- •251100, 251200, 320702 Всех форм обучения.
- •Содержание
- •Введение
- •1 Задания на лабораторную работу
- •2 Общие указания по выполнению работы и оформлению отчета
- •3 Проверка некоторых статистических гипотез
- •3.1 Проверка однородности (анормальности) результатов измерений
- •3.1.1 Проверка однородности (анормальности) измерений по квантилям распределения .
- •3.2 Сравнение двух или нескольких дисперсий
- •3.2.1 Сравнение двух дисперсий
- •3.2.2 Сравнение нескольких дисперсий
- •3.3 Сравнение двух средних
- •4 Пример выполнения лабораторной работы
- •3 Сравнение двух средних
- •5. Вопрсы для поготовки к защите лабораторной работы
- •Заключение
- •Перечень ключевых слов
- •Список использованных источников
3.3 Сравнение двух средних
Задача сравнения средних значений выборок (выборочных математических ожиданий) - также одна из самых распространенных. Цель сравнения - выявить, можно ли считать сравниваемые средние значения выборок (математических ожиданий) оценками одного и того же генерального математического ожидания, то есть являются ли сравниваемые средние однородными. Однородность сравниваемых средних говорит о том, что эти выборки принадлежат к одной генеральной совокупности. Необходимо заметить следующее: если сравниваемые выборки имеют неоднородные дисперсии, то процедура сравнения резко усложняется. В этом случае можно рекомендовать специальные методы, которые в данном курсе не рассматриваются. Рассматриваемый здесь метод предполагает, что дисперсии однородны, то есть .
Предварительно рассчитываем среднюю дисперсию по формуле:
(8)
где - выборочные дисперсии первой и второй выборок;
, степени свободы сравниваемых выборок.
Для сравнения двух средних арифметических используют критерий Стьюдента (t - критерий). Расчетное значение критерия Стьюдента вычисляют по следующей формуле:
(9)
где X1,Х2 - средние арифметические (математические ожидания) сравниваемых выборок;
n 1,n2 -объем сравниваемых выборок.
Табличный критерий Стьюдента находится по таблице Б.4“Квантили распределения Стьюдента”, который зависит от числа степеней свободы выборок (f) и уровня значимости (). Число степеней свободы выборок , при этом следует учесть, что ; . Если , то и есть оценки одного генерального математического ожидания, а выборки относятся к одной генеральной совокупности.
При сравнении нескольких средних можно также использовать критерий Стьюдента, проводя сравнения попарно. Однако, для использования при сравнении полной информации о всех средних такое сравнение проводят при помощи множественного рангового критерия Дункана. В данном курсе этот метод не рассматривается.
4 Пример выполнения лабораторной работы
Метод проверки статистических гипотез можно использовать для сравнения эффективности двух технологических процессов. Рассмотрим это на следующем примере:
Условие задачи. Очистку химического вещества от примесей железа проводили двумя различными способами. Необходимо определить какой способ очистки эффективнее. Результаты опытов (по 7 опытов по каждому способу) приведены в таблице 2.
Таблица 2 Результаты опытов по первому и второму способам
№ |
содержание Fe,% |
|
опыта |
1 способ |
2 способ |
|
Х1 |
Х2 |
1 |
0.050 |
0.039 |
2 |
0.047 |
0.032 |
3 |
0.045 |
0.051 |
4 |
0.057 |
0.045 |
5 |
0.050 |
0.041 |
6 |
0.040 |
0.034 |
7 |
0.100 |
0.038 |
; ;
; ;
Расчет проводится в следующей последовательности:
1 Проверка анормальности результатов
а) вычисляем по формулам (1), (2) математическое ожидание и дисперсии выборок Х1 и Х2;
б) Вычисляем статистики по формулам (3) для выборок X1 и X2 :
для выборки получаем:
;
для выборки получаем:
;
По таблице Б.1 находим квантиль распределения при объеме выборки равном 7 и уровне значимости = 0,05
;
Сравнение с вычисленными статистиками показывает, что максимальный элемент выборки анормален, так как 2.2>1.94, а остальные результаты однородны.
Анормальный результат исключаем из выборки. В выборке осталось 6 опытов. Далее необходимо проверить в оставшейся выборке максимальный элемент на анормальность. Для этого следует пересчитать математическое ожидание и дисперсию оставшейся выборки
;
вычисляем Umax=(0.053- 0.0475)/ = 1.22
табл.=1,82 при n=6, =0,05;
Umax=1,22=1,82
следовательно, результаты однородны.
2 Проверка однородности двух дисперсий
а) вычисляем расчетный критерий Фишера по формуле (6)
Fрасч.==1,99
Fтабл.= 5.0 при числе степеней свободы числителя (выборка X2) f2=n-1=7-1=6, a знаменателя (выборка X1 ) f1=(n -1) = 6 -1 =5, уровене значимости =0.05
Fрасч.<Fтабл.; 1,99 < 5.0
Следовательно, дисперсии однородны и можно продолжать расчеты дальше.