какую форму имеет нормальное распределение
Нормальный закон распределения
Нормальный закон распределения случайной величины
Значение для исследований в области физической культуры и спорта (ФКиС)
Нормальное распределение случайной величины (гауссово распределение, распределение Гаусса, распределение Гаусса-Лапласа) – одно из непрерывных распределений, имеющее основополагающую роль в математической статистике. Причинами это являются:
Однако в природе и в области ФКиС встречаются экспериментальные распределения, для описания которых модель нормального распределения малопригодна.
История изучения нормального распределения
Первые исследования по теории вероятностей проводили математик, механик, физик Блез Паскаль и математик Пьер Ферма в середине XVII века. Эти исследования выполнялись по просьбе Шевалье де Мере, азартного игрока в кости, который пытался понять природу выигрыша. В дальнейшем эти исследования заложили основы теории вероятностей (Дж. Гласс, Дж. Стэнли, 1976).
Дальнейшее развитие теория вероятностей получила в XVIII веке. В 1713 году была опубликована книга швейцарского математика Якоба Бернулли «Искусство предположений». В этой книге был рассмотрен ряд вопросов теории вероятностей. Якоб Бернулли ввёл значительную часть современных понятий теории вероятностей, а также изложил правила подсчёта вероятности для сложных событий и дал первый вариант «закона больших чисел», разъясняющего, почему частота события в серии испытаний не меняется хаотично, а в некотором смысле стремится к своему предельному теоретическому значению (то есть вероятности).
В последствии (в 1730 г.) шотландский математик Джеймс Стирлинг опубликовал формулу, аппроксимирующую произведение первых n чисел. Это позволило упростить решение ряда задач, которые встречаются в теории вероятностей. Однако все еще эти задачи оставались трудно разрешимыми.
Эту задачу решил английский математик Абрахам де Муавр. В работе «Доктрина случайностей», которая была издана в 1738 году он привел формулу, аппроксимирующую биномиальное распределение события, вероятность которого была равна 0,5 (рис.1). То есть он нашел уравнение кривой, проходящей через точки графика, изображенного на рис. 1. Эта была формула, которую впоследствии стали называть формулой нормального распределения вероятностей. Появление формулы нормального распределения значительно упростило расчеты вероятностей событий.
В начале XIX века (в 1812 г.) французский математик, механик, физик и астроном Пьер-Симон де Лаплас обобщил результаты А. Муавра для произвольного биномиального распределения.
Рис.1. Биномиальное распределение
Одновременно с П. Лапласом в 1809 году немецкий математик, механик, физик и астроном Карл Фридрих Гаусс в сочинении «Теория движения небесных тел» использовал формулу нормального распределения для описания случайных ошибок, возникающих в результате многократных измерений движений небесных тел. К.Ф. Гаусс внес настолько большой вклад в разработку теории нормального распределения, что впоследствии это распределение стали назвать гауссово распределение или распределение Гаусса-Лапласса.
В начале ХХ века бельгийский математик, астроном и социолог Адольф Кетле одним из первых применил нормальный закон распределения случайной величины к анализу биологических и социальных процессов. Изучая распределение солдат американской армии по росту, Адольф Кетле обратил внимание, что распределение роста подчиняется нормальному закону. Он писал: «…Человеческий рост, изменяющийся, по-видимому, самым случайным образом, тем не менее подчиняется самым точным законам, и эта особенность свойственна не только росту, она проявляется также в весе, силе, быстроте передвижений человека, во всех его физических … и нравственных способностях. Этот великий принцип… разнообразящий проявление человеческих способностей…кажется нам одним из самых удивительных законов мира» (А.Кетле, 1911).
В настоящее время нормальное распределение широко используется в биологии, медицине, экономике и других областях науки.
Более подробно о методах статистической обработки данных рассказано в книгах:
Формула нормального распределения
Формула, описывающая нормальный закон распределения случайной величины, имеет следующий вид:
где: μ — генеральное среднее арифметическое; σ — генеральное стандартное отклонение, е — основание натуральных логарифмов, приблизительно равное 2,719, π — число, приблизительно равное 3,142; xi — конкретное значение признака.
Пусть Вас не пугает эта формула. Сейчас мы с ней разберемся. Для начала давайте посмотрим, как выглядит график, построенный на основе этой формулы. Зададим значения μ=0 и σ=1. Хочу заметить, что μ и σ — это просто числа. Их еще называют параметрами распределения. Поэтому критерии, в формулу расчета которых входят параметры распределения называют параметрическими. Например, параметрическим критерием является t-критерий Стьюдента. В формулу расчета критерия Стьюдента входят параметры μ и σ. Кривая нормального распределения вероятностей имеет вид (рис.2).
