل التجريبي والنظري. معيار بيرسون دي دو

عدد المجموعات التي عليها rosbit empirichne rozpodil ؛

يتم تجنب تواتر العلامات في المجموعة الأولى ؛ التردد النظري لتوزيع الجداول ، يشار إلى معيار zgoda٪ 2 للقيمة المعاكسة لعدد معين من خطوات الحرية V (div. Dodatok 4).

مستوى الأهمية و- قيمة الإشارة الكريمة لفرضية التعليق ، بحيث تكون قيمة الفرضية ، إذا تم العثور على الفرضية الصحيحة. التنبؤات الإحصائية ، من حيث أهمية وإسناد الأسماء الأكثر أهمية وأهمها وأهمها ، لها ثلاثة معاني من الأهمية: 1)

أ = 0.10 ، تود P = 0.90 ؛ 2)

أ = 0.05 ، تود P = 0.95 ؛ 3)

أ = 0.01 ، تود P = 0.99.

على سبيل المثال ، تعني القيمة 0.01 أنه في حالة إسقاط واحد من 100 ، قد يتم عرض الفرضية الصحيحة. في الجرعات الاقتصادية ، من المقبول عمليًا استخدام قيمة معقولة قدرها 0.05 ، بحيث يتم عرض الفرضية الصحيحة في 5 نقاط من 100.

بالإضافة إلى ذلك ، يكمن معيار٪ 2 ، الذي يجب أن يبدأ من الجدول ، في عدد خطوات الحرية. يبدأ عدد خطوات الحرية V حيث ارتفع عدد المجموعات في الصف مطروحًا منه عدد الروابط من V.

وفقًا لعدد الروابط ، يرتفع عدد المؤشرات في السلسلة التجريبية ، عندما يتم حساب الترددات النظرية

ترددات كي

إذن ، وقت التوزيع وفقًا لمنحنيات الوردة العادية له ثلاث روابط:

x ~ x "" SU \ u003d a "* x W \ u003d Y

نظرية EMP نظرية الكهرومغناطيسية \ u003e ^ 1EMP ^ / theorem *

أي عندما تكون الفيروسية ، وفقًا لمنحنيات النمو الطبيعي ، يبدأ عدد خطوات الحرية من V \ u003d إلى - 3 ، de to - عدد المجموعات في صف واحد.

في حالة منحنيات Poisson V \ u003d حتى -2 ، لذلك عندما يُطلب من الترددات إلى vikoristoyut 2 ، تكون الحلقة محاطة بـ: x ، 1tg /

لتقييم suttauvost ، تتم مقارنة قيمة٪ 2 المحسوبة مع جدول٪ 2tab.

عند زيادة النمو النظري والتجريبي لـ٪ 2 \ u003d 0 ، يكون الانخفاض٪ 2 \ u003e 0.

Yaksho Khrasch \ u003e Xtabl 'T0 للحصول على أهمية متساوية وعدد خطوات فرضية الحرية V حول عدم تناسق (نوع) توزيع الرؤية.

في حالة المتانة٪ 2acch ^ X2tabL ، فإن السلسلة التجريبية جيدة للاستخدام مع الفرضية المتعلقة بنقل الورود ومن الكفاءة (1 - أ) ، من الممكن تحديد الفرق بين الترددات النظرية .

معيار Vikoristovuchi لـ zgody؟ 2 ، من الضروري أن ترى مثل هذه العقول: 1)

obsyag doslidzhuvanoi sukupnosti مذنب ولكنه كبير (UU \ u003e 50) ، مع تكرار أو عدد مجموعات الجلد المذنب بما لا يقل عن 5.

بمجرد أن ينهار أوموفا ، من الضروري الحصول على تردد صغير مقدمًا ؛ 2)

يمكن أن يتكون النمو التجريبي من الأموال ، التي تم أخذها نتيجة للمغالطة ، بحيث تكون الرائحة الكريهة مذنبة بالاستقلالية.

يتم تحديد الترددات / \\ t في الصف التجريبي للقوائم.

