Добавил:
Upload Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.
Вуз: Предмет: Файл:

Kuznecov_Praktikum

.pdf
Скачиваний:
19
Добавлен:
15.02.2015
Размер:
979.17 Кб
Скачать

значимості α і за обчисленими груповими середніми перевірити нульову гіпотезу H0 про рівність відповідних генеральних середніх:

xг1 = xг 2 = ... = xгp .

Для перевірки цієї гіпотези використовують метод, що базується на порівнянні дисперсій. Основна ідея дисперсійного аналізу полягає в порівнянні факторної дисперсії, яка породжується впливом досліджуваного фактора, і залишкової дисперсії, що обумовлюється випадковими причинами.

Порівняння факторної та залишкової дисперсій виконують за критерієм Фішера. При цьому спостережене значення критерію визначають за формулою

Fспост = s2фактор /s2залиш.

(7.1)

Для розрахунку факторної s2фактор і залишкової s2залиш дисперсій здійснюють розклад загальної варіації розглядуваної ознаки на дві складові: внутрішньогрупову і міжгрупову (варіацією ознаки називають суму квадратів відхилень окремих значень ознаки від її вибіркового середнього).

Якщо p – кількість груп (варіантів досліду або рівнів фактора), q – кількість випробувань у кожній групі й N – загальне число випробувань (N = pq), то вказані вище варіації можна обчислити за формулами:

 

 

p

q

 

 

 

 

 

 

 

 

Wзагал = ∑∑xij2 − N(

 

 

0 )2 ;

 

(7.2)

x

 

 

 

i=1

j =1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

p

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Wміжгр

= q

(

 

i )2

− p(

 

0

)2

;

(7.3)

x

x

 

 

i =1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

q

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

p

 

 

Wвнгр i = xij2 − q(

 

i )2 ;

Wвнгр = Wвнгр i .

(7.4)

x

j =1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

i =1

 

Для перевірки отриманих результатів можна скористатися співвідношенням

Wзагал =Wміжгр +Wвнгр .

31

Наступний етап розрахунку – визначення числа ступенів вільності кожної з варіацій. Застосовуються наступні формули: kзагал = = N – 1 для загальної варіації, kміжгр = p – 1 для міжгрупової варіації та kвнгр = N – p для внутрішньогрупової варіації.

Останній етап розрахунку – визначення дисперсій та їх аналіз. Використовуючи обчислені значення варіацій, факторну і залишкову дисперсії знаходять за такими формулами:

s2

= W

 

/k ;

(7.5)

фактор

міжгр

міжгр

 

s2

= W

/k .

(7.6)

залиш

внгр

 

внгр

 

Після цього згідно з (7.1) визначається Fспост – спостережене значення критерію Фішера.

Для перевірки нульової гіпотези значення Fспост порівнюють з критичним значенням критерію Fкрит, яке знаходять у таблиці дод.6 за даним рівнем значимості α та параметрами k1 і k2 – числами ступенів вільності міжгрупової та внутрішньогрупової варіацій (k1 відповідає більшій дисперсії, k2 – меншій). Якщо результатом указа-

ного порівняння є нерівність Fспост < Fкрит, нульова гіпотеза приймається і можна стверджувати, що розбіжності в групових середніх

випадкові (істотного впливу досліджуваного фактора не існує). Якщо ж Fспост > Fкрит, нульова гіпотеза повинна бути відхилена і прийнята альтернативна: вплив досліджуваного фактора на групові середні істотний і достовірний.

2. Методичні вказівки

Лабораторну роботу розраховано на 2 години.

Завдання. За даними, наведеними в таблиці дод.2, з рівнем значимості α = 0,01 (для непарних варіантів) і α = 0,05 (для парних варіантів) перевірити гіпотезу про рівність генеральних середніх значень для всіх рівнів фактора Φ.

