matstatistika_1_2_3_RGR
.pdf2. |
α = 0,05 – ошибка 1 рода. |
|||||
3. |
χнабл2 |
8 |
(n |
− np |
)2 |
(8 − 2 −1). |
= ∑ |
i |
i |
~ χ2 |
|||
|
|
i =1 |
|
npi |
|
|
4. Найдем из таблиц квантилей распределения χ2 (или вычисляем в MS Excel) критическую точку χкр2 = χ02,95 (8 − 2 −1)=11,07. Критическая область правосторонняя:
d0 |
χкр2 |
d1 |
|
=11,07 |
Для расчета наблюдаемого значения критерия χ02 составим две вспомогательные таблицы (используем интервальный ряд 2 и значения функции Лапласа).
Расчет n pi
i |
Ci −1 |
Ci |
Ζi −1 |
Ζi |
Φ(Ζi −1 ) |
Φ(Ζi ) |
pi |
npi |
1 |
85 |
91,125 |
-2,37 |
-1,78 |
-0,4912 |
-0,4625 |
0,0287 |
2,869 |
2 |
91,125 |
97,25 |
-1,78 |
-1,19 |
-0,4625 |
-0,3824 |
0,0801 |
8,0108 |
3 |
97,25 |
103,38 |
-1,19 |
-0,59 |
-0,3824 |
-0,2236 |
0,1588 |
15,881 |
4 |
103,375 |
109,5 |
-0,59 |
0,00 |
-0,2236 |
0,0000 |
0,2236 |
22,36 |
5 |
109,5 |
115,63 |
0,00 |
0,59 |
0,0000 |
0,2236 |
0,2236 |
22,36 |
6 |
115,625 |
121,75 |
0,59 |
1,19 |
0,2236 |
0,3824 |
0,1588 |
15,881 |
7 |
121,75 |
127,88 |
1,19 |
1,78 |
0,3824 |
0,4625 |
0,0801 |
8,0108 |
8 |
127,875 |
134 |
1,78 |
2,37 |
0,4625 |
0,4912 |
0,0287 |
2,869 |
∑ |
–– |
–– |
–– |
–– |
–– |
–– |
0,9824 |
98,24 |
Расчет χнабл2
i |
ni |
npi |
(ni −npi )2 |
(ni −npi )2 npi |
1 |
4 |
2,869 |
1,279 |
0,446 |
2 |
8 |
8,0108 |
0,000 |
0,000 |
3 |
13 |
15,881 |
8,302 |
0,523 |
4 |
27 |
22,36 |
21,533 |
0,963 |
5 |
23 |
22,36 |
0,410 |
0,018 |
6 |
13 |
15,881 |
8,302 |
0,523 |
7 |
6 |
8,0108 |
4,043 |
0,505 |
8 |
6 |
2,869 |
9,803 |
3,417 |
∑ |
–– |
–– |
–– |
χнабл2 = 6,394 |
41
Сравниваем наблюдаемое значение критерия χнабл2 =6,394 с критической
точкой χкр2 =11,07 . Так как χнабл2 < χкр2 , т. е. χнабл2 принадлежит области принятия нулевой гипотезы, гипотезу о нормальном распределении числа пассажиров одного авиарейса следует принять.
42
2. ПРИКЛАДНЫЕ РАЗДЕЛЫ МАТЕМАТИЧЕСКОЙ СТАТИСТИКИ
2.1. Задание расчетно-графической работы № 2.
Общая сумма : 5 баллов
Тема 4: Однофакторный дисперсионный анализ
1.Дать экономическую интерпретацию фактору и его уровню, а также результирующему показателю в терминах экономических величин.
2.При уровне значимости 0,05, установить значимость влияния фактора А методом однофакторного дисперсионного анализа.
2.1.1. Основные формулы и таблицы
Исходные данные: |
Уровни фактора А |
|
||
Номер |
|
|
||
испытания |
a1 |
a2 |
… |
am |
1 |
x11 |
x12 |
… |
x1m |
2 |
x21 |
x22 |
… |
x2m |
… |
… |
… |
… |
… |
n |
xn1 |
xn2 |
… |
xnm |
1. Выдвигаем гипотезу H0 о том, что фактор А – незначим, т.е. не оказывает существенного влияния на результирующий признак, т.е. H0 :
a1 = a2 =... = am .
