- •Практикум по дисциплине «Общая теория измерений» (часть 2)
- •1 Общие методические указания
- •2 Статическая обработка результатов прямых измерений
- •3 Проверка статистических гипотез
- •3.1 Критерии для отбрасывания резко выделяющихся
- •3.2 Критерии равенства дисперсий двух нормально
- •3.3 Критерий равенства дисперсий ряда генеральных
- •3.4 Критерий равенства средних значений двух нормально распределённых совокупностей
- •3.5 Однофакторный дисперсионный анализ
- •3.6 Критерии согласия. Проверка гипотез о виде функции
- •Приложение а Исходные данные для выполнения семестровой (контрольной) работы (вторая часть)
- •Практикум по дисциплине «Общая теория измерений» (часть 2)
- •400131, Г. Волгоград, пр. Ленина, 28, корп. 1.
3.4 Критерий равенства средних значений двух нормально распределённых совокупностей
Если дисперсии генеральных совокупностей равны, т.е. σ21 = σ22 = σ2, то для проверки нулевой гипотезы а1 = а1 = а вычисляют оценку дисперсии σ2
s2 = . (3.17)
и статистику
t = , (3.18)
которую сопоставляют с критическим значением tα,k (таблица 2.9), найденным для выборочного уровня значимости α и числа степеней свободы k = n1 + n2 –2. Если справедливо неравенство
|t| ≤ tα,k, (3.19)
то нулевую гипотезу не отвергают.
Если σ21 ≠ σ22, то для проверки нулевой гипотезы а1 = а1 = а вычисляют оценку статистику
t = , (3.20)
Число степеней свободы определяют из выражения
= +
где
с = ,
если выполняется неравенство (3.19) то нулевую гипотезу не отвергают.
Пример 3.7. Для условий примера 3.4 проверить гипотезу о равенстве средних значений. (n1 = 30, = 401, s21 = 82; n2 = 20, = 409, s22 = 71).
При решении примера 3.4 было показано, что гипотеза о равенстве генеральных дисперсий (σ21 = σ22 = σ2) не противоречит опытным данным. В связи с этим по формуле (3.17) находим оценку генеральной дисперсии и среднего квадратического отклонения:
s2 = = 77,6;
s = = 8,81.
По формуле (3.18) вычисляем статистику
t = = –3,15.
Задавшись α = 0,05 (для k = 30 + 20 – 2 = 48 > 30 tα ≈ z1–α/2), по таблице 2.8 находим критическое значение t0,05 ≈ z0,975 = 1,96.
В связи с тем, что условие (3.19) не выполняется, нулевую гипотезу о равенстве средних значений отвергаем.
3.5 Однофакторный дисперсионный анализ
Равенство (однородность) ряда средних значений, т.е. не значимость влияния различных технологических факторов производства полуфабрикатов и деталей, конструктивных особенностей испытуемых элементов, влияния условий испытаний и т.д. на средние значения исследуемых характеристик оценивают с помощью дисперсионного анализа результатов испытаний.
Первоначально для каждой партии вычисляют оценки среднего значения и дисперсии, после чего проверяют гипотезу об однородности ряда дисперсий. В случае подтверждения гипотезы определяют оценку общего среднего
= , (3.21)
где m – общее число партий; – оценка среднего значения характеристик свойства i-й партии; ni – число образцов i-й партии.
Определяют дисперсию s21 (межпартийная компонента) характеризующую рассеяние по факторам (число степеней свободы k1 = m – 1)
s21 = . (3.22)
Определяют дисперсию s22 (внутрипартийная (остаточная) компонента) характеризующую внутреннее рассеяние, связанное с неоднородностью конструкционных материалов, случайными условиями испытаний и т. д. (число степеней свободы k2 = – m)
s22 = . (3.23)
Проверку нулевой гипотезы о равенстве (однородности) средних проверяют с помощью критерия F.
Если дисперсионное отношение F = s21 / s22 окажется меньше табличного значения F1–α, найденного для числа степеней свободы k1 = m – 1; k2 = – m и уровня значимости α (таблица 3.3), то исследуемые факторы не оказывают значимого влияния на исследуемые свойства, т.е. нулевая гипотеза не отклоняется. В этом случае все рассматриваемые результаты испытаний принадлежат одной генеральной совокупности, распределённой нормально с параметрами σ2 и a.