Рис.2. График плотности вероятностей нормального распределения при μ=0 и σ=1.
Если мы поменяем параметры, то получим следующее. Изменение параметра μ будет сдвигать график вдоль оси Х. Например при μ=3 график сместится вправо вдоль оси Х (рис.3).
Рис.3. График плотности вероятностей нормального распределения при μ=3 и σ=1.
Рис.4. График плотности вероятностей нормального распределения при μ=0 и σ=3.
Свойства нормального распределения
Нормированное отклонение
В области математической статистики важное место занимает нормированное отклонение (t) – показатель, представляющий отклонение той или иной варианты от средней величины, отнесенное к значению стандартного отклонения. Нормированное отклонение рассчитывает по формуле:
Нормированное отклонение позволяет установить, на сколько «сигм» отклоняются варианты от среднего значения. Например, необходимо определить насколько «сигм» отклоняется значение роста человека, равное 180 см от среднего, если среднее арифметическое равно 170 см, а «сигма», то есть стандартное отклонение равно 10 см. Подставив эти значения в формулу, получим: t= (180-170)/10 = 1.
Ответ: значение роста человека, равное 180 см отклоняется от среднего на одну «сигму».
Нормированное нормальное распределение
Рис.5. Нормированное нормальное распределение роста мужчин с параметрами: µ=0; σ = 1.
Формула нормального распределения описывает целое семейство кривых, зависящих от двух параметров μ и σ, которые могут принимать любые значения. Поэтому возможно бесконечно много нормально распределенных совокупностей.
Чтобы избежать неудобств, связанных с расчетами для каждого конкретного случая в до компьютерную эпоху было предложено использовать нормированное (стандартное) нормальное распределение, для которого были составлены подробные таблицы. Нормированное нормальное распределение имеет параметры: µ=0; σ = 1 (рис.1, 5). Это распределение получается, если пронормировать нормально распределенную величину Х по формуле:
Для нормированного нормального распределения характерно, что в интервал µ± σ попадают 68 % всех результатов, в интервал µ± 2σ попадают 95% всех результатов, в интервал µ± 3σ попадают 99 % всех результатов.
Критерии согласия
Чтобы проверить, соответствует ли распределение нормальному закону, существует много методов.
Можно использовать свойства нормального распределения (равенство среднего, моды и медианы).
Однако более точные результаты дают критерии согласия. В зависимости от объема выборки (n) следует использовать различные критерии:
Нормальное распределение (Гаусса) в Excel
В статье подробно показано, что такое нормальный закон распределения случайной величины и как им пользоваться при решении практически задач.
Нормальное распределение в статистике
История закона насчитывает 300 лет. Первым открывателем стал Абрахам де Муавр, который придумал аппроксимацию биномиального распределения еще 1733 году. Через много лет Карл Фридрих Гаусс (1809 г.) и Пьер-Симон Лаплас (1812 г.) вывели математические функции.
Лаплас также обнаружил замечательную закономерность и сформулировал центральную предельную теорему (ЦПТ), согласно которой сумма большого количества малых и независимых величин имеет нормальное распределение.
Нормальный закон не является фиксированным уравнением зависимости одной переменной от другой. Фиксируется только характер этой зависимости. Конкретная форма распределения задается специальными параметрами. Например, у = аx + b – это уравнение прямой. Однако где конкретно она проходит и под каким наклоном, определяется параметрами а и b. Также и с нормальным распределением. Ясно, что это функция, которая описывает тенденцию высокой концентрации значений около центра, но ее точная форма задается специальными параметрами.
Кривая нормального распределения Гаусса имеет следующий вид.
График нормального распределения напоминает колокол, поэтому можно встретить название колоколообразная кривая. У графика имеется «горб» в середине и резкое снижение плотности по краям. В этом заключается суть нормального распределения. Вероятность того, что случайная величина окажется около центра гораздо выше, чем то, что она сильно отклонится от середины.
На рисунке выше изображены два участка под кривой Гаусса: синий и зеленый. Основания, т.е. интервалы, у обоих участков равны. Но заметно отличаются высоты. Синий участок удален от центра, и имеет существенно меньшую высоту, чем зеленый, который находится в самом центре распределения. Следовательно, отличаются и площади, то бишь вероятности попадания в обозначенные интервалы.
Формула нормального распределения (плотности) следующая.
Формула состоит из двух математических констант:
е – основание натурального логарифма 2,718;
двух изменяемых параметров, которые задают форму конкретной кривой:
m – математическое ожидание (в различных источниках могут использоваться другие обозначения, например, µ или a);
ну и сама переменная x, для которой высчитывается плотность вероятности.