ثم ذ) اتبع الصيغة

معيار رومانوفسكي لمعيار النصر لبيرسون٪ 2 ، بحيث تكون نفس القيمة٪ 2 ، وعدد خطوات الحرية v:

اربح أكثر عندما يكون الجدول مفتوحًا لـ٪ 2.

Yaksho Kr 3 ، ثم لا vypadkovі

من الواضح ، من الناحية النظرية ، أن النمو لا يمكن أن يكون نموذجًا لنمو أكثر تجريبية إلى حد ما.

معيار Kolmogorov X بناءً على قيمة الحد الأقصى للاختلاف بين الترددات المتراكمة وتواتر الظروف التجريبية والنظرية:

X \ u003d -2 \ u003d أو X \ u003d ، iN

de Dud - على ما يبدو أقصى فرق بين الترددات المتراكمة (F - F ") والمتراكمة

وهي الترددات (p - p ") للسلسلة التجريبية والنظرية للقوائم ؛

N هو عدد الآحاد في sukupnostі.

بعد ارتفاع قيمة X ، وفقًا للجدول P (k) (div. Dodatok 6) ، من الممكن تحديد القيمة ، والتي يمكن استخدامها لعرض الترددات التجريبية من الشكل النظري. يمكن أن يتغير عدم حركة P (k) من 0 إلى 1. عند P (k) \ u003d 1 ، تزداد زيادة التردد ، مع P (k) \ u003d 0 - زيادة في التردد. Yaksho A ، مع أخذ قيمة تصل إلى 0.3 ، ثم P (k) \ u003d 1.

السبب الرئيسي للمعيار الفيكتوري لكولموغوروف هو الوصول إلى عدد كبير من الخطوات.

بعقب. علامة التبويب Vikoristovuchi dan_. 5.17 ، إعادة النظر في صحة الفرضية المعلقة حول توزيع الجوائز في المنطقة وفقًا لقانون التوزيع العادي. يتم إعطاء القيم المطلوبة لتطوير معايير النمو في الجدول. 5.19.

الجدول 5.19

حجم القيم لتعيين معايير عمر Pirson x2 و Kolmogorov X Zrostannya ، سم 1 ، 8 8 5 3 161-165 17 16 0.1 25 21 4 166-170 42 40 0.1 67 61 6 171- 175 54 65 1.9 121126 5176-180 73 73 019499 5118185 57 57 0251256 5186-190 38 30 2.1 289286 311-195 11 11 0300297 3 X 300297 6.0 مجموعة من معايير بيرسون

ثم يكون مستوى أهمية الاهتزاز هو \ u003d 0.05 وعدد خطوات الحرية V مهم. في فئة معينة هناك 8 مجموعات وعدد الروابط (المعلمات) للطرق هو 3 ؛ لـ \ u003d 0.05 і V = 5 معيار بيرسون٪ 2 \ u003d 11.07.

لذلك تم عكس yak٪ 2 بواسطة فرضية معلقة ، معيار vikoristovuchi Romanovskiy:

أنا X2 - الخامس أنا 16.0 - 5 أنا 1

cr \ u003d] r \ u003d ^ \ u003d 1 \ u003d --r \ u003d 0.3.

لذلك ، كمعيار رومانوفسكي ، فإنه يدعم أيضًا الفرق بين الترددات التجريبية والنظرية.

من الواضح الآن أن معيار Kolmogorov A ،. يُرى الياك من الطاولة. 5.19 ، الحد الأقصى للاختلاف بين الترددات التراكمية هو 6 ، لذلك B \ u003d تحقق! / 1 P "\\ \ u003d 6. Otzhe ، معيار Kolmogorov

س \ u003d -؟ \ u003d \ u003d \ u003d 0.35.

وفقًا لجدول Dodatka 6 ، تُعرف قيمة iimovirnost عند X \ u003d 0.35: P (X) = 0.9997. يعني Tse ، أنه من imovirnistyu ، بالقرب من واحد ، من الممكن تحديد ، لكن فرضية النمو الطبيعي لا تظهر ، لكن الاختلاف في النمو التجريبي والنظري يمكن أن يكون ذا طبيعة غامضة.

