- •1. Выборка. Основные характеристики.
- •1. 1. Способы первичной обработки выборки
- •1. 2. Полигон частот. Выборочная функция распределения и гистограмма
- •1.3. Статистические оценки параметров
- •1. Доверительный интервал для оценки математического ожидания
- •2. Доверительный интервал для оценки математического ожидания
- •3. Доверительные интервалы для оценки среднего квадратического
- •2. Элементы теории корреляции
- •2.1. Линейная корреляция
- •2.2. Определение параметров функциональной зависимости
- •3. Статистическая проверка гипотез
- •3.1. Основные понятия.
- •3.2. Критерий для проверки гипотезы
- •3.3. Сравнение двух вероятностей
- •3.4. Критерий для проверки гипотезы о математическом ожидании.
- •3.5. Сравнение двух средних генеральных совокупностей
- •3.6. Критерий для проверки гипотезы о сравнении двух дисперсий.
- •3.7. Приближенный метод проверки нормальности распределения,
- •3.8. Критерий Пирсона для проверки гипотезы о виде закона распределения
- •Критерий Пирсона.
- •3.9. Проверка гипотезы о значимости выборочного
- •3.10. Проверка гипотезы о равенстве нулю генерального
- •4. Применение в математической статистике
3.5. Сравнение двух средних генеральных совокупностей
1) Генеральные совокупности Х и Y распределены нормально, причем известны их дисперсии. Из этих генеральных совокупностей извлечены выборки объемов соответственно т и п, для которых найдены выборочные средние и . При заданном уровне значимости α проверяется нулевая гипотеза о равенстве математических ожиданий генеральных совокупностей:
Но: М (Х) = М (Y).
Статистическим критерием для проверки этой гипотезы является нормиро-ванная нормально распределенная случайная величина
Наблюдаемое значение критерия . Вид критической области зависит от типа конкурирующей гипотезы:
а) Н1: М (Х) ≠ М (Y) – критическая область двусторонняя, zкр определяется как аргумент функции Лапласа, при котором и критическая область задается неравенством |Z| > zкр.
б) Н1: М (Х) > М (Y) – критическая область правосторонняя, zкр определяется как аргумент функции Лапласа, при котором и критическая область определяется неравенством Z > zкр.
в) Н1: М (Х) < М (Y) – критическая область левосторонняя, заданная неравен-ством Z < -zкр, где zкр вычисляется так же, как в предыдущем случае.
2) Имеются две независимые выборки большого объема, извлеченные из генеральных совокупностей, законы распределения и дисперсии которых неизвестны. При этом для объема выборки, не меньшего 30, можно считать, что выборочные средние распределены приближенно нормально, а выборочные дисперсии являются достаточно хорошими оценками генеральных дисперсий (следовательно, считаем известными приближенные значения генеральных дисперсий). Тогда задача сводится к предыдущей, и статистический критерий имеет вид:
Наблюдаемое значение критерия вычисляется по формуле
При этом выбор вида критической области и определение критических точек проводятся так же, как в пункте 1.
3) Генеральные совокупности распределены нормально, причем их дисперсии неизвестны, а объем выборок т и п мал (следовательно, нельзя получить хорошие оценки генеральных дисперсий). Если предположить, что генеральные дисперсии равны, то в качестве критерия для проверки нулевой гипотезы Но: М (Х) = М (Y) служит случайная величина
,
имеющая при справедливости нулевой гипотезы распределение Стьюдента с k = n + m – 2 степенями свободы. Наблюдаемое значение критерия вычисляется по формуле
.
Критическая область строится в зависимости от вида конкурирующей гипотезы.
а) Н1: М (Х) ≠ М (Y) – критическая область двусторонняя, задаваемая неравенством |T| > tдвуст.кр., где tдвуст.кр.(α, k) находится из таблицы критических точек распределения Стьюдента.
б) Н1: М (Х) > М (Y) – критическая область правосторонняя, определяемая условием T > tправ.кр.. Критическая точка вновь находится по таблице критических точек распределения Стьюдента.
в) Н1: М (Х) < М (Y) – критическая область левосторонняя, T < – tправ.кр..
Пример. Имеются независимые выборки значений нормально распределенных случайных величин
Х: 2, 2, 3, 3, 4, 4, 4, 5, 5, 6 и Y: 3, 3, 3, 4, 4, 4, 4, 5, 5, 5, 5, 5, 7, 8, 9.
Требуется проверить для уровня значимости α = 0,1 при условии равенства генеральных дисперсий нулевую гипотезу Но: М (Х) = М (Y) при конкурирующей гипотезе Н1: М (Х) ≠ М (Y).
Объемы выборок т = 10, п = 15. Вычислим выборочные средние и исправленные выборочные дисперсии: Вычислим наблюдаемое значение критерия: Критическая область – двусторонняя, tдвуст.кр.(0,1; 23) = 1,71 (см. [2], приложение 6). Итак, |Tнабл | < tдвуст.кр., следовательно, нет оснований отвергнуть нулевую гипотезу – можно считать, что математические ожидания генеральных совокупностей равны. ◄