- •Глава 5. Проверка статистических гипотез
- •5.1. Статистические гипотезы.
- •5.2. Статистические критерии.
- •5.3. Область принятия гипотезы. Критическая область. Критические точки
- •5.4. Нахождение критических точек
- •5.5. Проверка гипотезы о равенстве двух средних значений нормальных генеральных совокупностей
- •5.6. Проверка гипотезы о равенстве генеральной средней нормальной совокупности гипотетическому числовому значению
- •5.7. Проверка гипотез о соотношении двух дисперсий нормальных генеральных совокупностей
- •5.8. Проверка гипотезы о нормальности распределения генеральной совокупности
- •5.8.1. Критерий согласия χ 2 (“хи квадрат”) Пирсона
- •5.8.2. Метод вычисления теоретических частот нормального распределения. Пример применения критерия χ 2
- •5.9. Элементы дисперсионного анализа
- •5.9.1. Общая, факторная и остаточная суммы квадратов отклонений
- •5.9.2. Общая, факторная и остаточная дисперсии
- •5.9.3. Расчетная схема дисперсионного анализа
5.6. Проверка гипотезы о равенстве генеральной средней нормальной совокупности гипотетическому числовому значению
Пусть значения признака X в некоторой генеральной совокупности распределены нормально и это распределение остается нормальным, хотя величина признакаX у отдельных объектов совокупности изменяется со временем. Генеральная средняяM(X) может изменяться с течением времени. Пусть ее значение в данный момент времени неизвестно, но на основании предыдущих измерений можно предполагать, что она равна некоторому гипотетическому значениюа0 . Требуется при выбранном уровне значимости α проверить нулевую гипотезуН0:M(X) =а0 о равенстве неизвестной генеральной среднейM(X) гипотетическому значениюа0 . Проверка гипотезыН0 проводится по несколько различающимся (но по существу схожим) вариантам в зависимости от того, можно ли считать известной дисперсию генеральной совокупности.
1. Пусть из генеральной совокупности X извлечена выборка настолько большого объемаn, что выборочная дисперсия Dв(X) может считаться достаточно хорошей оценкой генеральной дисперсииD(X). В качестве критерия проверки нулевой гипотезыН0 берут случайную величину
,
где =. Случайная величинаU распределена приближенно нормально с параметрамиM(U) = 0 иσ(U) = 1, поэтому критические точки находятся по таблице функции Лапласа Ф(x) (Приложение 3).
Построение критической области при проверке нулевой гипотезы производится по-разному в зависимости от вида противоречащей гипотезы.
1.1. Нулевая гипотеза Н0 :M(X) =а0, противоречащая гипотезаН1 :M(X) ≠а0 .
В этом случае критическая область является симметричной двусторонней и определяется неравенствами: U < -uкр иU>uкр. Критическую точкуuкр при выбранном уровне значимости α находят из равенства Ф(uкр) = (1- α)/2 по таблице функции Лапласа. По выборочным данным вычисляется наблюдаемое значение критерия
Uн = .
Если |Uн| <uкр , нет оснований отвергнуть нулевую гипотезу.
Если |Uн| >uкр , то нулевую гипотезу отвергают.
1.2. Нулевая гипотеза Н0 :M(X) =а0, противоречащая гипотезаН1 :M(X) >а0 .
В этом случае критическая область является правосторонней и определяется неравенством: U>uкр. Критическую точкуuкр при выбранном уровне значимости α находят из равенства Ф(uкр) = (1- 2α)/2 по таблице функции Лапласа. По выборочным данным вычисляется наблюдаемое значение критерия
Uн = .
Если Uн<uкр , нет оснований отвергнуть нулевую гипотезу.
Если Uн>uкр , то нулевую гипотезу отвергают.
1.3. . Нулевая гипотеза Н0 :M(X) =а0 , противоречащая гипотезаН1 :M(X) <а0 .