Конкретная форма нормального распределения зависит от 2-х параметров: математического ожидания (m) и дисперсии ( σ 2 ). Кратко обозначается N(m, σ 2 ) или N(m, σ). Параметр m (матожидание) определяет центр распределения, которому соответствует максимальная высота графика. Дисперсия σ 2 характеризует размах вариации, то есть «размазанность» данных.
Параметр математического ожидания смещает центр распределения вправо или влево, не влияя на саму форму кривой плотности.
А вот дисперсия определяет остроконечность кривой. Когда данные имеют малый разброс, то вся их масса концентрируется у центра. Если же у данных большой разброс, то они «размазываются» по широкому диапазону.
Плотность распределения не имеет прямого практического применения. Для расчета вероятностей нужно проинтегрировать функцию плотности.
Вероятность того, что случайная величина окажется меньше некоторого значения x, определяется функцией нормального распределения:
Используя математические свойства любого непрерывного распределения, несложно рассчитать и любые другие вероятности, так как
P(a ≤ X 0 =1 и остается рассчитать только соотношение 1 на корень из 2 пи.
Таким образом, по графику хорошо видно, что значения, имеющие маленькие отклонения от средней, выпадают чаще других, а те, которые сильно отдалены от центра, встречаются значительно реже. Шкала оси абсцисс измеряется в стандартных отклонениях, что позволяет отвязаться от единиц измерения и получить универсальную структуру нормального распределения. Кривая Гаусса для нормированных данных отлично демонстрирует и другие свойства нормального распределения. Например, что оно является симметричным относительно оси ординат. В пределах ±1σ от средней арифметической сконцентрирована большая часть всех значений (прикидываем пока на глазок). В пределах ±2σ находятся большинство данных. В пределах ±3σ находятся почти все данные. Последнее свойство широко известно под названием правило трех сигм для нормального распределения.
Функция стандартного нормального распределения позволяет рассчитывать вероятности.
Понятное дело, вручную никто не считает. Все подсчитано и размещено в специальных таблицах, которые есть в конце любого учебника по статистике.
Таблица нормального распределения
Таблицы нормального распределения встречаются двух типов:
— таблица плотности;
— таблица функции (интеграла от плотности).
Таблица плотности используется редко. Тем не менее, посмотрим, как она выглядит. Допустим, нужно получить плотность для z = 1, т.е. плотность значения, отстоящего от матожидания на 1 сигму. Ниже показан кусок таблицы.
В зависимости от организации данных ищем нужное значение по названию столбца и строки. В нашем примере берем строку 1,0 и столбец 0, т.к. сотых долей нет. Искомое значение равно 0,2420 (0 перед 2420 опущен).
Функция Гаусса симметрична относительно оси ординат. Поэтому φ(z)= φ(-z), т.е. плотность для 1 тождественна плотности для -1, что отчетливо видно на рисунке.
Чтобы не тратить зря бумагу, таблицы печатают только для положительных значений.
На практике чаще используют значения функции стандартного нормального распределения, то есть вероятности для различных z.
В таких таблицах также содержатся только положительные значения. Поэтому для понимания и нахождения любых нужных вероятностей следует знать свойства стандартного нормального распределения.
Функция Ф(z) симметрична относительно своего значения 0,5 (а не оси ординат, как плотность). Отсюда справедливо равенство:
Это факт показан на картинке:
Значения функции Ф(-z) и Ф(z) делят график на 3 части. Причем верхняя и нижняя части равны (обозначены галочками). Для того, чтобы дополнить вероятность Ф(z) до 1, достаточно добавить недостающую величину Ф(-z). Получится равенство, указанное чуть выше.
Если нужно отыскать вероятность попадания в интервал (0; z), то есть вероятность отклонения от нуля в положительную сторону до некоторого количества стандартных отклонений, достаточно от значения функции стандартного нормального распределения отнять 0,5:
Для наглядности можно взглянуть на рисунок.
На кривой Гаусса, эта же ситуация выглядит как площадь от центра вправо до z.
Довольно часто аналитика интересует вероятность отклонения в обе стороны от нуля. А так как функция симметрична относительно центра, предыдущую формулу нужно умножить на 2:
Под кривой Гаусса это центральная часть, ограниченная выбранным значением –z слева и z справа.
Указанные свойства следует принять во внимание, т.к. табличные значения редко соответствуют интересующему интервалу.
Для облегчения задачи в учебниках обычно публикуют таблицы для функции вида:
Если нужна вероятность отклонения в обе стороны от нуля, то, как мы только что убедились, табличное значение для данной функции просто умножается на 2.
Теперь посмотрим на конкретные примеры. Ниже показана таблица стандартного нормального распределения. Найдем табличные значения для трех z: 1,64, 1,96 и 3.
