*
ВІДМІНО
63! Задовільно
8?ш.
/2
ЗАДОВІЛЬНО
90! ВІДМІНО
;
індМ'іо ..а і
і
НЕЗАДОВІЛЬНО
Р
ббіЗДЦОВІІЬНО
76ІДОбРЕ_ _
б2!злдр_вйіьнЬ
і.:
'АЦОбіЙЬНО 'М
ВДМІМО
/0’
ЗАДОВІЛЬНО
71 Задовільно
67! Задовільно /61 добре
00 Добре:
<й
>і.й<и«л:сг"
І'ис.2. Статистичний розподіл неперервного показника.
Лабораторна робота № 2.
нижній
кварталу 18,25 *-
верхній
квар'ил 24,75»— дециль 01 16,9^<—
,ециль
09
7
26,
Ір ;=ПЕРСЕНТИЛЫВ1
:В30;0,9і|
■В41/В40
,
- =ПЕРСЕНТИЛЬ(В1
:В30:0.35> -=МИН(В1:В30) =МАКС(В1:В30)
‘
км?
■
А
1
26
27
78
»'
І)
Ж
середнє
значеь
32
медіана
33
мода
3£
дисперсія
35
серед,
квадр. в
^коефіцієнт
варі;
О
Microsoft ГксоІ - віаііііісі
17,69»-
МЕДИАНА(В1;В30)
=МОДА;В1:ВЗО)
—І=ДИСП(В1
:В30)
-=СТАНДОТКЛОН(В1:ВЗО)
—|=ВЗБ/В
=В35/КОРЕНЬ(30)
—=КВАРТИЛЬ(В1 :В30;1) Ч=КВАРТИЛЬ(В1 :ВЗО;Зі"
; =ПЕ РС ЕНТИЛ Ь(В 1 :В30;0.1) і
[ецильний коес 1,544 процентиль рів( найменше І найбільше 27»
ге за величин 27»
тє знизу 16 »
14»
=КАИ БОЛЬШ И И(В1 :В30;2) =НАИМЕНЬШИЙ(В1 :В30;3)
н К«исялдракт.
Гоїово
і-Ш*»./мші'/товт^я /спрмаи І<.
> і
Рнс. 3. Числові характеристики вибірки.
Лабораторна робота № 3 Довірчі інтервали.
«І1ІЕ
* -3 % і *
а
Середнє
Серед,
кв.відх. і 1.70.9
Половина
довжини і 0.749
;=В21
- В23^лша
межо довірчого Інтервалу
1=^21
+ В23-права межа довірчого інтервалу
•ДОВЕРИТ(0.05;В22;20)
(3.31
:4.81)
МШіЛіАШРШ
•.л
Гне. 4. Довірчий інтервал.
ІЗ!
Рис.
5. Лінія регресії.
Коефіцієнт
кореляції значущий на рівні значущості
а
оскільки Испост)
ЦфІГГ).
•
_
й
і р^г
0,05.
.коефіцієнт кореляції - =КОРРЄЛ(В1 :В2П;С | іС2©
^спост)
♦(крит)
■
; 2.101
:В25’КОРЕН.Ь(18/(1
В25*В25))
■СТЬЮДРАСЛОБРЮ.
> І
Рис. 6. Коефіцієнт кореляції Іїірсона та перевірка його значущості.
І
І'ИС.
7.
Коефіцієнт рангової кореляції Спірмена.
Різниці
частот
Квадрати,
поділом! на тооротичні частоти
4,4308
1,4878
6,5189
6,0837
II
спосіб:
0,0018
-ХИ2ТЕСТ(В4:Р6:Н4:Ц61
Тооротичні
частоти
0,54/Ь
~
29.16
16.484
11,56
44.72
85.207
170!
І
спосіб:
>^2(СП0СТ):
_МЛ2(крИТ):
17.175
ІГПЛГТЛПСЧ/АМЙ -»нйчання
критерій 9,4877!критичне
значення при с г
0.05
:ХИ20БР(0.05;4)
Оскільки
хіЛ2(слост)
> хіл2(крит).
.
то відхиляєш нульову гіпотезу гро
відсутність зв'язку
на
рівні значлчасті с - 0,05.
Гіпотезу
про відсутність зв^одмокна відхилити
і іа рівні значущості а = 0.0018'
ГГ*.-к
-
Р:*&
т
і
15&ії J • V
■
К
Г
1
М
N
_
.
Р ...
Р
О
Імена
інтервалів
Теоретичні
меж
функція
Лапласа
Ймовірнії
Теор.частота
'
Інтервали
Частоти
*
4.1
3
3*1
Ф(2»
№»«
Рі
0і
(пі-лі'у'/п
0-5
4|
0
5
-2.090401
0
0,0183
0,01829
2.377818
1.10668
5
10
1:1
5
10
2.0904008
-1.276772
6.0183
0.1008
0.08255
10.73157
З.П6114
10-15
зз]
10
15
-1.27677181
-0.463143
0.1008
0,3216
0.22079
28,70265
0.6434
15-20
41>
15
20
-0.4631427
0.3504864
0.3216
0,637
0^1538
40,99967
2.6Є-09
20-25
35і
20
25
0.3504864
1 1К41154
0,637
0,8778
0,2408
31,30377
0.43644
25-30
7
25
ЗО
1,1641154
1.9777445
0.8778
0,978
0.09821
12.76728
2.60522
30-35
5
ЗО
35
1.97774451
0.976
1
0.02398
3.11724
1.13715
Сща
130|
1—
Сума
9.99002
8.990024
!