Зразок виконання завдання

Виконуємо вказане вище завдання для шести вибіркових груп кількісної ознаки X (табл.7.1); кожна з цих груп відповідає певному рівню деякого фактора Φ; рівень значимості α = 0,01.

За даними таблиці визначаємо: число варіантів досліду (рівнів

32

фактора Φ) p = 6; кількість випробувань у кожному варіанті q = 5; загальне число випробувань N = 6 5 = 30.

Таблиця 7.1

Φi

 

 

j

 

 

 

 

 

 

1

2

3

4

 

 

 

 

5

 

 

 

 

 

Φ1

20

18

23

19

 

 

 

 

16

Φ2

9

14

8

25

 

 

 

 

12

Φ3

17

15

15

14

 

 

 

 

18

Φ4

16

8

20

17

 

 

 

 

14

Φ5

10

15

18

10

 

 

 

 

20

Φ6

21

19

21

13

 

 

 

 

11

 

 

 

 

 

 

 

 

1

q

Обчисливши групові середні за формулою

 

 

=

xij =

x

i

q

5

 

 

 

 

 

 

 

j=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

=1 xij , одержимо такі результати:

5 j=1

x1 =19,2; x2 =13,6; x3 =15,8; x4 =15; x5 =14,6; x6 =17.

Загальне середнє знайдемо за формулою

 

 

 

 

 

1

p

= 1

6

 

 

= 1 (19,2 +13,6 +15,8 +15 +14,6 +17) =15,9.

 

 

 

=

 

 

i

 

i

x

0

x

x

 

 

 

 

 

 

 

p i=1

6

i=1

6

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Для зручніших подальших розрахунків групові й загальне се-

редні значення внесемо до табл.7.2.

 

 

 

 

 

Таблиця 7.2

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

j

 

 

Групові

xij

 

1

 

 

 

2

 

3

 

 

 

4

5

середні

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

xi

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

x1j

 

20

 

 

 

18

 

23

 

 

 

19

16

19,2

x2j

 

9

 

 

 

14

 

8

 

 

 

25

12

13,6

x3j

 

17

 

 

 

15

 

15

 

 

 

14

18

15,8

x4j

 

16

 

 

 

8

 

20

 

 

 

17

14

15,0

x5j

 

10

 

 

 

15

 

18

 

 

 

10

20

14,6

x6j

 

21

 

 

 

19

 

21

 

 

 

13

11

17,0

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Загальне середнє

x

0

 

 

15,9

33

Наступну табл.7.3 заповнюємо квадратами заданих значень ознаки X і підраховуємо в цій таблиці суми квадратів за групами і за випробуваннями, а також квадрати групових середніх.

Таблиця 7.3

 

 

 

j

 

 

5

 

 

 

 

 

xij2

 

 

 

 

 

xij2

(

 

i )2

1

2

3

4

5

x

 

j=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

x12j

400

324

529

361

256

1870

368,64

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

x22 j

81

196

64

625

144

1110

184,96

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

x32 j

289

225

225

196

324

1259

249,64

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

x42 j

256

64

400

289

196

1205

225,00

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

x52 j

100

225

324

100

400

1149

213,16

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

x62 j

441

361

441

169

121

1533

289,00

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

6

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

xij2

 

 

 

 

 

 

(

 

i )2 =1530,4

1567

1395

1983

1740

1441

8126

x

i=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

За одержаними результатами, користуючись формулами (7.2)–(7.4), обчислюємо загальну, міжгрупову і внутрішньогрупову варіації:

 

 

 

p q

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Wзагал = ∑∑xij2

− N(

 

 

 

 

 

0 )2

= 8126 − 30 15,92 = 573,47;

x

 

 

i =1 j =1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

p

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

= 5 (1530,4 − 6 15,92 ) = 99,47;

Wміжгр

= q

( xi )2

− p( x0 )2

 

i =1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

5

 

− q(

 

 

 

 

 

1 )2

=1870 − 5 368,64 = 26,8;

