МАРК РЕГНЕРУС ДОСЛІДЖЕННЯ: Наскільки відрізняються діти, які виросли в одностатевих союзах
РЕЗОЛЮЦІЯ: Громадського обговорення навчальної програми статевого виховання ЧОМУ ФОНД ОЛЕНИ ПІНЧУК І МОЗ УКРАЇНИ ПРОПАГУЮТЬ "СЕКСУАЛЬНІ УРОКИ" ЕКЗИСТЕНЦІЙНО-ПСИХОЛОГІЧНІ ОСНОВИ ПОРУШЕННЯ СТАТЕВОЇ ІДЕНТИЧНОСТІ ПІДЛІТКІВ Батьківський, громадянський рух в Україні закликає МОН зупинити тотальну сексуалізацію дітей і підлітків Відкрите звернення Міністру освіти й науки України - Гриневич Лілії Михайлівні Представництво українського жіноцтва в ООН: низький рівень культури спілкування в соціальних мережах Гендерна антидискримінаційна експертиза може зробити нас моральними рабами ЛІВИЙ МАРКСИЗМ У НОВИХ ПІДРУЧНИКАХ ДЛЯ ШКОЛЯРІВ ВІДКРИТА ЗАЯВА на підтримку позиції Ганни Турчинової та права кожної людини на свободу думки, світогляду та вираження поглядів Контакти
Тлумачний словник |
|
|||||||
Критерій КолмогороваДля розподілів, точки яких входять до області лінії 4-10, є можливим одночасно використовувати цілого ряду рівноправних моделей у вигляді трапецій, у вигляді композицій класу „шапо” або у вигляді , де . Вибір одного з цих трьох видів аналітичного опису повинен робитися виходячи з практичної зручності подальшого використання отриманих результатів. Характеристики, що дозволяють виконати топографічну класифікацію розподілу згідно з[1]: Коефіцієнт форми знаходиться з співвідношення: , (5.1) де . (5.2) Ентропійний коефіцієнт: , (5.3) де - вибіркове виправлене СКВ; - вибіркове ентропійне значення похибки; d – ширина інтервалу вибіркового розподілу; m - число інтервалів; n – об’єм вибірки; - частоти; Оцінка контрексцесу (вибірковий контрексцес): , (5.4) де - вибірковий центральний момент 4-го порядку; - середнє арифметичне. При перевірці узгодження емпіричного і теоретичного розподілу розрізняють просту та складну гіпотези у такій формі. Означення 35.Гіпотеза: , де - функція щільності, а - відомий скалярний або векторний параметр теоретичного розподілу, з яким перевіряється згода, називається простою. Означення 36. Гіпотеза : , де - простір параметрів і оцінка скалярного або векторного параметра обчислюється за тією ж самою вибіркою, за якою перевіряється гіпотеза щодо згоди, називається складною. Надалі будемо позначати складну гіпотезу наступним чином . Якщо визначається за іншою вибіркою, то гіпотеза проста. Нижче будемо розглядати виключно складні гіпотези. 5.1 Критерій -Пірсона[2]
Перевірку за критерієм -Пірсона проводять для об’ємів вибірок , коли параметри математичної моделі визначені за емпіричними даними. Інтервали емпіричного та теоретичного розподілів, в яких теоретична частота , об’єднують с сусідніми інтервалами. При цьому кількість отриманих інтервалів групування може бути менше або дорівнює початковій кількості інтервалів, тобто . Спостережуване значення критерію обчислюється за формулою: , (). Кількість ступенів вільності дорівнює: , де - кількість параметрів математичної моделі. Стосовно вибору рівня значимості доцільно дотримуватися наступного правила: якщо , то , а при , . Критичне значення знаходять з таблиць критичних точок. Якщо - стосовно передбачуваного закону відкидають.
5.2 Розподіли статистик непараметричних критеріїв згоди при простих гіпотезах[3]
У разі простих гіпотез граничні розподіли статистик даних критеріїв згоди Колмогорова, Смірнова, і Мізеса відомі і не залежать від виду спостережуваного закону розподілу і, зокрема, від його параметрів. Говорять, що ці критерії є “вільними від розподілу”. Це достоїнство зумовлює широке використання даних критеріїв на практиці. Розподіл статистики , (5.5) де – емпірична функція розподілу, – теоретична функція розподілу, – об'єм вибірки, було одержано Колмогоровим в [2]. При розподіл статистики сходиться рівномірно до розподілу Колмогорова: . (5.6) Найчастіше в критерії Колмогорова (Колмогорова-Смірнова) використовується статистика виду [3]: , (5.7) де , (5.8) , (5.9) , (5.10) - об'єм вибірки, - впорядковані за збільшенням вибіркові значення, - функція закону розподілу, згода з яким перевіряється. Розподіл величини при простій гіпотезі в межі підкоряється закону Колмогорова . Якщо для обчисленого за вибіркою значення статистики виконується нерівність , то немає підстав для відхилення гіпотези .
Читайте також:
|
||||||||
|