- •Глава 3. Описательная статистика
- •3.1. Случайные выборки и их описание
- •3.2. Оценка статистических параметров
- •3.2.1. Основные распределения статистических
- •3.2.2. Свойства статистических оценок
- •Оценка называется состоятельной, если
- •3.2.3. Определение точечных оценок
- •3.3. Построение доверительных интервалов
- •3.3.1. Построение доверительных интервалов
- •Методика определения доверительного интервала для математического ожидания сводится к следующему:
- •3.3.2. Построение доверительных интервалов
- •3.4. Формирование выборки
- •Приведем краткую классификацию отбора.
- •3.5. Построение гистограммы
- •Глава 4. Статистическая проверка гипотез
- •4.1. Проверка гипотезы об однородности двух или нескольких анализируемых совокупностей
- •4.2. Проверка гипотез о распределении
- •Решение. Результаты расчета включают:
- •4.2.2. Критерий однородности Смирнова
- •Задания для самостоятельной работы
- •4.3. Проверка гипотезы об однородности
- •4.3.1. Критерий Стьюдента (t-критерий)
- •В качестве критической статистики используется величина
- •Здесь tq, (n–1) – 100 % -я точка распределения Стьюдента с (n- 1) степенями свободы.
- •Решение
- •Задания для самостоятельной работы
- •4.3.2. Критерий Фишера (f-критерий)
- •4.3.3. Критерий Уилкоксона
- •Здесь критическая область примет вид {uUл(q,m,n)}.
- •4.3.5. Критерий знаков
Задания для самостоятельной работы
В результате ежедневной регистрации выручки в магазине в течение квартала получена выборка, представленная в табл. 4.3. Проверьте гипотезу о нормальности распределения вероятности этой случайной величины.
Таблица 4.3. Исходные данные
День |
Январь |
Февраль |
Март |
1 |
33,36 |
62,81 |
34,92 |
2 |
37,77 |
56,08 |
69,87 |
3 |
46,19 |
37,06 |
33,95 |
4 |
54,43 |
53,97 |
59,58 |
5 |
50,89 |
46,87 |
50,47 |
6 |
75,63 |
54,12 |
50,03 |
7 |
52,99 |
47,37 |
30,81 |
8 |
54,76 |
42,03 |
41,93 |
9 |
56,36 |
43,58 |
61,83 |
10 |
47,99 |
40,91 |
50,36 |
11 |
63,92 |
43,15 |
63,04 |
12 |
55,62 |
45,14 |
59,25 |
13 |
54,69 |
49,99 |
55,97 |
14 |
63,96 |
49,39 |
53,78 |
15 |
45,69 |
72,86 |
48,30 |
16 |
55,64 |
23,58 |
45,28 |
17 |
51,29 |
53,31 |
53,88 |
18 |
51,43 |
42,14 |
56,65 |
19 |
41,91 |
47,93 |
42,26 |
20 |
47,04 |
38,81 |
59,38 |
21 |
48,74 |
47,32 |
58,48 |
22 |
44,48 |
62,26 |
58,19 |
23 |
57,84 |
58,15 |
36,40 |
24 |
69,34 |
44,80 |
67,28 |
25 |
56,76 |
50,83 |
61,26 |
26 |
58,75 |
53,41 |
43,73 |
27 |
49,08 |
60,97 |
46,15 |
28 |
45,32 |
39,59 |
61,36 |
29 |
44,59 |
|
51,93 |
30 |
68,84 |
|
58,17 |
31 |
42,82 |
|
43,02 |
2. Проверьте гипотезу об однородности распределений выручки в первый и последний месяцы квартала.
4.3. Проверка гипотезы об однородности
параметров распределений
4.3.1. Критерий Стьюдента (t-критерий)
Критерий Стьюдента (t-критерий) предназначен для проверки гипотезы (4.3) однородности математических ожиданий в двух выборках нормально распределенной случайной величины, имеющиходинаковую (хотя и неизвестную) дисперсию:
; .
В качестве критической статистики используется величина
, |
(4.8) |
где оценки математических ожиданий в выборках объемомn1, n2;
|
стандартное отклонение |
(4.9) |
(средняя дисперсия, которая вычисляется по выборочным дисперсиямипо формуле
).
В условиях справедливости гипотезы (4.3) и при дополнительном условии однородности дисперсий статистика t(4.8) должна подчиняться распределению Стьюдентаc (k = n1 + n2 – 2) степенями свободы. Определим из таблицы t-распределения критическое значение tкр для уровня значимости q/2 и числа степеней свободы n1 + n2 – 2. Еслиокажется, чтоt, вычисленное по формуле (4.8), по абсолютной величине превзойдетtкр, то гипотеза об однородности (4.3) отвергается1.
Частным случаем является проверка гипотезы о равенстве математического ожидания нормально распределенной случайной величины заданному значению. Итак, имеем выборку (х1, х2, … , хn)из нормальной генеральной совокупностиN(mx,).Рассмотрим различные варианты постановки задач по проверке гипотез о равенстве числового значения оценки математического ожиданияпостоянной величинес.
Вариант 1.при условии, что дисперсия генеральной совокупностиизвестна.
Критическая статистика
. |
(4.10) |
В условиях справедливости гипотезы Н0 статистика t подчиняется нормальному закону. В качестве критического значения tкр используется квантиль нормального распределения Uq c уровнем значимости q.
Правило решения гипотезаН0 отвергается с вероятностью ошибки, равнойq:
если t > U1–qпри альтернативе;
t < U1–qпри альтернативе;
t< U1–qпри альтернативе.
Здесь Uq – квантиль стандартного нормального распределения c уровнем значимости q (см.прил.6).
Вариант 2. при условии, что дисперсия неизвестна. Критическая статистикаtвычисляется по формуле
|
(4.11) |
и распределена по закону Стьюдента с (n – 1)степенями свободы. Здесьsвыборочная оценка СКО.
Правило принятия решения гипотезаН0отвергается:
если t > tq,(n–1) при альтернативе;
t < -tq,(n–1)при альтернативе;
t< t-q/2,(n–1)при альтернативе.