Оценкой σ2 служит выборочная полная (общая) дисперсия s2, а оценкой а – выборочное общее среднее .
s2 = . (3.24)
Доверительные интервалы для а и s2 для k = – 1 степеней свободы могут быть найдены из выражений (32) и (34)
, (3.25)
. (3.26)
Если справедливо неравенство F = s21 / s22 > F1–α, то нулевую гипотезу о равенстве средних значений характеристик рассматриваемых свойств отвергают.
В общем случае здесь имеется m нормально распределённых генеральных совокупностей с общей дисперсией σ2 и разными средними значениями аi. Оценкой генеральной дисперсии σ2 является величина s22, оценками генеральных средних аi – выборочные средние . Доверительные интервалы для σ2 и аi для k = – m степеней свободы определяют на основании выражений, аналогичных формулам (3.25) и (3.26):
, (3.25)
. (3.26)
Степень вариации генеральных средних характеристик рассматриваемых свойств отдельных совокупностей, вызванная влиянием уровня исследуемого фактора, оценивается с помощью статистики
σ2a = , (3.27)
называемой дисперсией значений. Это название является условным, так как генеральные средние а1, а2, …, аi, …, аm представляют собой детерминированные величины, а не случайные.
Дисперсия σ2a является количественной характеристикой стабильности технологического процесса по исследуемым свойствам.
Выборочную дисперсию средних значений (оценку σ2a) для разных объёмов отдельных партий вычисляют по формуле
s2a = (3.28)
и при n1 = n2 = … = ni = … = nm = n по формуле
s2a = (s21 – s22)/n. (3.29)
Пример 3.8. По результатам испытаний провести дисперсионный анализ с целью проверки равенства средних значений
Результаты испытаний |
Объём выборки |
|
s2i |
403; 404; 411; 403; 405; 408; 410; 407; 405; 410 413; 408; 415; 415; 416; 408 400; 400; 405; 410; 407; 403 420; 412; 406; 412; 408; 418; 416 400; 410; 415; 416; 403 421; 418; 416; 415; 410 405; 406; 405; 415; 401 425; 421; 415; 420; 419; 416 408; 410; 419; 400; 403 428; 421; 409; 418; 413 408; 418; 416; 416; 415; 410 420; 418; 425; 406; 413 403; 405; 418; 410; 407; 405; 410 412; 406; 412; 408; 418 412; 416; 402; 408; 408 |
10 6 6 7 5 5 5 6 5 5 6 5 6 5 5 |
406,6 412,5 404,2 414,6 408,8 416,0 406,4 419,3 408,0 417,8 413,8 416,4 408,3 411,2 409,2 |
9,16 13,10 15,77 16,95 50,70 16,50 26,80 13,07 53,50 53,70 15,37 52,30 25,24 21,20 27,20 |
Учитывая, что в каждой партии число образцов ni ≥ 5 и объёмы выборок неодинаковые, проверку однородности дисперсий производим по критерию Бартлета
По формуле (3.13) вычисляем статистику
χ2 = = 11,6337,
где с = 1 + = 1,0777;
s2 = = 25,06.
В таблице 2.10 для α = 0,01 и числа степеней свободы k = m – 1 = 14
χ20,01 = 29,1
Условие (3.16) выполняется
χ2 = 25,06 < χ20,01 = 29,1
Следовательно дисперсии можно считать однородными.
Оценку генерального среднего производим по формуле (3.21)
= = 411,33.
Межпартийная компонента дисперсии (3.22) (число степеней свободы k1 = m – 1 = 14)
s21 = = 126,39.
Внутрипартийная (остаточная) компонента дисперсии (3.23) (число степеней свободы k2 = – m = 87 – 15 = 72)
s22 = = 25,4
Дисперсионное отношение
F = s21 / s22 = 4,974.
Меньше табличного (таблице 3.3)
В этом случае все рассматриваемые результаты испытаний принадлежат одной генеральной совокупности, распределённой нормально с параметрами
= 411,33.
s2 = 25,06.