STATYSTYKA dla Technologii Chemicznej
Weryfikacja hipotez parametrycznych za pomocą testów istotności
Weryfikacja hipotezy H0 : m = m0 o nieznanej wartości oczekiwanej m zmiennej losowej X na poziomie istotności α:
Model I X ma rozkład N (m, σ), σ znane Obliczamy wartośc statystyki testowej:
U = x − m0
σ
√n
Hipotezę H0 odrzucamy (przyjmujemy H1) gdy obliczona wartośc statystyki testowej U należy do zbioru krytycznego W . W przeciwnym przypadku nie ma podstaw do odrzucenia H0.
W = (−∞; −uα) ∪ (uα; +∞), gdy H1 : m 6= m0,
W = (−∞; −u2α), gdy H1 : m < m0, W = (u2α; +∞), gdy H1 : m > m0, gdzie uα = kwantyl rzędu 1 − α2 rozkładu N (0, 1) (tzn. Φ(uα) = 1 − α2).
Model II X ma rozkład N (m, σ), σ nieznane Obliczamy wartośc statystyki testowej:
T = x − m0 s
√n − 1
Hipotezę H0 odrzucamy (przyjmujemy H1) gdy obliczona wartośc statystyki testowej T należy do zbioru krytycznego W . W przeciwnym przypadku nie ma podstaw do odrzucenia H0.
W = (−∞; −tα) ∪ (tα; +∞), gdy H1 : m 6= m0,
W = (−∞; −t2α), gdy H1 : m < m0, W = (t2α; +∞), gdy H1 : m > m0,
gdzie tα= kwantyl rzędu 1 −α2 rozkładu rozkładu t-Studenta o n − 1 stopniach swobody.
Weryfikacja hipotezy H0 : σ2 = σ02 o nieznanej wariancji σ2 zm. los. X na poziomie istotności α:
Obliczamy wartośc statystyki testowej:
χ2 = ns2 σ02
Hipotezę H0 odrzucamy (przyjmujemy H1) gdy obliczona wartośc statystyki testowej χ2 należy do zbioru krytycznego W . W przeciwnym przypadku nie ma podstaw do odrzucenia H0.
W = (0; χ21−α
2) ∪ (χ2α
2; +∞), gdy H1 : σ2 6= σ02, W = (0; χ21−α), gdy H1 : σ2 < σ02, W = (χ2α; +∞), gdy H1 : σ2 > σ02,
gdzie χ2α= kwantyl rzędu 1 − α rozkładu rozkładu chi-kwadrat o n − 1 stopniach swobody.