- •МАТЕМАТИЧЕСКАЯ СТАТИСТИКА (часть 2)
- •Статистической гипотезой называется любое предположение о виде или параметрах неизвестного закона распределения.
- •Гипотеза Н0
- •1 этап Задаём уровень значимости .
- •3 этап Вычисляем значения критерия, подставляя в него
- •Точки, которые отделяют критическую область от области принятия гипотезы, называют критическими точками.
- •Критическую область W целесообразно находить со- гласно следующим требованиям:
- •Схема проверки гипотезы:
- •Критерий Стьюдента (t-критерий)
- •Плотность распределения Стьюдента – чётная функция
- •Критерии, с помощью которых проверяется гипотеза о теоретическом законе распределения, называются
- •Критерий Пирсона ( 2 -критерий)
- •Критическая область W – правосторонняя:
- •Критерий Колмогорова
- •Можно доказать, что при n
- •Критерий Фишера
- •Однофакторный дисперсионный анализ
- •X – случайная величина
- •Критерий Бартлетта
- •Уровень фактора F
- •Уровень фактора F
- •1-ая группа – уровень F1:
- •i-тая группа: x1i, x2i, … , xq i , групповая средняя: yi
- •Факторная дисперсия:
- •H0 : Sост2 Sфакт2
- •Элементы теории корреляции
- •Корреляционная таблица
Плотность распределения Стьюдента – чётная функция
p(T t) p(T t)
Критическая точка tпр,кр находится из требования:
p(T tпр,кр ) |
|
p(T tпр,кр ) |
|
–tпр,кр является критической точкой для левосторонней
области:
tлев,кр tпр,кр
3. H1 : a a0
Критическая область W – двусторонняя:
Пусть p(T t1,кр ) p(T t2,кр ) / 2
В силу чётности плотности распределения Стьюдента:
t1,кр t2,кр
Аналогично пунктам 1 и 2 получаем:
t |
2,кр |
F 1(1 / 2) |
t |
|
t |
2,кр |
|
, |
1,кр |
|
|||
|
|
или |
|
|
|
|
t |
F 1( / 2) |
t |
2,кр |
t |
||
|
1,кр |
, |
|
|
1,кр |
Критерии, с помощью которых проверяется гипотеза о теоретическом законе распределения, называются
критериями согласия.
H0: генеральная совокупность имеет некоторое определённое распределение
(высказано предположение о виде и параметрах распределения)
1. Генеральная совокупность имеет биномиальное распределение с m=10 и p=0.4.
2. Генеральная совокупность распределена нормально с матаматическим ожиданием, равным 5 и дисперсией, равной 4.
Критерий Пирсона ( 2 -критерий)
Найдём теоретические частоты вариант.
1. Распределение дискретное |
p(x). |
|||
xi |
x1 |
x2 |
… xl-1 |
xl |
pi p1=p(x1) p2=p(x2) … pl-1=p(xl-1) pl=1-p1-p2-…-pl-1 Теоретическая частота появления варианты xi – это npi.
2. Распределение непрерывное |
F(x). |
|
|||
xi |
(x1, x2) |
(x2, x3) |
… |
(xl-1, xl) |
(xl, xl+1) |
pi |
p1=p(X< x2) |
p2=p(x2<X<x3) |
… |
pl-1=p(xl-1<X<xl) pl=1-p1-p2- |
|
|
=F(x2) |
=F(x3)- F(x2) |
=F(xl)- F(xl-1) |
…-pl-1 |
Теоретическая частота попадания в интервал (xi, xi+1) – это npi.
|
|
2 |
l |
(n np )2 |
||
Критерий: |
|
|
|
i |
np |
i |
|
|
|
|
|
|
i |
|
|
|
i 1 |
|
|
ni – эмпирические частоты npi – теоретические частоты
При n случайная величина 2 имеет распреде- ление Пирсона с k степенями свободы, где
k = l –1 –r,
l – число вариант (интервалов),
r – число параметров предполагаемого распределения, оцениваемых по выборке
Критическая область W – правосторонняя:
Из требования 1 для критической области:
|
p( 2 W ) |
p( 2 кр2 ) |
|
|
p( 2 кр2 |
) 1 p( 2 кр2 ) 1 |
|
||
p( 2 2 |
) F( 2 ) |
|
|
2 |
кр |
кр , F(x) – функция распределения |
|
||
|
F( кр2 ) 1 |
|
кр2 F 1(1 ) |
|
F(x) – функция распределения Пирсона с k=l–1–r степенями свободы, l – число вариант (интервалов), r – число параметров, оцениваемых по выборке.