В этом случае критическая область является левосторонней и определяется неравенством U< -uкр, причемuкр при выбранном уровне значимости α находится (как и в п.1.2.) из равенства Ф(uкр) = (1- 2α)/2 по таблице функции Лапласа. По выборочным данным вычисляется наблюдаемое значение критерия
Uн = .
Если Uн > -uкр , то нет оснований отвергнуть нулевую гипотезу.
Если Uн < -uкр , то нулевая гипотеза отвергается.
2. Если выборка, извлеченная из генеральной совокупности X , мала , то выборочная дисперсия Dв(X) не может считаться хорошей оценкой генеральной дисперсииD(X). В этом случае в качестве критерия проверки нулевой гипотезыН0 берут случайную величину
,
где s – "исправленное" среднее квадратичное отклонение. Случайная величинаT подчиняется распределению Стьюдента сk =n – 1 степенями свободы, поэтому критические точки находятся по таблице критических точек распределения Стьюдента (Приложение 6).
Построение критической области при проверке нулевой гипотезы производится по-разному в зависимости от вида противоречащей гипотезы.
2.1. Нулевая гипотеза Н0 :M(X) =а0, противоречащая гипотезаН1 :M(X) ≠а0 .
В этом случае критическая область является симметричной двусторонней и определяется неравенствами: T < -tкр иT>tкр. Критическую точкуtкр находят по таблице критических точек распределения Стьюдента по выбранному уровню значимости α , помещенному вверхнейстроке таблицы, и числу степеней свободыk =n – 1 . По выборочным данным вычисляется наблюдаемое значение критерия
Tн = .
Если |Tн| <tкр , нет оснований отвергнуть нулевую гипотезу.
Если |Tн| >tкр , то нулевую гипотезу отвергают.
2.2. Нулевая гипотеза Н0 :M(X) =а0, противоречащая гипотезаН1 :M(X) >а0 .
В этом случае критическая область является правосторонней и определяется неравенством: T>tкр. Критическую точкуtкр находят по таблице критических точек распределения Стьюдента по выбранному уровню значимости α , помещенному внижнейстроке таблицы, и числу степеней свободыk =n – 1 . По выборочным данным вычисляется наблюдаемое значение критерия
Tн = .
Если Tн<tкр , нет оснований отвергнуть нулевую гипотезу.
Если Tн>tкр , то нулевую гипотезу отвергают.
2.3. Нулевая гипотеза Н0 :M(X) =а0, противоречащая гипотезаН1 :M(X) <а0 .
В этом случае критическая область является левосторонней и определяется неравенством: T < -tкр . Значениеtкр находят (как в п. 2.2.) по таблице критических точек распределения Стьюдента по выбранному уровню значимости α , помещенному внижнейстроке таблицы, и числу степеней свободыk =n – 1 . По выборочным данным вычисляется наблюдаемое значение критерия
Tн = .
Если Tн> -tкр , нет оснований отвергнуть нулевую гипотезу.
Если Tн< -tкр , то нулевую гипотезу отвергают.
Пример5.4. Из нормальной генеральной совокупности извлечена выборка объемаn = 18. По этой выборке найдены выборочная средняяв = 11 и "исправленное" среднее квадратичное отклонениеs = 5,3 . Гипотетическое значение генеральной среднейа0 = 14 . Требуется при уровне значимости α = 0,01 проверить нулевую гипотезуН0 :M(X) =а0, если противоречащая гипотеза имеет видН1 :M(X) <а0 .
Решение. Наблюдаемое значение критерия равно
Tн = =.
Критическая область – левосторонняя. Значение tкр находим по таблице критических точек распределения Стьюдента (Приложение 6) по уровню значимости α = 0,01 , помещенному внижнейстроке таблицы, и числу степеней свободыk = (n – 1) = 17. Оно оказывается равнымtкр = = 2,57. Так какTн = - 2,4 > -tкр = - 2,57 , то нет оснований отвергнуть нулевую гипотезу.