الآن ، بعد التأكد من صحة الفرضية المعلقة للنوع الإضافي من معايير العمر ، من الممكن تحديد النتائج والنتائج من أجل الكفاءة العملية.

بعقب. علامة التبويب Vikoristovuchi dan_. 5.18 ، أعد النظر في الفرضية حول ترتيب عدد الأعطال في السيارات وفقًا لقانون بواسون.

قيم Vyhіdni danі و razrakhunok ، ضرورية لتحديد معايير التطوير ، التوجيه في الجدول. 5.20.

قيمة Pidrachuєmo٪ 2: 2

دفاش ^ / 9

(شعبة الجدول 5.20). xXtabl \ u003d 9 \ u003e 49

(ديف. دوداتوك 4).

التذبذبات٪ 2 محسوبة بهذه الرتبة لا تظهر الفرضية حول ارتفاع عدد الأعطال في السيارات وفقًا لقانون بواسون.

من خلال زيادة التباين المستقل للحجم ξ ، يمكننا توفير دالة إحصائية للتوزيع F * (x). من خلال شكل الوظيفة المركزية ، من الممكن قبول فرضية ، لكن المرجع هو وظيفة نظرية للتوزيع є F (x). الأكثر استقلالية vimіryuvannya (x 1 ، x 2 ، ... ، x n) ، ولكن ضبط الاهتزاز ، يمكنك أن ترى كيف نفس الاختلاف في الحجم من الوظيفة الافتراضية للتوزيع F (x).

من الواضح أنه بين الوظائف F * (x) و F (x) ستكون هناك إجراءات فصل. يعود الفوز بالطعام إلى توزيع التوصيل البيني المشترك للهزاز ، لأن فرضيتنا ليست صحيحة ، لذا فإن وظيفة التوزيع ليست F (x) ، ولكن لأنها هي الإنشاء. من أجل الأكل ، يجب على المرء أن يعترف بمعايير العصر ، وجوهرها في الهجوم. اهتزاز قيمة Δ (F ، F *) ، التي تميز خطوات الاختلاف بين الدالتين F * (x) و F (x). على سبيل المثال ، Δ (F ، F *) \ u003d Sup | F (x) -F * (x) | ، أي الحد الأعلى في x لوحدة الاختلاف.

فرضية Vazhayuyu vіrnoy ، حتى نعرف دالة معدل النمو F (x) ، يمكننا معرفة قانون معدل نمو قيمة الانخفاض Δ (F ، F *) بالنظر إلى الرقم p 0 ، سيكون صغيرًا ، لذلك سنكون غير سعداء عمليًا بالعمل (Δ (F ، F *) \ u003e Δ 0). غسل

نحن نعرف قيمة Δ 0. هنا f (x) هي شدة التوزيع Δ (F ، F *).

الآن يتم حساب قيمة Δ (F ، F *) \ u003d Δ 1 بناءً على النتائج

الاهتزازات ، حتى نعرف إحدى القيم الأكثر شيوعًا لقيمة الإسقاط Δ (F ، F *). إذا كانت 1 ≥Δ 0 ، فهذا يعني أنه من غير المريح عمليًا رؤيتها. يمكننا شرح السعر ، لكن فرضيتنا غير صحيحة. أيضًا ، إذا كانت 1 ≥ Δ 0 ، فسيتم افتراض الفرضية ، ومتى 1<Δ 0 , гипотеза может оказаться неверной, но вероятность этого мала.

في جودة التوزيع خارج الصندوق Δ (F ، F *) ، من الممكن تغيير القيم. هناك العديد من المعايير المختلفة للنمو. على سبيل المثال ، معيار تطوير Kolmogorov أو Mizes أو Pirson أو معيار xi-square.

دع النتائج n vimiryuvan يتم إصدارها في شكل سلسلة إحصائية ترابطية ذات صفوف k.

تحرير (× 0 ، × 1) (في الواقع ، يتم عمل البدلات ، لكن المخصصات مخصصة لمبلغ معين من المال). أصيب Todi imovirnіstya في الجلد من سبع مراتب في المستقبل. سلسلة Vikoristovuchi groupuvati في §11 ، عددي Δ (F ، F *) \ u003d Δ 1 \ u003d وفقًا للصيغة (1). في هذا vipadku.