Как понять смысл этих чисел? Начнем с z=1,64, для которого табличное значение составляет 0,4495. Проще всего пояснить смысл на рисунке.
То есть вероятность того, что стандартизованная нормально распределенная случайная величина попадет в интервал от 0 до 1,64, равна 0,4495. При решении задач обычно нужно рассчитать вероятность отклонения в обе стороны, поэтому умножим величину 0,4495 на 2 и получим примерно 0,9. Занимаемая площадь под кривой Гаусса показана ниже.
Таким образом, 90% всех нормально распределенных значений попадает в интервал ±1,64σ от средней арифметической. Я не случайно выбрал значение z=1,64, т.к. окрестность вокруг средней арифметической, занимающая 90% всей площади, иногда используется для проверки статистических гипотез и расчета доверительных интервалов. Если проверяемое значение не попадает в обозначенную область, то его наступление маловероятно (всего 10%).
Для проверки гипотез, однако, чаще используется интервал, накрывающий 95% всех значений. Половина вероятности от 0,95 – это 0,4750 (см. второе выделенное в таблице значение).
Для этой вероятности z=1,96. Т.е. в пределах почти ±2σ от средней находится 95% значений. Только 5% выпадают за эти пределы.
Еще одно интересное и часто используемое табличное значение соответствует z=3, оно равно по нашей таблице 0,4986. Умножим на 2 и получим 0,997. Значит, в рамках ±3σ от средней арифметической заключены почти все значения.
Так выглядит правило 3 сигм для нормального распределения на диаграмме.
С помощью статистических таблиц можно получить любую вероятность. Однако этот метод очень медленный, неудобный и сильно устарел. Сегодня все делается на компьютере. Далее переходим к практике расчетов в Excel.
Нормальное распределение в Excel
В Excel есть несколько функций для подсчета вероятностей или обратных значений нормального распределения.
Функция НОРМ.СТ.РАСП
Функция НОРМ.СТ.РАСП предназначена для расчета плотности ϕ( z ) или вероятности Φ(z) по нормированным данным (z).
z – значение стандартизованной переменной
интегральная – если 0, то рассчитывается плотность ϕ( z ) , если 1 – значение функции Ф(z), т.е. вероятность P(Z
Нормальный закон распределения вероятностей
Без преувеличения его можно назвать философским законом. Наблюдая за различными объектами и процессами окружающего мира, мы часто сталкиваемся с тем, что чего-то бывает мало, и что бывает норма: 
Перед вами принципиальный вид функции плотности нормального распределения вероятностей, и я приветствую вас на этом интереснейшем уроке.
Какие можно привести примеры? Их просто тьма. Это, например, рост, вес людей (и не только), их физическая сила, умственные способности и т.д. Существует «основная масса» (по тому или иному признаку) и существуют отклонения в обе стороны.
Это различные характеристики неодушевленных объектов (те же размеры, вес). Это случайная продолжительность процессов, например, время забега стометровки или превращения смолы в янтарь. Из физики вспомнились молекулы воздуха: среди них есть медленные, есть быстрые, но большинство двигаются со «стандартными» скоростями.
Более того, даже дискретные распределения бывают близкИ к нормальному, и в конце урока мы раскроем важный секрет «нормальности». Но прежде, математика, математика, математика, которая в древности не зря считалась философией!
Непрерывная случайная величина 
, распределённая по нормальному закону, имеет функцию плотности 
(не пугаемся) и однозначно определяется параметрами 
и 
.
Данная функция получила фамилию некоронованного короля математики, и я не могу удержаться, чтобы не запостить: 
Одну из таких купюр мне довелось лично держать в руках, и ещё будучи школьником я внимательно изучил функцию Гаусса. Педантичные немцы отобразили все её особенности (на картинке видно плохо), и мы с толком, с расстановкой приступаем к их немцев изучению.
Начнём с того, что для функции 
выполнены свойства плотности вероятностей , а именно 
(почему?) и 
, откуда следует, что нормально распределённая случайная величина достоверно примет одно из действительных значений. Теоретически – какое угодно, практически – узнаем позже.
Любопытно отметить, что сам по себе неопределённый интеграл 
является неберущимся, однако указанный выше несобственный интеграл сходится и равен 
. Вычисления для простейшего случая 
можно найти здесь, все же остальные варианты сводятся к нему с помощью линейной замены 
.
Следующие замечательные факты я тоже приведу без доказательства:
– то есть, математическое ожидание нормально распределённой случайной величины в точности равно «а», а среднее квадратическое отклонение в точности равно «сигме»: 
.
Эти значения выводятся с помощью общих формул математического ожидания и дисперсии, и желающие / нуждающиеся могут ознакомиться с подробными выкладками в учебной литературе, и совсем здОрово, если вам удастся провести их самостоятельно.
