жано, щоб кількість інтервалів було непарним.
Межі інтервалів вибираються рівними по довжині (виключаючи перший і останній інтервали), а їх значення визначаються за формулою
,
де m - кількість інтервалів і - різниця між максимальним і мінімальним отсчетами вихідного масиву.
Необхідні розрахункові значення для побудови гістограми наведено в таблиці 2.
Значення кордону інтервалаКол-во відліків в
інтервалі 12345-0,141 -? - 0,12110,185-0,111-0,121 - 0,09420,370-0,11-0,096-0,094 - 0,067162,963-0,085-0,075-0,066-0,067 - 0,04152,778-0,059 -0,049-0,04 - 0,013325,714-0,0310-0,0213 - 0,018-0,013 - 0,014213,889060,0170,02100,014 - 0,041203,7040,0350,0450,0520, 041 - 0,06850,9260,0630,0740,068 - 0,095173,1490,0850,0980,1110,095 - 0,122285,1850,11100,1270,1390,122 - 0,149162,9630,1470, 15120,149 - 176244,4440,1650,1770,1820,176-0,20350,9260,1920,210,2110,203 - +? +10,185200200
- площа прямокутника, рівна ймовірності попадання відліку в інтервал, який є підставою прямокутника, відповідно з цим утворюємо інтервали, і розрахунки зводимо в таблицю.
Кількість інтервалів
4. Висування гіпотези
По виду гістограми можна встановити, що закон розподілу ймовірності результату вимірювання має дві моди (модою називається найбільш ймовірне значення випадкового числа). На підставі цього висуваємо гіпотезу, що результат багаторазового вимірювання безрозмірною величини підпорядковується двухмодальному кругловершінному закону розподілу ймовірності результату вимірювання. br/>
5. Перевірка гіпотези
Перевіримо правдоподібність висунутої гіпотези за допомогою критерію згоди Мозеса ( w 2 - критерій омега-квадрат):
В
Визначено критичні значення для величини n w 2 , які визначається виразом:
В
.
За табл.3 визначаємо, що отримане значення n w 2 менше критичного значення для певного рівня значущості ( , таким чином, висунута гіпотеза про закон розподілу ймовірності результату вимірювання не суперечить експериментальним даним.
Таблиця 3
Рівні значущості q = P (n w 2 > ; z q ...
