Добавил:
Upload Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.
Вуз: Предмет: Файл:

Konspekt_lekcii Зандер

.pdf
Скачиваний:
16
Добавлен:
01.06.2015
Размер:
624.83 Кб
Скачать

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Т а б л и ц а 6

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Градации

 

 

 

 

Значения

 

Количество

Сумма наблюдений в

Среднее значение

 

 

качественного

результирующего

 

 

наблюдений в группе

группе

наблюдений в группе

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

фактора

 

 

 

показателя

 

 

 

nj

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

yij

 

nj

P yij

 

 

yj

=

 

yij

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

nj

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

i=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

n1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

n1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P

 

 

1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

yi1

 

 

y11; y21; : : : ; yn11

n1

yi1

 

 

y

 

=

i=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

i=1

 

 

1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

n1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

. . .

 

 

 

 

 

 

. . .

 

. . .

. . .

. . .

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

nj

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

nj

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P

 

 

j

y

 

; y

 

; : : : ; y

 

n

 

P yij

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

yij

 

 

 

 

 

1j

 

 

2j

 

njj

 

j

 

 

y

j

 

= i=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

i=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

nj

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

. . .

 

 

 

 

 

 

. . .

 

. . .

. . .

. . .

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

nP

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

nP

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P

 

 

P

y

 

 

; y

 

 

; : : : ; y

 

n

 

P yiP

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

yij

 

 

 

 

1P

 

 

2P

 

nP P

P

i=1

 

y

P

 

= i=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

nP

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P

P nj

 

 

 

 

 

 

 

 

P

nP

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P P

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

N = P nj

P P yij

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

yij

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

=

j=1 i=1

 

 

111

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

j=1

j=1 i=1

 

yj

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

N

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Таким образом, Dобщ = Dвнутригр + Dмежгр или в обозначениях данных для дисперсионного анализа:

P

nj

 

)2 =

P

nj

 

 

y)2 =

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(yij

 

 

 

(yij

 

 

+

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

y

 

yj

yj

 

 

 

 

 

 

 

 

 

=1 i=1

 

 

 

j=1 i=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Xj

X

 

 

 

XX

P

nj

 

 

 

 

P

nj

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

=

 

(yij

 

)2 +

 

(

 

 

 

)2:

 

 

 

 

 

 

 

 

 

yj

 

yj

y

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

=1 i=1

 

 

 

 

j=1 i=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Xj

X

 

 

 

 

XX

 

Поделив суммы квадратов на соответствующие числа степеней сво-

боды, получим оценки дисперсий:

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Dобщ

 

= S2

общ;

 

Dвнутригр

 

= Sвнутригр2

;

Dмежгр

= Sмежгр2 ;

 

N 1

 

N P

 

P 1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

При этом внутригрупповая дисперсия характеризует рассеяние внутри групп и отражает влияние неучтенных факторов, межгрупповая дисперсия равна той части дисперсии результирующего показателя, которая отражает разброс относительно общего среднего (причем разброс объясняется влиянием анализируемого неколичественного фактора).

Вернемся к проверке гипотезы об отсутствии влияния неколичественного фактора на результирующий показатель Y . Основная гипотеза записывается как

H0 : общ2 = внутригр2 :

Альтернативная гипотеза

H1 : общ2 > внутригр2 :

Для проверки строится статистика, имеющая распределение Фи-

шера и равная отношению общей дисперсии к внутригрупповой:

F =

Sобщ2

:

Sвнутригр2

Расчетное значение сравнивается с табличным значением F - распределения, соответствующим уровню значимости , числу степеней свободы числителя 1 = N 1 и знаменателя 2 = N P .