Ну а мы переходим к насущным практическим вопросам. Практики сегодня будет много, и она будет интересна не только «чайникам», но и более подготовленным читателям:
Нормально распределённая случайная величина задана параметрами 
. Записать её функцию плотности и построить график.
Несмотря на кажущуюся простоту задания, в нём существует немало тонкостей.
Первый момент касается обозначений. Они стандартные, и никаких вольностей: математическое ожидание обозначают буквой 
(реже 
или 
(«мю»)), а стандартное отклонение – буквой 
. Кстати, обратите внимание на формулировку: в условии ничего не сказано о сущности параметров «а» и «сигма», и несведущий человек может только догадываться, что это такое.
Решение начнём шаблонной фразой: функция плотности нормально распределённой случайной величины имеет вид 
. В данном случае 
и: 
Первая, более лёгкая часть задачи выполнена. Теперь график. Вот на нём-то, на моей памяти, студентов «заворачивали» десятки раз, причём, многих неоднократно. По той причине, что график 
обладает несколькими принципиальными особенностями, которые нужно обязательно отобразить на чертеже.
Сначала полная картина, затем комментарии: 
Строим декартову систему координат. При выполнении чертежа от руки во многих случаях оптимален следующий масштаб:
по оси абсцисс: 2 тетрадные клетки = 1 ед.;
по оси ординат: 2 тетрадные клетки = 0,1 ед., при этом саму ось следует расположить из тех соображений, что в точке 
функция достигает максимума, и вертикальная прямая 
(на чертеже отсутствует) является линией симметрии графика.
И логично, что в первую очередь удобно найти максимум функции. В данном примере он находится в точке 
: 
Отмечаем вершину графика (красная точка).
Далее вычислим значения функции при 
, а точнее только одно из них – в силу симметрии графика они равны: 
Отмечаем синим цветом.
Внимание! 
– это точки перегиба нормальной кривой. На интервале 
график является выпуклым, а на крайних интервалах – вогнутым.
Далее отклоняемся от центра ещё на одно стандартное отклонение 
и рассчитываем высоту: 
Отмечаем точки на чертеже (зелёный цвет) и видим, что этого вполне достаточно.
На завершающем этапе аккуратно чертим график, и особо аккуратно отражаем его выпуклость / вогнутость! Ну и, наверное, вы давно поняли, что ось абсцисс – это горизонтальная асимптота, и «залезать» за неё категорически нельзя!
При электронном оформлении решения график легко построить в Экселе, и неожиданно для самого себя я даже записал короткий видеоролик на эту тему. Но сначала поговорим о том, как меняется форма нормальной кривой в зависимости от значений 
и 
.
При увеличении или уменьшении «а» (при неизменном «сигма») график сохраняет свою форму и перемещается вправо / влево соответственно. Так, например, при 
функция принимает вид 
и наш график «переезжает» на 3 единицы влево – ровнехонько в начало координат: 
Нормально распределённая величина с нулевым математическим ожиданием получила вполне естественное название – центрированная; её функция плотности 
– чётная, и график симметричен относительно оси ординат.
В случае изменения «сигмы» (при постоянном «а»), график «остаётся на месте», но меняет форму. При увеличении 
он становится более низким и вытянутым, словно осьминог, растягивающий щупальца. И, наоборот, при уменьшении 
график становится более узким и высоким – получается «удивлённый осьминог». Так, при уменьшении «сигмы» в два раза: 
предыдущий график сужается и вытягивается вверх в два раза: 
Всё в полном соответствии с геометрическими преобразованиями графиков.
Нормальное распределёние с единичным значением «сигма» называется нормированным, а если оно ещё и центрировано (наш случай), то такое распределение называют стандартным. Оно имеет ещё более простую функцию плотности, которая уже встречалась в локальной теореме Лапласа: 
. Стандартное распределение нашло широкое применение на практике, и очень скоро мы окончательно поймём его предназначение.
Ну а теперь смотрим кино:
Да, совершенно верно – как-то незаслуженно у нас осталась в тени функция распределения вероятностей. Вспоминаем её определение:
– вероятность того, что случайная величина 
примет значение, МЕНЬШЕЕ, чем переменная 
, которая «пробегает» все действительные значения до «плюс» бесконечности.
Внутри интеграла обычно используют другую букву, чтобы не возникало «накладок» с обозначениями, ибо здесь каждому значению 
ставится в соответствие несобственный интеграл 
, который равен некоторому числу из интервала 
.
Почти все значения 
не поддаются точному расчету, но как мы только что видели, с современными вычислительными мощностями с этим нет никаких трудностей. Так, для функции 
стандартного распределения 
соответствующая экселевская функция вообще содержит один аргумент:
Раз, два – и готово:
На чертеже хорошо видно выполнение всех свойств функции распределения, и из технических нюансов здесь следует обратить внимание на горизонтальные асимптоты и точку перегиба 
.
