Test χ2 teoria
Niech X1, . . . , Xn b¦dzie prób¡ losow¡ prost¡ z rozkªadu Pθ, θ ∈ Θ, oraz α ∈ (0, 1).
Oznaczenia: r ilo±¢ statystyk obliczonych z próby,
Fχ2(k−r−1) dystrybuanta rozkªadu χ2 z k − r − 1 stopniami swobody, u1−α = Fχ−12(k−r−1)(1 − α).
Test χ2 dla rozkªadów dyskretnych
Zaªó»my, »e zmienna losowa X ma rozkªad dyskretny zadany przez {(wi, pi) : i = 1, . . . , k}, gdzie warto±ci wi, i = 1, . . . , k s¡ znane, a prawdopodobie«stwa pi, i = 1, . . . , k nie s¡ znane.
Oznaczenia: ni, i = 1, . . . , k liczebno±ci empiryczne,
p0i = P (X = wi), i = 1, . . . , k prawdopodobie«stwa teoretyczne, n0i = np0i, i = 1, . . . , k liczebno±ci teoretyczne.
H0 : (p1, . . . , pk) = (p01, . . . , p0k), H1 : (p1, . . . , pk) 6= (p01, . . . , p0k) Statystyka testowa jest równa
χ2 = Xk
i=1
(ni− n0i)2 n0i . Obszar krytyczny:
K = (u1−α, +∞).
χ2 ∈ K odrzucamy hipotez¦ H0, przyjmujemy H1
χ2 ∈ K/ nie ma podstaw do odrzucenia hipotezy H0
Test χ2 dla rozkªadów ci¡gªych
Zaªó»my, »e zmienna losowa X ma rozkªad o ci¡gªej dystrybuancie F . Dane grupujemy w k klas: I1 = (−∞, a1], I2 = (a1, a2], . . . , Ik−1 = (ak−2, ak−1], Ik = (ak−1, ∞) takich, »e 10k 6 n oraz p0i ≈ 1k.
Oznaczenia: ni, i = 1, . . . , k liczebno±¢ empiryczna klasy Ii,
p0i = P (X ∈ Ii), i = 1, . . . , k prawdopodobie«stwa teoretyczne, n0i = np0i, i = 1, . . . , k liczebno±¢ teoretyczna klasy Ii.
H0 : X ∼ F, H1 : X F Statystyka testowa jest równa
χ2 = Xk
i=1
(ni− n0i)2 n0i . Obszar krytyczny:
K = (u1−α, +∞).
χ2 ∈ K odrzucamy hipotez¦ H0, przyjmujemy H1
χ2 ∈ K/ nie ma podstaw do odrzucenia hipotezy H0
Uwaga: Je»eli n0i < 10 dla pewnego i, to nale»y poª¡czy¢ odpowiadaj¡c¡ warto±¢ lub klas¦
z warto±ci¡ lub klas¡ s¡siedni¡ i zredukowa¢ liczb¦ stopni swobody (r w takim przypadku si¦
nie zmienia, zmniejszamy tylko k).