112

Т а б л и ц а 7

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Число

Дисперсия

 

 

 

Источник вариации

Сумма квадратов

степеней

Критерий F

(или средние квадраты)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

свободы

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Между градациями

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P nj

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(влияние

Dмежгр = P P(

yj

 

y

)2

P 1

Sмежгр2

=

Dмежгр

 

 

 

качественного

 

P 1

 

 

 

 

j=1 i=1

 

 

 

 

 

 

 

признака)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Ошибки (влияние

P nj

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

неучтенных

Dвнутригр = P P(yij

yj

)2

N P

S2

=

Dвнутригр

 

 

 

 

N P

 

 

 

 

факторов)

j=1 i=1

 

внутригр

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P nj

 

 

 

 

 

 

 

 

 

2

 

«Полная» сумма

Dобщ = P P(yij

y

)2

N 1

S2

=

Dобщ

 

F =

Sобщ

 

 

 

 

 

квадратов

j=1 i=1

 

общ

 

N 1

 

Sвнутригр2

 

 

 

 

113

Если Fрасч > Fтабл, то нулевая гипотеза отвергается с уровнем значимости . В таком случае с вероятностью, равной p = 1 , делается вывод о существенности влияния данного качественного признака на результирующий показатель.

Процедуру ДА обычно представляют в форме таблицы 7.

114

Лекция 3.3.2. Модель двухфакторного дисперсионного

анализа

Исследуется ситуация, когда необходимо установить влияние на зависимый количественный показатель двух качественных признаков A

и B с числом градаций соответственно P (i = 1; P ) и Q (j = 1; Q), а также их взаимодействия. Обозначим как ij среднее значение результата эксперимента (эффект взаимодействия) при сочетании i-го уровня фактора A с j-ым уровнем фактора B (среднее значение в (i; j)-ой ячейке прямоугольной таблицы, где строкам соответствуют градации фактора

A, а столбцам — градации фактора B). Число наблюдений в ячейке (i; j)

равно n, и тогда общее количество наблюдений определяется как

N = nP Q:

Главным эффектом фактора A на i-ом уровне будем считать число i, а главным эффектом фактора B на уровне j будем считать число j.

Пусть yijk — k-ое наблюдение зависимого признака в ячейке (i; j), соответствующее i-му уровню фактора A и j-му уровню фактора B

(k = 1; n; i = 1; P ; j = 1; Q), y — среднее значение зависимого признака, "ijk — случайная составляющая для k-го наблюдения в ячейке

(i; j). В модели полного двухфакторного ДА предполагается, что уровни факторов фиксированы. Рассмотрим случай, когда n > 1. Модель двухфакторного ДА примет вид

yijk = y + i + j + ij + "ijk; i = 1; P ; j = 1; Q; k = 1; n:

Предполагается, что случайные составляющие независимы и имеют нормальное распределение с нулевым средним и дисперсией 2.

Результаты наблюдений для указанного полного двухфакторного ДА удобнее представлять в виде таблицы 8

Среднее значение для сочетания факторов (i; j) определяется как:

 

 

 

n

; (k = 1; n):

yij = kP

 

 

 

yijk

 

 

 

 

 

=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

n

 

 

 

115

Т а б л и ц а 8

 

Градации

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

фактора

 

 

 

 

 

 

 

 

Градации фактора B

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Средние

 

A

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

B1

 

 

 

B2

: : :

 

 

 

Bj

: : :

 

 

 

BQ

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Q

n

 

A1

y111; y112; : : : ; y11n

y121; y122; : : : ; y12n

: : :

y1j1; y1j2; : : : ; y1jn

: : :

y1Q1; y1Q2; : : : ; y1Qn

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P P y1jk

 

 

 

 

y1

 

=

j=1 k=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Qn

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Q

n

 

A2

y211; y212; : : : ; y21n

y221; y222; : : : ; y22n

: : :

y2j1; y2j2; : : : ; y2jn

: : :

y2Q1; y2Q2; : : : ; y2Qn

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P P y2jk

 

 

 

 

y2

 

=

j=1 k=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Qn

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

.

.

 

.

 

.

.

 

.

.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

.

 

 

 

 

 

.

.

 

.

 

.

.

 

.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

.

.

 

.

 

.

.

 

.

.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Q

n

 

Ai

yi11; yi12; : : : ; yi1n

yi21; yi22; : : : ; yi2n

: : :

yij1; yij2; : : : ; yijn

: : :

yiQ1; yiQ2; : : : ; yiQn

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P P yijk

 

 

 

 

 

yi

 

=

j=1 k=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Qn

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

.

.

 

.

 

.

.

 

.

.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

.