Теперь вспомним одну из ключевых задач темы, а именно выясним, как найти 
– вероятность того, что нормальная случайная величина 
примет значение из интервала 
. Геометрически эта вероятность равна площади между нормальной кривой и осью абсцисс на соответствующем участке: 
но каждый раз вымучивать приближенное значение 
неразумно, и поэтому здесь рациональнее использовать «лёгкую» формулу: 
.
! Вспоминаем также, что 
Тут можно снова задействовать Эксель, но есть пара весомых «но»: во-первых, он не всегда под рукой, а во-вторых, «готовые» значения 
, скорее всего, вызовут вопросы у преподавателя. Почему?
Об этом я неоднократно рассказывал ранее: в своё время (и ещё не очень давно) роскошью был обычный калькулятор, и в учебной литературе до сих пор сохранился «ручной» способ решения рассматриваемой задачи. Его суть состоит в том, чтобы стандартизировать значения «альфа» и «бета», то есть свести решение к стандартному распределению:
Примечание: функцию 
легко получить из общего случая 
с помощью линейной замены 
. Тогда 
и: 
и из проведённой замены как раз следует формула 
перехода от значений 
произвольного распределения – к соответствующим значениям 
стандартного распределения.
Зачем это нужно? Дело в том, что значения 
скрупулезно подсчитаны нашими предками и сведены в специальную таблицу, которая есть во многих книгах по терверу. Но ещё чаще встречается таблица значений 
, с которой мы уже имели дело в интегральной теореме Лапласа:
В силу очевидной нечётности функции Лапласа (
), в таблице представлены её значения только для положительных «икс», и по причине симметрии нормального распределения этого оказывается достаточно. Итак, вероятность того, что нормальная случайная величина 
с параметрами 
и 
примет значение из интервала 
, можно вычислить по формуле:
, где 
– функция Лапласа.
Таким образом, наша задача становится чуть ли не устной! Порой, здесь хмыкают и говорят, что метод устарел. Может быть…, но парадокс состоит в том, что «устаревший метод» очень быстро приводит к результату! И ещё в этом заключена большая мудрость – если вдруг пропадёт электричество или восстанут машины, то у человечества останется возможность заглянуть в бумажные таблицы и спасти мир =)
Из пункта 
ведётся стрельба из орудия вдоль прямой 
. Предполагается, что дальность полёта распределена нормально с математическим ожиданием 1000 м и средним квадратическим отклонением 5 м. Определить (в процентах) сколько снарядов упадёт с перелётом от 5 до 70м.
Решение: в задаче рассматривается нормально распределённая случайная величина 
– дальность полёта снаряда, и по условию 
.
Если в нашем распоряжении есть таблица значений функции 
, то используем формулу 
: 
Для самопроверки можно задействовать экселевскую функцию =НОРМСТРАСП(z) или напрямую «забить» 
и затем 
в Пункт 9 расчётного макета.
Если же в нашем распоряжении есть таблица значений функции Лапласа 
, то решаем через неё: 
Дробные значения традиционно округляем до 4 знаков после запятой, как это сделано в типовой таблице. И для контроля есть Пункт 5 макета.
Напоминаю, что 
, и во избежание путаницы всегда контролируйте, таблица КАКОЙ функции перед вашими глазами.
Ответ требуется дать в процентах, поэтому рассчитанную вероятность нужно умножить на 100 и снабдить результат содержательным комментарием:
– с перелётом от 5 до 70 м упадёт примерно 15,87% снарядов
Диаметр подшипников, изготовленных на заводе, представляет собой случайную величину, распределенную нормально с математическим ожиданием 1,5 см и средним квадратическим отклонением 0,04 см. Найти вероятность того, что размер наугад взятого подшипника колеблется от 1,4 до 1,6 см.
В образце решения и далее я буду использовать функцию Лапласа, как самый распространённый вариант. Кстати, обратите внимание, что согласно формулировке, здесь можно включить концы интервала в рассмотрение. Впрочем, это не критично.
И уже в этом примере нам встретился особый случай – когда интервал 
симметричен относительно математического ожидания. В такой ситуации его можно записать в виде 
и, пользуясь нечётностью функции Лапласа, упростить рабочую формулу:
Параметр «дельта» называют отклонением от математического ожидания, и двойное неравенство можно «упаковывать» с помощью модуля:
– вероятность того, что значение случайной величины 
отклонится от математического ожидания менее чем на 
.
Хорошо то решение, которое умещается в одну строчку:)
– вероятность того, что диаметр наугад взятого подшипника отличается от 1,5 см не более чем на 0,1 см.