Альтернативная гипотеза H1 о том, что фактор А – значим, т.е. оказывает существенное влияние на результирующий признак, т.е. H1 : a1 ≠ a2 ≠... ≠ am .
2.Задаем уровень значимости α =0,05 или 0,1, или 0,01.
3.Рассчитываем критическое значение статистики критерия Фишера Fкрит = F(α;k1;k2 ) , используя для этого соответствующее приложение учебника
или встроенную в MS Excel функцию «=FРАСПОБР(α;k1;k2 )». Критическая область правосторонняя:
|
|
|
|
d0 |
Fкрит =... |
|
|
d1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|||||||
|
4. Вычисляем наблюдаемое значение статистики критерия Фишера: |
|||||||||
|
|
|
|
|
|
S 2 |
||||
|
|
|
|
|
F = |
A |
, |
|
||
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
0 |
SR2 |
||||
|
|
SSA |
|
|
|
|||||
где |
SA2 = |
|
– несмещенная оценка дисперсии SSA , обусловленной действием |
|||||||
m −1 |
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
фактора А;
43
SR2 = |
SSR |
– несмещенная оценка остаточной дисперсии SSA . |
|
m(n −1) |
|||
|
|
Дисперсии SSA и SSR находим по формулам:
m
SSA = n∑(xi − x)2 – межгрупповая дисперсия или дисперсия, обусловлен-
i=1
ная фактором А;
SS |
|
|
n |
m |
(x |
− x )2 |
– внутригрупповая или остаточная дисперсия; |
|
R |
= ∑∑ |
|||||||
|
|
j=1i=1 |
ij |
|
i |
|
||
|
|
|
|
|
|
|
||
SS |
|
|
= |
n |
m |
|
− x)2 |
– общая дисперсия; |
общ |
∑∑(x |
ij |
||||||
|
|
j=1i=1 |
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
SSобщ = SSA + SSR – проверка вычислений.
Общая выборочная средняя находится по формуле:
|
1 |
n m |
1 |
m |
x = |
|
∑∑xij = |
|
∑xi . |
|
|
|||
|
mn j=1i=1 |
m i=1 |
Групповые выборочные средние:
xi = 1 ∑n xij .
n j=1
Если фактор А значим, то находим коэффициент детерминации:
R2 = SSA 100% .
SSобщ
Коэффициент детерминации показывает, на сколько процентов уровни фактора А объясняют вариацию результирующего показателя.
Для удобства расчетов можно построить вспомогательные таблицы: Таблица для вычисления средних
Уровни |
|
Номер испытания |
|
Сумма |
Внутригрупповые |
|
фактора |
1 |
2 |
… |
n |
по стро- |
выборочные |
А |
|
|
|
|
кам |
средние |
a |
x |
|
x |
|
… |
x |
n |
x = |
1 n |
|||||
1 |
|
11 |
12 |
|
|
1n |
∑x1 j |
|
|
∑x |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
j=1 |
1 |
n j=1 1 j |
|||
a2 |
x21 |
|
x22 |
|
… |
x2n |
n |
|
1 n |
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
∑x2 j |
x2 = |
|
|
∑x2 j |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
j=1 |
|
n j=1 |
|||
… |
… |
|
… |
|
… |
… |
… |
|
… |
|||||
am |
xm1 |
|
xm2 |
|
… |
xmn |
n |
|
1 n |
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
∑xmj |
xm = |
|
|
∑xmj |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
j=1 |
|
n j=1 |
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 m |
|||
|
|
|
|
|
Общая выборочная средняя |
x = |
|
|
∑xi |
|||||
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
m i=1 |
|||
|
|
Таблица для вычисления сумм квадратов (дисперсий) |
|
|
|
|
||||||||
SSA |
|
(xi − x)2 |
|
(x1 − x)2 |
|
(x2 − x)2 |
|
… |
(xm − x)2 |
Σ |
|
|
|
– |
44
|
|
(x1 j − x1 )2 |
(x11 − x1 )2 |
|
(x12 − x1 )2 |
|
|
… |
(x1n − x1 )2 |
|
Σ |
|
|
|
|
|||||||||||
|
SSR |
(x2 j − x2 )2 |
(x21 − x2 )2 |
|
(x22 − x2 )2 |
|
|
… |
(x22 − x2 )2 |
|
Σ |
|
|
Σ |
|
|||||||||||
|
|
… |
|
… |
|
|
… |
|
|
|
… |
|
… |
|
|
Σ |
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
(xmj − xm )2 |
(xm1 − xm )2 |
(xm2 − xm )2 |
|
|
… |
(xmn − xm )2 |
|
Σ |
|
|