Критерий Колмогорова
F(x) – теоретическая функция распределения Fn(x) – эмперическая функция распределения
Обозначим D max Fn (x) F(x)
– статистика критерия Колмогорова Критерий: Dn
Критическая область W – правосторонняя:
Из требования 1 для критической области:
p( W ) |
|
|
|
|
|
||
|
p( кр ) p(D n кр ) |
Можно доказать, что при n
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
|
|
p(D |
|
кр ) p( кр ) 1 |
( 1)k e 2k2 кр |
||||
|
|
n |
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
k |
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
||
|
1 |
( 1)k e 2k 2 кр |
|
|
кр |
|
k
|
0.4 |
0.3 |
0.2 |
0.1 |
0.05 |
0.025 |
0.01 |
0.005 |
0.001 |
0.0005 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
кр |
0.89 |
0.97 |
1.07 |
1.22 |
1.36 |
1.48 |
1.63 |
1.73 |
1.95 |
2.03 |
Критерий Фишера
Две генеральные совокупности X и Y распределены нормально.
Проверить гипотезу: H0 : D( X ) D(Y )
Обозначим nX – объём выборки из совокупности X, nY – объём выборки из совокупности Y,
s2X и s2Y – исправленные выборочные дисперсии. |
|||
Критерий: |
F |
s2X |
|
|
s2 |
|
|
|
|
Y |
F имеет распределение Фишера с (nX –1) и (nY –1) степенями свободы Критическая область строится в зависимости от вида конкурирующей гипотезы.
1. H1 : D( X ) D(Y )
Критическая область W – правосторонняя:
Так как s2X >0 и s2Y >0, то F >0 положительная часть Из требования 1 для критической области:
p(F W ) |
|
p(F fпр,кр ) |
p(F fпр,кр ) 1 p(F fпр,кр ) 1 |
p(F fпр,кр ) F( fпр,кр ), F(x) – функция распределения F
F( fпр,кр ) 1 fпр,кр F 1(1 )
F(x) – функция распределения Фишера с (nX –1) и (nY –1) степенями свободы
2. H1 : D( X ) D(Y ) |
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Обозначим |
|
1 |
|
|
s2 |
|
, F’ имеет распределение |
|||
|
|
|
|
Y |
|
|||||
F F |
|
s2X |
|
|||||||
|
|
|
|
Фишера с (nY –1) и (nX –1) |
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
степенями свободы |
||
H1 : D(Y ) D( X ) |
предыдущий случай: |
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
f |
|
F 1(1 ), |
где F(x) – |
|
|
|
|
|
|
|
пр,кр |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
функция распределения F’ |
|||
p(F f |
) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
пр,кр |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
p(F f |
) p(1/ F f |
|
) p(F 1/ f |
) |
||||||
пр,кр |
|
|
|
|
пр,кр |
|
пр,кр |
|
||
|
|
p(F 1/ fпр,кр ) |
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
p(F 1/ fпр,кр ) |
|
|
|
|
|
Обозначим f лев,кр 1/ |
fпр,кр , тогда |
p(F f лев,кр )
Таким образом, критическая область для критерия F имеет вид:
|
|
1 |
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
f лев,кр |
f |
1 |
(1 ) |
|||
|
|
|
F |
|||
|
|
пр,кр |
|
|
,где F(x) – функция распределения Фишера
с (nY –1) и (nX –1) степенями свободы
3. H1 : D( X ) D(Y )
Критическая область W – двусторонняя:
Пусть p(F f1,кр ) p(F f2,кр ) / 2
Аналогично пунктам 1 и 2 получаем:
f2,кр F1 1(1 / 2)
где F1(x) – функция распределения Фишера с (nX –1) и (nY –1) степенями свободы
1
F2 1(1 / 2)
где F2(x) – функция распределения Фишера с (nY –1) и (nX –1) степенями свободы