Результат этой задачи получился близким к единице, но хотелось бы ещё бОльшей надежности – а именно, узнать границы, в которых находится диаметр почти всех подшипников. Существует ли какой-нибудь критерий на этот счёт? Существует! На поставленный вопрос отвечает так называемое
правило «трех сигм»
Его суть состоит в том, что практически достоверным является тот факт, что нормально распределённая случайная величина 
примет значение из промежутка 
.
И в самом деле, вероятность отклонения от матожидания менее чем на 
составляет:
или 99,73%
В «пересчёте на подшипники» – это 9973 штуки с диаметром от 1,38 до 1,62 см и всего лишь 27 «некондиционных» экземпляров.
В практических исследованиях правило «трёх сигм» обычно применяют в обратном направлении: если статистически установлено, что почти все значения исследуемой случайной величины укладываются в интервал длиной 6 стандартных отклонений, то появляются веские основания полагать, что эта величина распределена по нормальному закону. Проверка осуществляется с помощью теории статистических гипотез.
Продолжаем решать суровые советские задачи:
Случайная величина 
ошибки взвешивания распределена по нормальному закону с нулевым математическим ожиданием и стандартным отклонением 3 грамма. Найти вероятность того, что очередное взвешивание будет проведено с ошибкой, не превышающей по модулю 5 грамм.
Решение очень простое. По условию, 
и сразу заметим, что при очередном взвешивании (чего-то или кого-то) мы почти 100% получим результат с точностью до 9 грамм. Но в задаче фигурирует более узкое отклонение 
и по формуле 
:
– вероятность того, что очередное взвешивание будет проведено с ошибкой, не превышающей 5 грамм.
Ответ: 
Прорешанная задача принципиально отличается от вроде бы похожего Примера 3 урока о равномерном распределении. Там была погрешность округления результатов измерений, здесь же речь идёт о случайной погрешности самих измерений. Такие погрешности возникают в связи с техническими характеристиками самого прибора (диапазон допустимых ошибок, как правило, указывают в его паспорте), а также по вине экспериментатора – когда мы, например, «на глазок» снимаем показания со стрелки тех же весов.
Помимо прочих, существуют ещё так называемые систематические ошибки измерения. Это уже неслучайные ошибки, которые возникают по причине некорректной настройки или эксплуатации прибора. Так, например, неотрегулированные напольные весы могут стабильно «прибавлять» килограмм, а продавец систематически обвешивать покупателей. Или не систематически ведь можно обсчитать. Однако, в любом случае, случайной такая ошибка не будет, и её матожидание отлично от нуля.
…срочно разрабатываю курс по подготовке продавцов =)
Самостоятельно решаем обратную задачу:
Диаметр валика – случайная нормально распределенная случайная величина, среднее квадратическое отклонение ее равно 
мм. Найти длину интервала, симметричного относительно математического ожидания, в который с вероятностью 
попадет длина диаметра валика.
Пункт 5* расчётного макета в помощь. Обратите внимание, что здесь не известно математическое ожидание, но это нисколько не мешает решить поставленную задачу.
И экзаменационное задание, которое я настоятельно рекомендую для закрепления материала:
Нормально распределенная случайная величина 
задана своими параметрами 
(математическое ожидание) и 
(среднее квадратическое отклонение). Требуется:
а) записать плотность вероятности и схематически изобразить ее график;
б) найти вероятность того, что 
примет значение из интервала 
;
в) найти вероятность того, что 
отклонится по модулю от 
не более чем на 
;
г) применяя правило «трех сигм», найти значения случайной величины 
.
Такие задачи предлагаются повсеместно, и за годы практики мне их довелось решить сотни и сотни штук. Обязательно попрактикуйтесь в ручном построении чертежа и использовании бумажных таблиц 😉
Ну а я разберу пример повышенной сложности:
Плотность распределения вероятностей случайной величины 
имеет вид 
. Найти 
, математическое ожидание 
, дисперсию 
, функцию распределения 
, построить графики плотности и функции распределения, найти 
.
Решение: прежде всего, обратим внимание, что в условии ничего не сказано о характере случайной величины. Само по себе присутствие экспоненты ещё ничего не значит: это может оказаться, например, показательное или вообще произвольное непрерывное распределение. И поэтому «нормальность» распределения ещё нужно обосновать:
Так как функция 
определена при любом действительном значении 
, и её можно привести к виду 
, то случайная величина 
распределена по нормальному закону.
Приводим. Для этого выделяем полный квадрат и организуем трёхэтажную дробь: 
Обязательно выполняем проверку, возвращая показатель в исходный вид: 
, что мы и хотели увидеть.