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
(x1 j − x)2 |
(x11 − x)2 |
|
(x12 − x)2 |
|
|
… |
(x1n − x)2 |
|
Σ |
|
|
|
|
|||||||||||
|
SSобщ |
(x2 j − x)2 |
(x21 − x)2 |
|
(x22 − x)2 |
|
|
… |
(x2n − x)2 |
|
Σ |
|
|
Σ |
|
|||||||||||
|
|
… |
|
… |
|
|
… |
|
|
|
… |
|
… |
|
|
Σ |
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
(xmj − x)2 |
(xm1 − x)2 |
|
(xm2 − x)2 |
|
|
… |
(xmn − x)2 |
|
Σ |
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
Таблица для расчета значений критерия Фишера |
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||
|
Источник из- |
|
Число |
Сумма |
|
Средний |
Критерий |
Fкрит |
|
|
|
Гипотеза |
|
|||||||||||||
|
менчивости |
|
степеней |
квадратов |
|
квадрат |
Фишера |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
свободы |
SS |
|
|
MS |
|
|
F0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
Фактор А |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(между |
|
m −1 |
SS |
A |
|
|
MS |
|
= S |
2 |
F = |
SA |
|
F(α;k ;k |
2 |
) |
??? |
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
A |
A |
0 |
|
SR2 |
1 |
|
|
|
|||||||||||||
|
группами) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
Остаток |
|
m(n −1) |
SSR |
|
|
MSR = SR2 |
|
– |
|
|
|
– |
|
|
|
|
– |
|
|||||||
|
(внутри групп) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
Итог |
|
mn −1 |
SSобщ |
|
|
|
– |
|
|
– |
|
|
|
– |
|
|
|
|
– |
|
2.1.2. Вычисления в MS Excel
Пример 5. Выполнение расчетов в MS Excel.
Задача. Известны итоговые результаты в баллах 20 студентов по дисциплине «Теория вероятностей и математическая статистика». Требуется установить, влияет ли базовое (среднее) образование на успеваемость студента.
Уровни фактора А – базовое (среднее) |
|
Номер испытания |
|
||
образование студента |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
Гимназия или лицей |
100 |
100 |
98 |
99 |
95 |
Школа с углубленным изучением |
100 |
97 |
99 |
91 |
89 |
предметов |
|
|
|
|
|
Обычная школа |
65 |
87 |
84 |
71 |
56 |
Техникум |
41 |
68 |
56 |
47 |
71 |
Решение. Заносим исходные данные в MS Excel, как в таблице для вычисления средних (рис. 2.1). Вычисляем суммы квадратов (дисперсий), не забывая максимально автоматизировать при этом все расчеты (рис. 2.2).
45
Рис. 2.1. Расчет средних в MS Excel
Рис. 2.2. Расчет сумм квадратов
Теперь, когда вычислены дисперсии и сделана проверка, приступаем к расчету значений критерия Фишера. Определяем критическую точку. Для этого находим число степеней свободы:
νA = m −1= 4 −1=3,
νR = m(n −1) = 4(5 −1) =16,
νобщ = mn −1= 4 5 −1=19.
Проверка: νобщ =νA +νR =3 +16 =19 .
Все расчеты заносим в таблицу в MS Excel (рис. 2.3).
Рис. 2.3. Расчет значений критерия Фишера
46
После проделанных расчетов можно выполнить проверку результата с помощью пакета анализа (пункт меню «сервис», затем выбираем «пакет анализа») (рис. 2.4.).
Рис. 2.4. Выбор однофакторного дисперсионного анализа
Рис. 2.5. Ввод данных для расчета однофакторного дисперсионного анализа
При введении данных в раздел пакет анализа «однофакторный дисперсиионный анализ» необходимо обратить внимание на расположение исходных данных в строках или столбцах (рис. 2.5). Для расчетов входной интервал выделяем вместе с названиями уровней фактора, не забывая при этом поставить отметку в графе «метки в первом столбце». Когда все данные правильно введены, нажимаем кнопку «ОК» и переходим на тот лист, на который будут выведены результаты расчетов (рис. 2.6).