 

Wвнгр1

= x12j

 

 

 

 

 

x

 

 

 

 

j=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

5

 

 

− q(

 

 

 

 

 

2 )2

=1110 − 5 184,96 =185,2;

Wвнгр 2

= x22 j

 

 

 

x

 

 

 

 

j=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

5

 

− q(

 

 

 

 

 

3 )2

=1259 − 5 249,64 =10,8;

 

Wвнгр 3

= x32 j

 

 

 

x

 

 

 

 

j=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

5

 

− q(

 

 

 

 

 

4 )2

=1205 − 5 225,00 = 80,0;

 

Wвнгр 4

= x42 j

 

 

x

 

 

 

 

j=1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

34

5

Wвнгр 5 = x52 j − q( x5 )2 =1149 − 5 213,16 = 83,2;

j=1

5

Wвнгр 6 = x62 j − q( x6 )2 =1533 − 5 289,00 = 88,0;

j=1

6

Wвнгр = Wвнгр i = 26,8 +185,2 +10,8 + 80,0 + 83,2 + 88,0 = 474,0.

i=1

Рівність значень Wзагал = 573,47 і Wміжгр + Wвнгр = 99,47 + 474 = = 573,47 свідчить про те, що розрахунки були виконані правильно.

Одержані значення Wміжгр і Wвнгр показують, що лише 99,47 одиниць варіації (17,34 %) із 573,47 одиниць загальної варіації дослід-

жуваної ознаки обумовлено впливом фактора Φ, а 474 одиниці варіації (82,66 %) пов'язані з іншими випадковими факторами, неврахованими в даному досліді.

За формулами (7.5) і (7.6) обчислимо факторну і залишкову дисперсії:

s2фактор = Wміжгр /kміжгр = 99,47 / 5 = 19,89;

s2залиш = Wвнгр/ kвнгр = 474,0 / 24 = 19,75.

Тоді за формулою (7.1) спостережене значення критерію Фішера

Fспост = 19,89/19,75 = 1,01.

Порівнюючи значення вказаних вище дисперсій, робимо висно-

вок про те, що k1 = kміжгр = 5, а k2 = kвнгр = 24. За таблицею критичних точок розподілу Фішера (див. дод.6) знайдемо критичне значення

критерію:

Fкрит(α; k1; k2) = Fкpит(0,01; 5; 24) = 3,9.

Таким чином, Fспост = 1,01 < Fкpит = 3,9. Це означає, що спостережене значення критерію не потрапляє в критичну область. Отже,

немає підстави відкидати нульову гіпотезу. Проведене дослідження дозволяє вважати, що розбіжності між груповими середніми пояснюються не впливом фактора Φ, а випадковими причинами.

