1 STATYSTYKA MATEMATYCZNA
PRZEDZIA L UFNO´SCI DLA WSKA´ZNIKA STRUKTURY p
Cecha X (wynik jednego do´swiadczenia) ma rozk lad zero-jedynkowy, tzn. P (X = 1) = p, P (X = 0) = 1 − p.
Pr´ob¸e losow¸a n-elementow¸a mo˙zna uto˙zsamia˙c z ci¸agiem n niezale˙znych jednakowych do´swiadcze´n.
Zak ladamy, ˙ze liczba do´swiadcze´n jest du˙za (n ≥ 100).
Niech Zn - liczba sukces´ow w n do´swiadczeniach w schemacie Bernoulliego (Zn ma rozk lad B(n, p)).
Przedzia l ufno´sci dla wska´znika strukturyp na poziomie ufno´sci 1 − α:
P
Zn
n − u1−α2 ·
sZn
n (1 −Znn)
n < p < Zn
n + u1−α2 ·
sZn
n (1 −Znn) n
= 1 − α WERYFIKACJA HIPOTEZ. PARAMETRYCZNE TESTY ISTOTNO´SCI
MODEL H0 H1 Statystyka testowa Zbi´or krytyczny W
m = m0
m = m0
m 6= m0 m > m0
m < m0
m 6= m0 m > m0 m < m0
U = X−mσ 0√ n
T = X−mS 0 ·√ n − 1
W = (−∞; −u1−α2) ∪ (u1−α2; +∞) W = (u1−α; +∞)
W = (−∞; −u1−α)
W = (−∞; −t(α, n − 1)) ∪ (t(α, n − 1); +∞) W = (t(2α, n − 1); +∞)
W = (−∞; −t(2α, n − 1))
m = m0
m 6= m0 m > m0 m < m0
W = (−∞; −u1−α2) ∪ (u1−α2; +∞) W = (u1−α; +∞)
W = (−∞; −u1−α) U = X−ms 0√
n 1. σ dane,
X ∼ N(m, σ)
2. σ nieznane X ∼ N(m, σ)
3. n ≥ 100 X ma dowolny
rozk lad
σ = σ0
σ = σ0 4. n < 50
X ∼ N(m, σ)
X ∼ N(m, σ) 5. n ≥ 50
σ 6= σ0 σ > σ0 σ < σ0
σ 6= σ0 σ > σ0 σ < σ0
χ2 = nSσ22 0
V =
r
2nS2 σ02 −√
2n − 3
W = (−∞; −u1−α2) ∪ (u1−α2; +∞) W = (u1−α; +∞)
W = (−∞; −u1−α)
W = (0; χ2(1 −α2, n − 1)) ∪ (χ2(α2, n − 1); +∞) W = (χ2(α, n − 1); +∞)
W = (0; χ2(1 − α, n − 1))
Opis danych :
α - poziom istotno´sci; n - liczno´s˙c pr´oby, na podstawie kt´orej weryfikujemy hipotez¸e H0; X - warto´s˙c ´srednia, S - odchylenie standardowe (obliczamy dla danej pr´oby);
uα - kwantyl rz¸edu α rozk ladu N(0, 1);
t(α, n) - warto´s˙c krytyczna rozk ladu t-Studenta o n stopniach swobody (kwantyl rz¸edu 1 − α2);
X2(α, n) - warto´s˙c krytyczna rozk ladu chi-kwadrat o n stopniach swobody (kwantyl rz¸edu 1 − α).
Weryfikacja hipotezy H0 przeciw hipotezie H1 na poziomie istotno´sci α:
1) Wybieramy odpowiedni model (dla danej pr´oby i hipotezy).
2) Obliczamy warto´s˙c odpowiedniej statystyki testowej dla danej pr´oby.
3) Znajdujemy zbi´or krytyczny dla danego poziomu istotno´sci α.
4) Je˙zeli obliczona dla danej pr´oby warto´s˙c statystyki testowej nale˙zy do zbioru krytycznego W to hipotez¸e H0 nale˙zy odrzuci˙c (tzn. przyj¸a˙c H1) na poziomie istotno´sci α. W przeciwnym przypadku nie ma podstaw do odrzucenia hipotezy H0.
c
Krzysztof Bry´s 1999-2006