47
Рис. 2.6. Результаты расчетов значений критерия Фишера с помощью пакета анализа
По рис. 2.6. видно, что все результаты, сделанные вручную, совпадают с результатами, рассчитанными автоматически. Таким образом, они верны.
2.1.3. Оформление полученных результатов
Пример 5. Оформление результатов проведенных расчетов по Теме 4.
1. Выдвигаем гипотезу H0 о том, что фактор А – незначим, т.е. базовое
(среднее) образование студентов не оказывает существенного влияния на успеваемость студента по дисциплине «теория вероятностей и математическая статистика», т.е. H0 : a1 = a2 = a3 = a4 .
Альтернативная гипотеза H1 о том, что фактор А – значим, т.е. оказывает существенное влияние на результирующий признак, т.е. H1 : a1 ≠ a2 ≠ a3 ≠ a4 .
2.Задаем уровень значимости α =0,05.
3.Рассчитываем критическое значение статистики критерия Фишера Fкрит = F(α;k1;k2 ) , используя для этого соответствующее приложение учебника
или встроенную в MS Excel функцию «=FРАСПОБР(α;k1;k2 )».
k1 =νA = m −1= 4 −1=3,
k2 =νR = m(n −1) = 4(5 −1) =16. Fкрит = F(0,05;3;16) =3,239
Критическая область правосторонняя:
d0 |
d1 |
|
Fкрит = 3,239 |
4. Вычисляем наблюдаемое значение статистики критерия Фишера:
|
S 2 |
|
F = |
A |
, |
|
||
0 |
SR2 |
|
|
48
|
где SA2 = |
|
SSA |
– несмещенная оценка дисперсии SSA , обусловленной действием |
|||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
m −1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
фактора А; |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
SR2 = |
|
SSR |
|
– несмещенная оценка остаточной дисперсии SSA . |
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||
m(n −1) |
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
Проведем все расчеты с использованием вспомогательных таблиц. |
|
||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Таблица 1. Расчет выборочных средних |
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||
|
Уровни |
|
|
|
|
Номер испытания |
Сумма по |
|
Внутригрупповые вы- |
||||||||||||||||||||||
|
фактора |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
строкам |
|
борочные средние |
|||||||||||||
|
А |
|
|
|
1 |
|
|
2 |
|
3 |
4 |
|
5 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
∑x |
= 492 |
|
|
= 492 = |
|
|
|
|||||
|
a1 |
|
|
|
100 |
|
100 |
|
98 |
99 |
|
95 |
|
n |
|
|
|
x1 |
|
|
|
|
98,4 |
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
j=1 1 j |
|
|
|
|
5 |
|
|
||||||||||||||||
|
a2 |
|
|
|
100 |
|
97 |
|
99 |
91 |
|
89 |
|
∑x2 j |
= 476 |
|
x2 = 476 =95,2 |
|
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
j=1 |
|
|
|
|
|
5 |
|
|
|
|
||
|
a |
|
|
|
|
65 |
|
|
87 |
|
84 |
71 |
|
56 |
|
∑x3 j |
=363 |
|
x = 363 = 72,6 |
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
3 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
j=1 |
|
|
|
3 |
|
5 |
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
a4 |
|
|
|
41 |
|
|
68 |
|
56 |
47 |
|
71 |
|
∑x4 j |
= 283 |
|
x4 = 283 =56,6 |
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
j=1 |
|
|
|
|
|
5 |
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
Общая выборочная средняя |
x = |
1 |
(98,4 + 95,2 + 72,6 + 56,6) =80,7 |
||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
4 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Таблица 2. Расчет дисперсий |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
SSA |
|
|
|
|
|
|
|
(x1 j |
− x1 )2 |
|
|
2,56 |
|
2,56 |
|
0,16 |
|
0,36 |
|
|
11,56 |
|
|
