1. Сравнение двух средних норм генеральных совокупностей, дисперсии коттрых известны.
2. Сравнение двух средних нормальных генеральных совокупностей, дисперсии, которых неизвестны и одинаковы.
Дано Х и У – случайные величины с нормальными распределениями.
Найдены Хср. и Уср. Известно – G2x=G2y=G2
MX=MY при конкурирующей гипотезе. Н1: МХ не равно МУ с уровнем значимости a.
Схема решений.
1. Находим S2x и S2y - исправленные выборочные.
2. Вычисляем набд=людаемое значение критерия
Т= (x- y) * mn(m+n-2)
(n-1)S2x+(m-1)S2Y Ö m+n
Оказывается критерий Т –случайная величина распределения Стьюдента.
3. По заданному уровню значений a и числу степеней свободы k=m+n-2 по таблице критических точек распределения Стьюдента находим критическое значение параметра Ткр. (a, к)
4. Сравниваетм Ткр. И Тнабл., делаем вывод:
а) если |Тнабл.|< Ткр.(a, к), то нет оснований отвергнуть Н0.
б) если |Тнабл.|>Ткр.(a, к), то гипотезу отвергаем.
3. Сравнение двух дисперсий нормальных генеральных совокупностей.
Х и У – нормальные генеральные совокупности. По выборкам найдены S2x и S2y Требуется проверить гипотезу Н0: DX=DY при конкурирующей гипотезе Н1 а) DX>DY б)DX не равно DY.
|
|
Схема решение в случае а).
1. Вычисляется наблюдаемое значение критерия. Fнабл.= S2больша е/ S2меньшая =S2x/ S2y. Оказывается, что F – случайная величина, распределённая по закону Фишера-Снедекора.
2.По заданному уровню значимости a и числу степеней свободы k1=n-1,k2=m-1 находим критическую точку Fкр. (a,k1,k2) k1 – число степеней свободы большей дисперсии,k2 - число степеней свободы меньшей дисперсии.
3.Сравнивая Fкр. и Fнабл.,делаем вывод: Если Fкр. < Fнабл., то гипотезу Н0 принимаем, если Fкр. > Fнабл., то гипотезу отвергаем.
Схема решения в случае б) аналогична,только в №2 F(a/2,k1,k2), в №3 k1=n-1,k2=m-1 или k2=n-1,k1=m-1, так как k1 – число степеней свободы большей дисперсии,k2 - число степеней свободы меньшей дисперсии.
Проверка статистической гипотезы о виде закона распределения (Критерий Пирсона).
Х – случайная величина. Требуется но уровню значимости a проверить гипотезу о нормальном распределении Х.
Схема решения.
1. Весь интервал выборочных значений разделить на S частных интервалов одинаковой длины. Находим середины частичных интервалов, переходим к новому выборочному распрелению. ni –число фактических зачений попавших в i интервал.
2. Для получения последовательности равностоящих вариантов находим
X* ср =(åSi=1nixi)/n, G*=Öåni*(xi-x*)2/nØ.
попадания х в i интервал. Если х – нормально распределённая случайная величина, то Z распределена по нормальному закону с нулевым математическим ожиданием и единичной дисперсией и pi=Ф(Zi+1) – Ф(Zi), а Zi=(xi-x*)/G*
|
|
3. Нормируем случайную величину х, рассматриваетм величину Z=(x-x*)/G*
4. вычисляем теоретические (вычисленные в предположении нормального распределения) частоты n¢i =n*pi,pi - веростность
5. В качестве проверки нулевой гипотезы применим критерий Пирсона.
c2=ås(ni-ni¢)2
i=1 ni¢
6. По таблиые критических точек распределения c2 по заданному уровню значимости a и числу степеней свободы k=s-3 находим критическую точку c2кр.(a,к).
7. Сравнивая c2кр. и c2набл., делаем вывод: - если c2набл.< c2кр., то гипотезу о нормальном распределении Х принимаем (с уровнем значимости a)
- если c2набл.> c2кр., то гипотезу о нормальном распределении Х отвергаем.
(Аналогично проверяется,что гипотеза принадлежит любому другому распределению, только в № 4 рi будет считаться в соответствии с этим распределением.)