 

 

 

 

 

.

.

 

.

 

.

.

 

.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

.

.

 

.

 

.

.

 

.

.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Q

n

 

AP

yP 11; yP 12; : : : ; yP 1n

yP 21; yP 22; : : : ; yP 2n

: : :

yP j1; yP j2; : : : ; yP jn

: : :

yP Q1; yP Q2; : : : ; yP Qn

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P P yP jk

 

 

 

yP

 

=

j=1 k=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Qn

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P n

 

 

 

P n

 

 

 

 

P n

 

 

 

 

P n

 

Общее среднее:

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P Q n

 

 

 

 

 

P P

 

 

 

P P

 

 

 

 

P P

 

 

 

 

P P

 

 

 

 

 

 

 

 

Средние

 

 

 

yi1k

 

 

 

yi2k

: : :

 

 

 

yijk

: : :

 

 

 

yiQk

 

 

 

 

 

 

 

P P P yijk

116

 

 

y1

=

i=1 k=1

 

 

y2

=

i=1 k=1

 

 

 

yj

=

i=1 k=1

 

 

 

yQ

=

i=1 k=1

 

 

 

 

 

 

 

 

i=1 j=1 k=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P n

 

P n

 

 

P n

 

 

P n

 

y =

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P Qn

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Общую сумму квадратов отклонений наблюдений зависимой пере-

менной (Dy) можно разложить на несколько составных частей:

сумму квадратов, обусловленную влиянием фактора A (DA);

сумму квадратов, обусловленную влиянием фактора B (DB);

сумму квадратов, обусловленную влиянием взаимодействия факторов A и B (DAB);

остаточную сумму квадратов (Dост).

Тогда

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P Q

 

n

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

XXXk

 

 

)2

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Dy =

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(yijk

y

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

или

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

i=1 j=1

=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P Q

n

P Q

 

 

n

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

XXXk

XXX

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(

yi

 

y

)2 +

 

 

(

yj

 

y

)2+

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

i=1 j=1

=1

 

 

 

 

 

 

i=1 j=1 k=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P

Q n

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P Q

n

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

XXX

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

XXXk

 

 

 

 

 

 

 

+

 

 

 

 

(

yij

 

yi

 

yj

+

y

)2 +

 

 

 

 

(yijk

 

yij

)2

 

 

 

 

 

 

 

 

 

i=1 j=1 k=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

i=1 j=1

=1

 

 

 

 

 

 

или

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P

 

 

 

 

 

 

 

 

Q

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P Q

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Xi

 

 

 

 

 

 

 

 

X

 

 

 

 

 

 

 

 

XX

 

 

 

 

 

 

 

 

Qn (

yi

 

y

)2 + P n

(

yj

 

y

)2 + n

(

yij

 

yi

 

yj

+

y

)2+

 

 

 

 

 

=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

j=1

 

 

 

 

 

 

 

 

i=1 j=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P Q

n

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

XXXk

 

 

 

)2:

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

+

 

 

 

(yijk

yij

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

i=1 j=1

=1

 

 

 

 

 

 

 

Результаты двухфакторного ДА также представим в виде табли-

цы 9.

Для степеней свободы выполняется балансовое соотношение:

N 1 = (P 1) + (Q 1) + (P 1)(Q 1) + N P Q

Оценка значимости влияния каждого фактора, а также их взаимодействия на зависимый показатель проводится так: формируются следующие нулевые гипотезы, свидетельствующие об отсутствии влияния на зависимый показатель того или иного фактора, либо их взаимодействия:

H0 : все i = 0 (тогда A2 = ост2 );

117

Т а б л и ц а 9

Источник

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Число

«Средние» квадраты

 

 

 

 

 

 

Сумма квадратов

степеней

(дисперсия зависимой

Критерий F

изменчивости

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

свободы

переменной)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

2

 

 

Фактор A

DA = Qn P(

yi

 

y

)

 

 

 

 

 

P 1

SA2

=

 

 

DA

 

FA =

 

 

SA

 

P 1

S2

 

 

 

 

 

 

 

i=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

ост

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Q

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

2

 

 

 

D

 

= P n P(

y

 

y

)

 

 

 