تتضمن التذبذبات في قانون النمو الافتراضي معلمتين غير محددين ، α و هي الأذن ونهاية الخط ، ثم سيكون عدد خطوات الحرية 7-1-2 \ u003d 4. وفقًا للجدول ، فإن xi -square في نفس الوقت هو 10 -3 \ u003d Δ 0 \ u003d 18. Oskіlki Δ 1 \ u003e Δ 0 ، ثم ستظهر الفرضية حول الكمية المتساوية من العنب في اسم اليوم.

باطل(الأساسية)سأقوم بتسمية فرضية حول ظهور وردة لم يسمع بها من قبل ، وكذلك حول معايير أنواع مختلفة من النمو. المتنافسة (لبديل)أسمي الفرضية ، كيفية الإشراف على الصفر.

على سبيل المثال ، إذا كانت الفرضية الصفرية للحقل موجودة في القبول ، فإن القيمة هي Xوفقًا للقانون ، يمكن تلخيص الفرضية المتنافسة في NSوافق عليها القانون.

المعيار الإحصائي(أو فقط المعايير) أسمي قيمة deyak vipadkov قبل، ياكا تعمل على تحويل الفرضية الصفرية.

عند اختيار معيار غناء ، على سبيل المثال ، معيار ، فإنهم يقسمونهم جميعًا إلى قيمتين غير قابلة للتغيير: إحداهما هي الانتقام من المعيار ، عندما تكون هناك فرضية صفرية يمكن رؤيتها ، ولكن إذا كانت هناك فرضية واحدة.

المجال الحيويقم بتسمية قيمة المعيار ، حيث يتم عرض فرضية صفرية. مجال قبول الفرضيات قم بتسمية قيمة المعيار الذي يتم قبول الفرضيات من أجله. نقاط حرجة قم بتسمية النقاط حيث ستقبل المنطقة الحرجة من المنطقة فرضية الصفر.

بالنسبة لعقبنا ، إذا تم حساب القيمة للقيمة الاهتزازية لمنطقة قبول الفرضية: يتم تحديد قيمة الفرق بموجب القانون. بمجرد حساب القيمة ، سيتم نقلك إلى المنطقة الحرجة ، بحيث تكون الفرضية حول نمو القيمة خارج قانون التمييز.

في حالة وجود مشكلة ، يجب أن يصبح المجال الحرج للظهور غير متوازن ، ومجال قبول فرضية صفرية غير متسق.

2.6.3. معيار ل بيرسون.

أحد أقسام علم الوراثة البيطرية والحيوانية هو إنشاء سلالات وأنواع جديدة تحمل العلامات اللازمة. على سبيل المثال ، تعديل المناعة أو مقاومة الأمراض أو تغيير غطاء المزرعة.

من الناحية العملية ، عند تحليل النتائج ، غالبًا ما يبدو أن النتائج الفعلية في عدد كبير من العالم تتوافق مع القانون النظري للتنمية. كسب الحاجة لتقييم مراحل الإثبات من البيانات الواقعية (التجريبية) والنظرية (الافتراضية). على العموم ، أستطيع أن أرى فرضية لاغية: سيادة القرار مأخوذة من القانون "أ". تتم مراجعة الفرضية حول نقل القانون على أساس قيمة متغيرة خاصة إضافية - معيار العمر.

معايير zgodyقم بتسمية المعيار لإعادة تحويل الفرضيات حول نقل قانون النزاع غير المحسوب.

Є عدد من المعايير للسنوات: بيرسون ، كولموغوروف ، سميرنوفا وغيرها. غالبًا ما يكون معيار بيرسون هو الأكثر شيوعًا.

من الواضح أن معيار بيرسون قد تم تحديده على أساس مراجعة الفرضية حول القانون العادي للحكم العام للقانون. في الوقت نفسه ، سنقوم بتعديل الترددات التجريبية والنظرية (المحسوبة في النطاق الطبيعي الممتد).