|||||||
|
(xi − x)2 |
|
SSR |
|
|
(x2 j |
− x2 )2 |
|
|
23,04 |
|
3,24 |
|
14,44 |
|
17,64 |
|
|
38,44 |
|
|
||||||||||
|
313,29 |
|
|
|
(x3 j |
− x3 )2 |
|
|
57,76 |
|
207,36 |
|
129,96 |
2,56 |
|
|
275,56 |
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||
|
210,25 |
|
|
|
|
|
|
(x4 j |
− x4 )2 |
|
243,36 |
|
129,96 |
|
0,36 |
|
92,16 |
|
|
207,36 |
|
Итог: |
|||||||||
|
65,61 |
|
|
сумма по столбцам |
|
326,72+ |
|
343,12+ |
|
144,92+ |
112,72+ |
|
532,92= |
|
1460,4 |
||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
580,81 |
|
|
|
|
|
|
(x |
− x)2 |
|
372,49 |
|
372,49 |
|
299,29 |
334,89 |
|
|
204,49 |
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
1 j |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(x2 j − x)2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
1169,96 |
|
SSобщ |
|
|
372,49 |
|
265,69 |
|
334,89 |
106,09 |
|
|
68,89 |
|
|
|||||||||||||||
|
|
|
|
(x3 j − x)2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||
|
5849,8 |
|
|
|
246,49 |
|
39,69 |
|
10,89 |
|
94,09 |
|
|
610,09 |
|
|
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(x4 j − x)2 |
|
1576,09 |
|
161,29 |
|
|
610,09 |
1135,69 |
|
|
94,09 |
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
7310,2 |
|||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
сумма по столбцам |
|
2567,56+ |
|
839,16+ |
|
1255,16+ |
1670,76+ |
|
977,56= |
|
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Дисперсии SSA и SSR находим по формулам:
m
SS A = n∑(xi − x)2 =5 (313,29 + 210,25 + 65,61+ 580,81) =5849,8 – межгрупповая
i=1
дисперсия или дисперсия, обусловленная фактором А;
49
n m |
+ 2,56 +... + 92,12 + 207,36 =1460,4 – внутригрупповая |
||
SSR = ∑∑(xij − xi )2 = 2,56 |
|||
j=1i=1 |
|
|
|
или остаточная дисперсия; |
|
|
|
n m |
|
|
|
SSобщ = ∑∑(xij − x)2 =372,49 |
+ 372,49 +... +1135,69 |
+ 94,09 = 7310,2 – общая |
|
j=1i=1 |
|
|
|
дисперсия; Проверка вычислений:
SSобщ = SSA + SSR =5849,8 +1460,2 = 7310,2 – верно.
Таблица 3. Расчет значений критерия Фишера
Источник |
Число |
|
Сумма |
Средний |
|
Критерий Фи- |
Fкрит |
Гипотеза |
|
|||||
изменчи- |
степеней |
|
квадратов |
квадрат |
|
|
шера |
|
|
|
||||
вости |
свободы |
|
SS |
|
MS |
|
|
F0 |
|
|
|
|||
Фактор А |
|
|
|
MS |
|
= S 2 |
= |
|
2 |
|
|
|
|
|
(между |
m −1= 3 |
|
5849,8 |
|
F0 = |
SA |
=21,36 |
3,329 |
отклонить |
|
||||
|
|
A |
A |
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
SR2 |
|
||||||||||
группами) |
|
|
|
=1949,93 |
|
|
|
|
|
|
||||
Остаток |
m(n −1) = |
|
|
MSR = SR2 = |
|
– |
|
– |
– |
|
||||
(внутри |
|
1460,2 |
|
|
|
|||||||||
групп) |
16 |
|
|
=91,28 |
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
mn −1= |
|
7310,2 |
|
|
– |
|
|
– |
|
– |
– |
|
|
Итог |
19 |
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Таким образом, F0 |
> Fкрит (21,36 > 3,329), следовательно, с вероятностью |
0,95 гипотеза H0 отклоняется, т.е. базовое (среднее) образование студента ока-
зывает существенное влияние на его успеваемость по дисциплине «теория вероятностей и математическая статистика».
Так как фактор А значим, то находим коэффициент детерминации:
R2 = |
SSA |
100% = |
5849,8 |
100% =80,02%. |
|
SSобщ |
7310,2 |
||||
|
|
|
Коэффициент детерминации показывает, что уровни фактора А объясняют вариацию результирующего показателя на 80,02%, т.е. базовое образование объясняет изменчивость успеваемости студента на 80,02%, оставшиеся 19,98% приходятся на другие факторы.
50