9.487729 -1
=тт0,05;4)
Середнє
значення
а =
Оскільки
спостережене значення менше за криіичне.
.1.
і
Дисперсія
б 37.764793 ^пьову
гіпотезу ,. .
Серед квадр. відх
с{ 6.1453066 про узгодженість з нормальним
розподілом
не
рі вм зі іачущості
о
-
0.05 не
щягаемо
Лабораторна робота № 6.
•.
я .’..і.* 
|
а| н . |
'■! с |
0. |
Ш : |
|
: ІЄ<3 V." |
і! ! |
■ --у-- |
Кі |
С 1 м 1 м І |
||||
1 |
ОО |
75 |
|
|
|
|
Г |
|
! |
|||||
2 |
74 |
88 |
|
|
ДисперсіДисперсія 2 |
— |
Середи Середнє 2 |
|||||||
3 |
78 |
75 |
|
|
80.33 |
76,79 |
|
79.7 |
88,55: |
|||||
4 |
68 103 |
|
|
|
|
|
|
|
|
і- і - ; ‘ |
||||
5 |
91 |
91 |
|
|
|
|
|
|
|
|
ї |
|||
6 |
85 |
96 |
|
|
=ФТЕСТ(В1:В20:С1:С20) |
|
=ТТЕС7(8 і :В20;С 1 :С20:2;2) |
|||||||
7 |
96 |
104 |
|
|
|
. І |
|
|
|
і 1 |
||||
й |
79 |
89 |
|
|
|
і |
|
|
|
і |
||||
У |
83 |
84 |
|
|
|
0.92 |
|
|
|
0,001 |
||||
10 |
68 |
83 |
|
|
|
|
|
|
|
Г І . |
||||
11 |
і ОЧІ |
75 |
|
|
п6ма£ ПіДе ГЗБ 5іД/!мЛл |
гі лУЛиСиУ |
|
смс кульову ГІЛОТ92'' |
||||||
12 |
85! |
95 |
|
|
гіпотезу про рівність дисперсі |
|
про рівність середніх : |
|||||||
13 |
75І |
81 |
|
|
|
|
|
|
|
на рівні значущості а = 0,001 І |
||||
14 |
j 92І |
97 |
|
|
|
|
|
|
|
|
і Г \ |
|||
16 |
89 |
82 |
|
|
|
4 |
|
|
|
|
|
|||
16 |
67 |
95 |
|
|
|
|
|
|
|
|
1 1 ; |
|||
17 |
71 |
89 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
18 |
82 |
84 |
|
|
|
|
|
|
|
|
і : і |
|||
19 |
76 |
88 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
20 |
85 |
97 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
21 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
! "" і |
|||
22 |
|
|
|
|
|
|
|
|
■ |
|
|
|||
23 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
-• |
|
|
|
|
|
|
ГТ -V.: - |
|
|
|||||
Ш'
ще.
І - ■..
І і АйаІСуг
ваші• -ех
»гД.- 1
> І
Лабораторна
робота № 7.
%
'
%!
Абсол.
приріст
уі пани. базисний
Коефіцієнт
^стуіТвмпприї
Срредній
абсол.
2,316
—
І
Ірогноз наступного знамення за допомогою
середнього абсолютного приросту
Г
І 1 1.
Середній
кооф. росту 1.084^ І=СТЕПЕЩВ22/В3;1/19)
Прогноз
наступного знамення за допомогою
середнього коефіцієнта росту
60.729
ГЬмииічииі
ряп
..
$
ЙШШ
■
зо
11
.«
.• V*
.
гА
..і-?:-'"
-Т'Т.-1
0
• У?"
■ -І&у:
І 'ис. 11. Аналіз динамічних рядів. Побудова прогнозу.
Лабораторна
робота № 8.
Рис.
12. Аналіз динамічних рядів. Механічне
та аналітичне вирівнювання.
Ач^^алааціі
ілносегі
;
'Відхилення
г’г
Щ Ш]
13.949-Г ЗЇ495
121
142626 ••.'.2525
019
|=0.1644*019'КІ0334
Е19
|«С19-019
Регресія, побудована
за діапазоном
37:
17,90933 38 18.10207 Ю
17.56933
17.76933
17.56933,
17.36933
_1о*Д5| ІЛ76;
15,6755)
1,292833 16.0201 1.274667
16,0/05
:г
172025
0286833 17.434 0,06467
1726933І"7^Й65
5^1617! І6.736! 17.737^-1
Д01!
.іисіопад
і грудень
і
^Прпіііоі
їилчєиь
покднімко на кожен місяць наступного
року.
Рис.
13. Прогнозування динамічних рядів із
“сезонними змінами”
яяд.—■:'-квяз..
. -'-"^™'т;'.'-" 10) ІЗ^і
137901 Л£Я
1 спосіб.
Розмістимо цю таблицю в діапазоні клітинок А8.В7. В клітинках Е5:Е7 та В8:Т)8 розмістимо маргінальні частоти, тобто знайдемо суми по рядках та стовпцях.
В діапазоні клітинок 04-К8 розмістимо теоретичні частоти та обчислимо для контролю маргінальні частоти, які повинні співпасти з тими, що в емпіричній таблиці.
2В діапазоні А12:Е17 обчислимо різниці між емпіричними та теоретичними частотами, тут маргінальні частоти повинні дорівнювати нулям.
Далі в діапазоні 012:К17 обчислюються квадрати різниць. В А21:Е26 квадрати, знайдені па попередньому кроці, діляться на теоретичну частоту. Спостережене значення іери те рія фактично дорівнює сумі значень в клітинках В23:025, ця сума обчислюється в