أطلق عليه كل من الترددات النظرية والتجريبية لتطور فردي. على فكرة:

الترددات التجريبية 7 15 41 93113 84 25 13 5

الترددات النظرية 5 13 36 89114 91 29 14 6

هناك طريقتان مرئيتان:

يكون تباين الترددات النظرية والتجريبية من نفس النوع (غير مهم) ، بحيث يمكن تطوير اقتراح حول ارتفاع وتيرة الترددات خارج القانون العادي ؛

توزيع الترددات النظرية والتجريبية غير نموذجي (مهم) ، بحيث يتم حساب الترددات النظرية ، من فرضية خاطئة حول التوزيع الطبيعي للاكتفاء العام.

بالنسبة للمعيار الإضافي لتطور بيرسون ، من الممكن تحديد نطاق الترددات النظرية والتجريبية ، بحيث تستند القاعدة العامة ، بسبب القيمة المحددة مسبقًا ، إلى القانون العادي.

Otzhe ، مرحبًا لـ Obyag n Ootrimano التجريبية rozpodil النابض بالحياة:

خيارات ......

الترددات التجريبية .......

يجوز حساب الترددات النظرية في النطاق الطبيعي. إذا كانت الأهمية متساوية ، فمن الضروري إعادة النظر في الفرضية الصفرية: المعدل العام للتوزيع طبيعي.

كمعيار لتحويل فرضية الصفر ، فإن القيمة المقبولة هي

(*)

وبالتالي ، فإن حجم vipadkov هو ، في السنوات الأولى من الماضي ، هناك ارتفاع في العدد ، ولكن في الماضي لا توجد علامة على ذلك. من الواضح أنه كلما كانت الترددات التجريبية والنظرية أقل ، قل المعيار ، ونفس العالم يميز التقارب بين الجيل التجريبي والنظري.

لقد تم إحضار أنه بموجب قانون الارتفاع في نطاق المقادير (*) ، فمن الصحيح من حقيقة أن القاعدة العامة أمرها قانون الصعود ، وهي لا ترقى إلى قانون الصعود في درجات الحرية. إلى ذلك ، فإن قيمة vypadkov (*) تعني من خلال ، والمعيار نفسه يسمى معيار zgody "xi-square".

بشكل ملحوظ ، قيمة المحك ، مرقمة للمعطى بحذر ، من خلال. معيار نقدي مجدول لمستوى معين من الأهمية وعدد خطوات حرية الحمل. في الوقت نفسه ، يبدأ عدد خطوات الحرية بالمساواة ، حسب عدد المجموعات (فترات جزئية) من الاهتزازات أو الطبقات ؛ - عدد المعلمات في الوردة المنقولة. يحتوي التوزيع الطبيعي على معلمتين - التقييم الرياضي ومتوسط ​​الاستجابة التربيعية. أي عدد خطوات الحرية التي يجب أن يعرفها النمو الطبيعي

يتم عرض الخطأ للقيمة المرقمة والقيمة المجدولة ، خذ فرضية صفرية عن النمو الطبيعي للاكتفاء العام. ياكشو ، يمكن اعتبار فرضية Null وقبول فرضية بديلة (القاعدة العامة ليست قرارًا لقانون عادي).

احترام.في حالة المعيار غير المباشر لسن بيرسون ، فإن الوسواس في vibirka مذنب بما لا يقل عن 30. مجموعة الجلد مذنبة بما لا يقل عن 5 خيارات. إذا كان هناك أقل من 5 ترددات في المجموعات ، فيمكنك دمجها مع المجموعات المشبوهة.

في vipad المتحمسة ، يبدأ عدد خطوات الحرية لنمو القيمة xi-squared بالعدد الخارجي للكميات ، وبعد ذلك يمكن للمرء أن يحسب المؤشرات المختلفة ، مطروحًا منه عدد العقول الهادئة ، التي تربط الكميات معًا ، من أجل تغيير إمكانية تغييرها. في أبسط الحالات ، عندما يتم حساب عدد خطوات الحرية ، سيكون هناك أكثر من عدد الفئات ، مخفضًا بواحد. لذلك ، على سبيل المثال ، في حالة الانقسام الثنائي الهجين ، سنكون قادرين على الحصول على الدرجة الرابعة ، لكننا لن نربطها بالفئة الأولى ، والتي تم ربطها بالفعل بالفئة الأولى. إلى ذلك بالنسبة للانقسام الثنائي الهجين ، عدد خطوات الحرية.