 

 

 

 

 

S2

=

DB

 

 

 

F =

 

SB

 

 

Фактор B

 

B

 

 

 

 

 

 

 

j

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Q

 

1

B

 

 

 

Q 1

B

 

S2

 

 

 

 

 

 

 

j=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

ост

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P

Q

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

2

 

 

Взаимодействия

DAB = n P P(

yij

 

yi

 

yj

+

y

)2

(P 1)(Q 1)

SAB2 =

 

 

 

 

DAB

 

FAB =

 

 

SAB

 

A и B

 

 

1)(Q 1)

 

 

S2

 

i j

=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(P

 

 

 

 

 

 

=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

ост

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P

 

Q

 

n

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Остаточная

Dост = P P P(yijk

yij

)2

N P Q

S2 =

 

 

Dост

 

 

 

 

 

 

вариация

N P Q

 

 

 

 

 

 

 

i

j

=1

k

=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

ост

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

P

 

Q

 

n

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

«Полная» сумма

Dy = P P P(yijk

y

)2

N 1

 

 

 

 

 

 

 

квадратов

 

 

i=1 j=1 k=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

118

H0 : все j = 0 (тогда B2 = ост2 );

H0 : все ij = 0 (тогда AB2 = ост2 ).

Для проверки этих гипотез вычисляются значения распределения Фишера FA, FB, FAB (см. формулы в предыдущей таблице), которые затем сравниваются с табличными значениями F -распределения, соответствующими уровню значимости и числу степеней свободы 1 (число степеней свободы числителя) и 2 (число степеней свободы знаменателя) следующим образом: если

FAрасч > FAтабл

FBрасч > FBтабл

FABрасч > FABтабл

( ; 1 = P 1; 2 = N P Q); ( ; 1 = Q 1; 2 = N P Q);

( ; 1 =)(P 1)(Q 1); 2 = N P Q);

то нулевые гипотезы отвергаются и делается вывод о существенности влияния факторов (либо их взаимодействия) на зависимый показатель.

Оценки главных эффектов и взаимодействия факторов в модели двухфакторного ДА равны:

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

ai =

 

 

 

(i = 1; P );

yi

y

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

bi =

 

 

 

 

 

(j = 1; P );

yj

y

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

cij =

 

 

+

 

 

 

+

 

(i = 1; P ; j = 1; Q):

yij

yi

yj

y

119

Список литературы

[1]Айвазян, С. А. Прикладная статистика. Исследование зависимостей. / С. А. Айвазян, И. С. Енюков, Л. Д. Мешалкин. — М.: Финансы и статистика, 1985.

[2]Айвазян, С. А. Прикладная статистика и основы эконометрики. / С. А. Айвазян, В. С. Мхитарян. — М.: ЮНИТИ, 1998.

[3]Андерсон, Т. Статистический анализ временных рядов. / Т. Андерсон. — М.: Мир, 1976.

[4]Гомбаров, Г. М. Статистическое моделирование и прогнозирование: Учеб. пособие. / Г. М. Гомбаров, Н. М. Журавель, Ю. Г. Королев и др.; под ред. А. Г. Гранберга. — М.: Финансы и статистика, 1990.

[5]Громыко, Г. Л. Статистика. / Г. Л. Громыко. — М.: МГУ, 1981.

[6]Джонстон, Дж. Эконометрические методы. / Дж. Джонстон. — М.: Статистика, 1980.

[7]Доугерти, К. Введение в эконометрику. / К. Доугерти. — М.: ИНФРА-М, 1997.

[8]Дубров, А. М. Многомерные статистические методы. / А. М. Дубров, В. С. Мхитарян, Л. И. Трошин. — М.: Финансы и статистика, 1998.

[9] Дрейпер, Н. Прикладной регрессионный анализ: в 2 кн. / Н. Дрейпер, Г. Смит. — М.: Финансы и статистика.

Кн. 1. — 1986.

Кн. 2. — 1987.

[10]Замков, О. О. Математические методы в экономике: Учеб. /

О.О. Замков, А. В. Толстопятенко, Ю. Н. Черемных. — М.: МГУ, изд-во «ДИС», 1997.

120