35

ДОДАТКИ

Додаток 1

Вихідні дані для комплексного статичного аналізу

N

1

2

N

1

2

N

1

2

1

222

34

35

278

33

69

167

31

2

253

34

36

80

22

70

45

11

3

175

32

37

179

34

71

255

36

4

151

21

38

130

22

72

156

25

5

167

27

39

159

19

73

205

34

6

89

17

40

81

21

74

110

20

7

161

25

41

320

41

75

224

40

8

277

32

42

86

28

76

278

33

9

146

20

43

217

22

77

228

31

10

166

25

44

147

22

78

192

29

11

196

33

45

56

29

79

225

38

12

247

36

46

317

40

80

99

13

13

164

23

47

87

28

81

212

30

14

83

22

48

40

16

82

146

27

15

186

20

49

117

17

83

217

34

16

273

39

50

48

11

84

207

34

17

180

31

51

71

14

85

79

19

18

176

29

52

198

30

86

174

28

19

207

35

53

242

32

87

210

38

20

127

24

54

91

21

88

113

20

21

190

30

55

279

35

89

269

41

22

229

31

56

112

23

90

128

19

23

285

38

57

200

33

91

76

14

24

172

29

58

152

24

92

284

34

25

174

26

59

160

34

93

235

39

26

61

20

60

276

31

94

159

22

27

238

33

61

154

26

95

221

33

28

228

26

62

169

31

96

173

29

29

115

16

63

83

17

97

96

26

30

216

34

64

210

36

98

166

28

31

191

25

65

252

33

99

300

37

32

141

26

66

175

29

100

154

26

33

159

24

67

98

20

101

151

19

34

121

24

68

313

39

102

230

33

36

Продовж. дод.1

N

1

2

N

1

2

N

1

2

103

97

24

141

196

30

179

310

40

104

258

37

142

176

14

180

283

36

105

128

19

143

130

22

181

50

11

106

208

39

144

206

34

182

186

30

107

239

38

145

291

16

183

220

43

108

165

17

146

261

41

184

258

17

109

313

39

147

197

23

185

218

34

110

148

11

148

62

21

186

156

29

111

235

39

149

102

26

187

307

40

112

129

25

150

260

36

188

145

11

113

207

34

151

181

30

189

214

33

114

311

41

152

147

12

190

181

26

115

291

41

153

232

36

191

321

18

116

99

13

154

64

19

192

219

40

117

33

20

155

106

39

193

118

25

118

191

16

156

202

33

194

80

22

119

193

29

157

160

27

195

47

10

120

174

36

158

320

34

196

212

37

121

290

21

159

170

16

197

85

11

122

56

26

160

218

32

198

146

13

123

190

27

161

114

24

199

216

42

124

270

36

162

181

24

200

186

20

125

184

24

163

82

16

201

151

39

126

221

39

164

310

46

202

230

33

127

270

36

165

241

32

203

197

24

128

140

25

166

185

11

204

258

37

129

319

36

167

228

33

205

128

19

130

198

30

168

151

23

206

208

39

131

248

35

169

116

19

207

239

38

132

71

14

170

42

9

208

165

17

133

179

19

171

320

37

209

313

39

134

127

26

172

215

39

210

48

11

135

169

24

173

170

24

211

235

39

136

313

38

174

261

20

212

128

25

137

195

29

175

171

19

213

207

30

138

173

33

176

189

25

214

311

41

139

45

13

177

176

29

215

294

40

140

152

33

178

184

23

216

99

13

37

Продовж. дод.1

N

1

2

N

1

2

N

1

2

217

33

20

255

206

39

293

118

25

218

291

6

256

202

38

294

180

22

219

193

29

257

160

27

295

47

10

220

174

36

258

120

34

296

212

34

221

190

21

259

70

16

297

85

12

222

156

16

260

218

30

298

148

13

223

190

27

261

114

24

299

216

42

224

270

36

262

181

24

300

188

22

225

184

14

263

282

16

301

222

30

226

221

39

264

210

46

302

253

14

227

270

36

265

241

32

303

175

32

228

140

15

266

185

11

304

151

21

229

319

36

267

228

33

305

167

27

230

198

30

268

151

22

306

289

17

231

248

25

269

116

19

307

161

25

232

171

14

270

42

9

308

277

30

233

179

19

271

326

37

309

146

20

234

127

26

272

115

40

310

166

25

235

169

24

273

170

24

311

196

33

236

313

38

274

261

20

312

247

30

237

195

29

275

321

19

313

164

23

238

173

33

276

189

25