Таким образом:
– по правилу действий со степенями «отщипываем» 
. И здесь можно сразу записать очевидные числовые характеристики: 
Теперь найдём значение параметра 
. Поскольку множитель нормального распределения имеет вид 
и 
, то: 
, откуда выражаем 
и подставляем в нашу функцию: 
, после чего ещё раз пробежимся по записи глазами и убедимся, что полученная функция имеет вид 
.
Построим график плотности: 
и график функции распределения 
: 
Если под рукой нет Экселя и даже обычного калькулятора, то последний график легко строится вручную! В точке 
функция распределения принимает значение 
и здесь находится перегиб графика (малиновая точка) Кроме того, для более или менее приличного чертежа желательно найти ещё хотя бы пару точек. Берём традиционное значение 
и стандартизируем его по формуле 
. Далее с помощью таблицы значений функции Лапласа находим: 
– жёлтая точка на чертеже. С симметричной оранжевой точкой никаких проблем: 
и: 
.
После чего аккуратно проводим интегральную кривую, не забывая о перегибе и двух горизонтальных асимптотах.
Да, и ещё нужно вычислить:
– вероятность того, что случайная величина 
примет значение из данного отрезка.
Ответ: 
Но этим, конечно, всё дело не ограничивается! Дополнительные примеры, причём довольно творческие, можно найти в тематической pdf-книжке.
И в заключение урока обещанный секрет:
понятие о центральной предельной теореме
которую также называют теоремой Ляпунова. Её суть состоит в том, что если случайная величина 
является суммой очень большого числа взаимно независимых случайных величин 
, влияние каждой из которых на всю сумму ничтожно мало, то 
имеет распределение, близкое к нормальному.
В окружающем мире условие теоремы Ляпунова выполняется очень часто, и поэтому нормальное распределение (близкое к нему) и встречается буквально на каждом шагу.
Так, например, молекул воздуха очень и очень много, и каждая из них своим движением оказывает ничтожно малое влияние на всю совокупность. Поэтому скорость молекул воздуха распределена нормально.
Большая популяция некоторых особей. Каждая из них (или подавляющее большинство) оказывает несущественное влияние на жизнь всей популяции, следовательно, длина их лапок тоже распределена по нормальному закону.
Теперь вернёмся к знакомой задаче, где проводится 
независимых испытаний, в каждом из которых некое событие 
может появиться с постоянной вероятностью 
. Эти испытания можно считать попарно независимым случайными величинами 
, и при достаточно большом значении «эн» биномиальное распределение случайной величины 
– числа появлений события 
в 
испытаниях – очень близко к нормальному.
Уже при 
и 
в многоугольнике биномиального распределения хорошо просматривается нормальная кривая: 
И чем больше 
, тем ближе будет сходство. Вероятность 
может быть и другой, но не слишком малой.
Именно этот факт мы и использовали в теоремах Лапласа – когда приближали биномиальные вероятности соответствующими значениями функций нормального распределения.
Вот такие вот пироги.
Необычайно интересной, и я бы даже сказал «сочной» получилась эта статья, что бывает далеко не всегда, но всегда вдохновляет на новое творчество! Надеюсь, вам тоже понравилось, и вы освоили весь материал «на одном дыхании».
Пример 3. Решение: т.к. случайная величина 
(диаметр подшипника) распределена нормально, то используем формулу 
, где 
– функция Лапласа. В данном случае: 
– вероятность того, что диаметр наугад взятого подшипника будет находиться в пределах от 1,4 до 1,6 см.
Ответ: 
Пример 5. Решение: используем формулу: 
.
В данной задаче 
, таким образом: 
откуда находим:
Длина искомого интервала составляет 
Ответ: 20 мм
Пример 6. Решение: функция плотности нормально распределённой случайной величины имеет вид 
, где 
– математическое ожидание, 
– стандартное отклонение. В данном случае 
, следовательно: 
Выполним чертёж: 
! Примечание: несмотря на то, что условие допускает схематическое построение графика, на чертеже обязательно отображаем все его принципиальные особенности, в частности, на забываем о перегибах в точках 
.
б) Используем формулу 
, где 
– функция Лапласа.
В данной задаче 
: 
– вероятность того, что случайная величина 
примет значение из данного интервала.
в) Используем формулу 
для 
:
– вероятность того, что значение случайной величины 
отклонится от её математического ожидания не более чем на 2.
г) Согласно правилу «трех сигм», практически все значения (99,73%) нормально распределенной случайной величины входят в интервал 
. В данном случае: 
– искомый интервал.
Ответ: а) 
, б) 
, в) 
, г) 
Автор: Емелин Александр
(Переход на главную страницу)
«Всё сдал!» — онлайн-сервис помощи студентам