![](/user_photo/2706_HbeT2.jpg)
- •Министерство образования российской федерации
- •С использованием табличного процессора Excel и надстройки «Пакет анализа»
- •Краткие теоретические сведения
- •Порядок выполнения работы
- •Пример выполнения
- •Содержание отчета
- •Пример построения гистограммы
- •Порядок выполнения работы
- •Контрольные вопросы
- •Пример расчета
- •Пример расчета
- •Порядок выполнения работы
- •Содержание отчета
- •Контрольные вопросы
- •Краткие теоретические сведения
- •Сравнение нескольких средних методом дисперсионного анализа
- •Порядок выполнения работы
- •Содержание отчета
- •Контрольные вопросы
- •Краткие теоретические сведения
- •Ковариация
- •Корреляция
- •Порядок выполнения работы
- •Содержание отчета
- •Контрольные вопросы
- •Краткие теоретические сведения
- •Пример расчета
- •Порядок выполнения работы
- •Содержание отчета
- •Контрольные вопросы
- •Библиографический список
- •394000, Воронеж, пр. Революции, 19
Пример расчета
Выборочные
данные о диаметре валиков (мм), обработанных
на автоматах 1 и 2, приведены в табл. 9,
сформированной на рабочем листе Microsoft
Excel.
По выборке объема n=14
найден средний размер диаметра валиков
=124,49
мм, обработанных на автомате № 1 (ячейкаD38
содержит формулу =СРЗНАЧ(D24:D37)).
По выборке объема m=9
найден средний размер диаметра валиков
=124,62
мм, обработанных на автомате № 2 (ячейка
Е38 содержит формулу =СРЗНАЧ(Е24:Е32)).
Таблица 9
Выборочные данные о диаметре обработанных валиков
|
C |
D |
E |
23 |
Номер |
Автомат № 1 |
Автомат № 2 |
24 |
1 |
124,55 |
126,73 |
25 |
2 |
123,08 |
124,42 |
26 |
3 |
125,37 |
124,92 |
27 |
4 |
126,91 |
124,70 |
28 |
5 |
126,80 |
123,45 |
29 |
6 |
127,60 |
123,29 |
30 |
7 |
121,72 |
125,76 |
31 |
8 |
124,65 |
122,45 |
32 |
9 |
126,64 |
125,90 |
33 |
10 |
123,37 |
|
34 |
11 |
123,96 |
|
35 |
12 |
122,46 |
|
36 |
13 |
122,23 |
|
37 |
14 |
123,53 |
|
38 |
Среднее |
124,49 |
124,62 |
39 |
Дисперсия |
3,66 |
1,92 |
Кроме того, предварительным анализом установлено, что размер диаметра валиков, обработанных на каждом автомате, имеет нормальный закон распределения с дисперсией x2=3,66 мм2 для автомата 1 и y2=1,92 мм2 для автомата 2. В ячейках D39 и Е39 содержатся соответственно следующие формулы: =ДИСП(D24:D37) и =ДИСП(Е24:Е32).
Можно ли на уровне значимости = 0,05 объяснить различие выборочных средних случайными причинами? Или, иными словами, при уровне значимости = 0,05 требуется проверить гипотезу Н0: ax = ay.
Для решения задачи используем режим работы Двухвыборочный z-тест для средних.
Устанавливаем следующие параметры в одноименном диалоговом окне (см. рис. 6):
Интервал переменной 1 – $D23:$D37;
Интервал переменной 2 – $Е23:$Е32;
Гипотетическая средняя разность – 0;
Дисперсия переменной 1 (известная) – 3,66;
Дисперсия переменной 2 (известная) – 1,92;
Метки – устанавливаем флажок в активное состояние;
Альфа – 0,05;
Выходной интервал – $C$41.
Рассчитанные в данном режиме показатели представлены в табл. 10.
Таблица 10
Результаты расчета
|
C |
D |
E |
40 |
|
|
|
41 |
Двухвыборочный z-тест для средних |
| |
42 |
|
|
|
43 |
|
Автомат № 1 |
Автомат № 2 |
44 |
Среднее |
124,49 |
124,62 |
45 |
Известная дисперсия |
3,66 |
1,92 |
46 |
Наблюдения |
14 |
9 |
47 |
Гипотетическая разность средних |
0 |
|
48 |
z |
-0,19 |
|
49 |
P(Z z) одностороннее |
0,423826596 |
|
50 |
z критическое одностороннее |
1,64 |
|
51 |
P(Z z) двухстороннее |
0,847653193 |
|
52 |
z критическое двухстороннее |
1,96 |
|
53 |
|
|
|
Нулевая
гипотеза
имеет вид Н0:
ax
= ay,
следовательно, альтернативная ей
гипотеза – Н1:
ax
ay.
В этом случае стоим двустороннюю
критическую область (рис. 7), исходя из
требования, чтобы
вероятность попадания критерия в эту
область в предположении справедливости
нулевой гипотезы была равна принятому
уровню значимости.
Наибольшая
мощность критерия (вероятность попадания
критерия в критическую область при
справедливости конкурирующей гипотезы)
достигается тогда, когда «левая» и
«правая» критические точки выбраны
так, что вероятность попадания критерия
в каждый из двух интервалов критической
области равна
:
,
.
Поскольку z – нормированная нормальная случайная величина, критические точки симметричны относительно 0.
В результате расчета получено: расчетное значение критерия zр = -0,19; критическая область (-; -1,96) (1,96; +) (рис. 8).
Т.к.
расчетное значение критерия не попадает
в критическую область, нет оснований
отвергнуть нулевую гипотезу, следовательно,
различие выборочных средних обусловлено
случайными причинами.