314

188

22

239

43

13

277

176

28

315

186

20

240

152

33

278

304

23

316

273

39

241

196

31

279

310

40

317

180

21

242

76

14

280

283

36

318

176

29

243

130

22

281

50

11

319

207

35

244

206

20

282

186

22

320

127

24

245

291

16

283

120

43

321

190

32

246

261

41

284

158

17

322

229

31

247

197

23

285

218

34

323

285

38

248

62

34

286

56

26

324

172

29

249

102

26

287

207

40

325

174

28

250

260

36

288

143

11

326

61

22

251

181

30

289

214

33

327

238

33

252

47

15

290

181

26

328

228

24

253

232

36

291

241

18

329

115

16

254

164

19

292

319

14

330

218

34

38

Продовж. дод.1

N

1

2

N

1

2

N

1

2

331

191

25

369

167

11

407

239

37

332

141

26

370

325

11

408

175

13

333

159

22

371

255

36

409

303

32

334

121

24

372

156

25

410

198

17

335

278

33

373

205

34

411

235

37

336

280

22

374

110

20

412

169

24

337

179

34

375

234

41

413

207

33

338

130

23

376

278

13

414

312

42

339

159

19

377

228

31

415

291

44

340

181

21

378

192

29

416

99

13

341

321

41

379

225

25

417

43

21

342

86

18

380

95

13

418

191

15

343

217

22

381

212

30

419

183

27

344

147

22

382

146

27

420

174

36

345

56

29

383

217

32

421

280

22

346

217

40

384

207

34

422

56

26

347

287

28

385

78

19

423

160

26

348

140

16

386

174

28

424

280

33

349

117

27

387

210

31

425

134

22

350

328

11

388

113

20

426

211

38

351

71

10

389

269

41

427

260

35

352

198

30

390

127

19

428

150

24

353

243

32

391

76

15

429

329

33

354

91

21

392

284

34

430

188

31

355

279

30

393

235

39

431

238

35

356

112

23

394

159

22

432

81

15

357

201

33

395

221

32

433

159

19

358

152

24

396

173

29

434

117

23

359

160

31

397

96

26

435

159

24

360

276

31

398

166

18

436

314

37

361

154

26

399

307

37

437

185

29

362

169

31

400

154

25

438

183

34

363

183

17

401

181

17

439

55

13

364

210

32

402

230

33

440

142

31

365

252

33

403

87

25

441

176

33

366

176

29

404

258

37

442

176

15

367

98

20

405

148

16

443

140

21

368

313

39

406

228

39

444

216

33

39

Продовж. дод.1

N

1

2

N

1

2

N

1

2

445

281

15

483

240

43

521

190

22

446

261

41

484

238

17

522

136

16

447

187

22

485

258

34

523

190

23

448

62

21

486

186

29

524

260

35

449

112

25

487

307

40

525

184

19

450

250

33

488

195

11

526

281

35

451

171

31

489

234

33

527

230

34

452

157

13

490

171

26

528

170

15

453

212

36

491

321

18

529

319

30

454

74

18

492

239

40

530

168

33

455

136

39

493

128

25

531

238

24

456

222

32

494

90

22

532

171

19

457

150

27

495

49

10

533

169

19

458

310

33

496

252

37

534

127

21

459

160

15

497

95

11

535

149

24

460

228

31

498

156

13

536

312

39

461

124

25

499

226

42

537

185

29

462

191

24

500

126

20

538

123

32

463

92

17

501

191

30

539

47

13

464

311

46

502

230

33

540

142

37

465

241

37

503

127

23

541

196

38

466

175

10

504

238

36

542

86

15

467

228

32

505

128

15

543

130

23

468

161

22

506

238

39

544

216

29

469

116

18

507

219

37

545

281

16

470

43

16

508

165

13

546

261

43

471

321

36

509

314

39

547

157

23

472

215

34

510

48

11

548

72

35

473

160

21

511

215

37

549

112

29

474

251

21

512

138

24

550

240

31

475

131

16

513

207

30

551

131

31

476

189

25

514

311

40

552

57

17

477

196

29

515

274

40

553

292

36

478

174

23

516

89

12

554

154

17

479

313

40

517

33

20

555

226

39

480

253

36

518

271

7

556

252

30

481

70

11

519

193

28

557

150

26

482

186

30

520

164

36

558

120

33

40

Соседние файлы в предмете [НЕСОРТИРОВАННОЕ]