بعقب 1.يتم تحديد عدد المراحل في احتمال النمو الفعلي للمجموعات لعدد أمراض السل في الجسم من الناحية النظرية ، حيث تم حسابه عند النظر إلى النمو الطبيعي. تحقق من البيانات الواردة في الجدول:

قرار.

لتساوي الأهمية وعدد خطوات الحرية من جداول النقاط الحرجة للصعود (div. Dodatok 4) ، القيمة معروفة ... قصاصات من الممكن إنشاء مجموعة متنوعة من الأنماط ، بحيث يكون الاختلاف بين الترددات النظرية والفعلية ذا طبيعة غامضة. في مثل هذه الرتبة ، تم من الناحية النظرية توضيح الوقوع الفعلي للمجموعة لعدد قليل من أمراض السل في الجسم.

بعقب 2.من الناحية النظرية ، فإن النمط الظاهري للأفراد الذين يتم خلعهم من قبل الجيل الآخر في حالة التكاثر الهجين للأرانب هو 9: 3: 3: 1 وفقًا لقانون مندل. عندما كان shreshuvannі في جيل آخر ، تم تقليم 120 منطقة ، بما في ذلك 45 منطقة سوداء ذات صوف قصير ، و 30 منطقة سوداء داكنة ، و 25 منطقة داكنة كبيرة مع صوف قصير ، و 20 منطقة أرنب كبير ناعم.

قرار.من الناحية النظرية ، يعتبر فصل النسل مذنباً بإنجاب بعض الأنماط الظاهرية (9: 3: 3: 1). التردد النظري (عدد الرؤوس) لفئة الجلد:

9 + 3 + 3 + 1 \ u003d 16 ، مما يعني أنه يمكنك القيام بذلك ، لكن الأشخاص ذوي الشعر القصير السود سيفعلون ذلك ؛ ناعم أسود - ؛ بليخ قصير الشعر - ؛ بليخ ناعم -.

سوف تتقدم rozpodil التجريبية (الواقعية) على الأنماط الظاهرية 45 ؛ ثلاثين ؛ 25 ؛ عشرين.

سيتم نشر جميع البيانات الموجودة في الجدول:

تم ترقيم معيار Vikoristovuchi لتطوير Pirson:

عدد خطوات الحرية في حالة النظام ثنائي الهجين. لأهمية متساوية نعرف القيمة ... قصاصات من الممكن تغيير النمط ، لكن الفرق بين الترددات النظرية والفعلية لا ينخفض. بالفعل ، تم التعرف على مجموعة من الأرانب مقسمة إلى أنماط ظاهرية وفقًا لقانون مندل في حالة الفصل الثنائي الهجين وتصوير عوامل مختلفة ، بحيث يتغير نوع الانقسام للنمط الظاهري في جيل آخر من الهجينة.

معيار نمو المربع الحادي عشر لبيرسون يمكن أن يكون منتصرًا ولإعداد واحد من قائمتين تجريبية من جانب واحد ، أي في بعض من نفس وبين الطبقات. كفرضية صفرية ، يتم قبول فرضية حول تكافؤ وظيفتين غير محددتين للنمو. يبدأ المعيار xi-square في مثل هذه الحالات بالصيغة

(**)

de і - ملاحظات حول القوائم المكسورة ؛ і - ترددات الفئات ذات الصلة.

محاذاة واضحة لقائمتين تجريبيتين على بعقب الهجوم.

بعقب 3. تم إجراء القياس لمنطقتين من الإقليم. في المنطقة الأولى من الثور ، تم تثبيت الهزاز عند 76 () ، في المنطقة الأخرى ، عند 54 (). نتائج تقدم Otrimani:

Dovzhina (مم)
الترددات
الترددات									-	-	-

بنفس القدر من الأهمية ، من الضروري إعادة النظر في الفرضية الصفرية القائلة بأن الألياف المخالفة يجب أن تكون نفس مجتمع الزوسول.