Поделиться Поделиться

Відмінності у значеннях середніх (F-критерій для двох зв'язаних вибірок)

Процедури перевірки гіпотез про рівність середніх для двох незалежних (незв'язаних) вибірок на основі критерію Стьюдента і продемонстровано у розділі 5.3, формула (5.10). Для двох зв'язаних вибірок, коли є природна парність спостережень, наприклад, тестування об'єктів двічі - до та після експерименту, використовується так званий двовибірковий і-критерій Стьюдента. Статистика критерію має вигляд:

2 o а г

і =-<п , (5.22)

де а =1V аі - середнє різниць; п - обсяг вибірки; ^ = (хі1 - хі2) - різни-п

|Х(а - а,)2

ця значень; ха - ,1---- стандартне відхилення а,. Для статистики не

V п - 1

передбачається рівність дисперсій сукупностей, з яких обрано дані.

Наприклад 5.13. Чи дозволяється стверджувати на рівні значущості 0,05 (0,01) про те, що середні показники вибірки до і після експериментальної дії відрізняються одне від одного? Емпіричні дані представлено на рис. 5.30.

Послідовність рішення:

o Формулювання гіпотез:

Н0: ц1 - ц2 = 0 (роціsub>1 не відрізняється від /г2); Н1: ц1 - ц2 ф 0 (роціsub>1 відрізняється від /г2).

o Перевірка припущень: досліджуваний параметр має нормальний розподіл; дисперсії сукупностей невідомі; вибірки зв'язані; виміри за шкалою відношень.

o Вибір статистичного критерію. Згідно з припущеннями умовам відповідає модель двобічного і-критерію Стьюдента для зв'язаних вибірок:

2 o а Г

o Результати розрахунку емпіричного критерію іемп показано на рис. 5.30, необхідні для цього формули - на рис. 5.31. Емпіричне значення критерію дорівнює:

і = --^./Гї . 3,87 "™ 0,47 .

o Визначення критичного значення двобічного t-критерію Стьюдента дозволяється виконати за допомогою функції =СТЬЮДРАСПОБР(). Для прийнятого рівня значущості а=0,05 (0,01) і ступенів вільності df= "-1=11-1=10 критичне значення дорівнюватиме: t0i05~ 2,23 (t0i01 ~ 3,17).

o Прийняття рішення. Оскільки teMn > t0>01 (3,87 > 3,17), нульова гіпотеза Н0 відхиляється на рівні значущості 0,01.

o Формулювання висновків. Підстави стверджувати про те, що показники вибірок не відрізняються одне від одного, відсутні на рівні значущості 0,01.. Пропонуємо самостійно прокоментувати значення показника роціsub>ем".

Відмінності у значеннях дисперсій (F-критерій Фішера для двох незв'язаних вибірок )

Порівняння дисперсій двох сукупностей набагато цікавіше, аніж завдання перевірки відповідності дисперсії деякому передбачуваному значенню. Для перевірки гіпотези про рівність дисперсій двох незалежних сукупностей використовується критерій Фішера F, статистика якого має вид:

F = si2 / S22, (5.23)

де s12 і s22- дисперсії вибірок.

При цьому обсяги вибірок можуть бути як однакові, так і різні. Наприклад 5.14. Чи дозволяється стверджувати, що показники вибіркових дисперсій за даними рис. 5.32 статистично не відрізняються одне від одного? Послідовність рішення:

o Формулювання гіпотез. Умовам перевірки однаковості дисперсій а21 і & отриманих із двох сукупностей, відповідає варіант неспрямованих гіпотез:

Н0: а21 = а2221 не відрізняється від а2ф); Н1: а21 Ф а2221 відрізняється від а2ф).

o Перевірка припущень: досліджуваний параметр має нормальний розподіл; вибірки незв'язані; виміри зроблено за шкалою інтервалів.

o Вибір статистичного критерію. Ситуації відповідає модель двобічного

Б-критерію Фішера: Гем" = 82 / 82.

o Результати розрахунку ¥гмп показано на рис. 5.32, необхідні для цього формули - на рис. 5.33. Дисперсії вибірок 82 ~ 1,54 82~ 0,70. Звідси значення емпіричного критерію таке: ¥гмг= 1,54/0,70 ~ 2,21.

o Визначення критичного значення критерію Б. Для двобічної моделі на рівні значущості а встановлюються два критичні значення Гкр для точок (а/2) і (1- а/2) Б-розподілу, тобто: Ба/2 і Б1.а/2 з числом ступенів вільності = п1 -1= 14-1=13 і ¿#2 = п2 - 1= 16-1=15,

Для прийнятого рівня значущості а і ступенів вільності а/1 і а/2 критичні значення двобічного критерію дозволяється отримати за допомогою функції =РРАСПОБР(). Для а = 0,05 отримаємо 7^025 = 2,92 і 7^975 ~ 0,33; для а = 0,01 критичні значенняF0 005 ~ 4,18 і F0 995 ~ 0,22.

o Прийняття рішення. Оскільки значення feMrp 2,21 не знаходиться у жодній критичній зоні (0,33 < 2,21 < 2,92), приймається нульова гіпотеза Н0.

o Формулювання висновків. Навіть на рівні значущості 0,05 немає підстав стверджувати про те, що показники дисперсій відрізняються одне від одного.

Перевірку статистичних гіпотез про істотність різниці дисперсій двох не-зв'язаних вибірок дозволяється провести шляхом оцінювання ймовірності роціsub>ем" за допомогою функції =FPACn(B23;B22-1;C22-1), якому внесено у комірку В28 (див. рис. 5.32 і 5.33). Як бачимо, роціsub>ем" ~ 0,072 (7,2%). Нульова гіпотеза н0 приймається за умови роціsub>ем" > а. У нашому прикладі навіть на рівні значущості а =0,05(5%) ця умова виконується: 7,2% > 5%. Це значить, що нульова гіпотеза н0 повинна бути прийнята, як це зроблено вище.

Експрес-оцінювання дозволяється провести за допомогою функції MS Excel =3>TECT(B3:B18;C3:C18)/2, якому внесено у комірку В29 (див. рис. 5.32 і 5.33). Оскільки функція повертає однобічну ймовірність однаковості двох сукупностей, для двобічної ймовірності слід брати її половину. Аргументами функції виступають вибіркові масиви. Для двобічної моделі нульова гіпотеза н0 приймається на рівні значущості а, коли виконується умова а < ФТЕСТ < 1- а.

У нашому прикладі навіть на рівні значущості а=0,05 (5%) умова 5%<7,2%<95% виконується, а це значить, що н0 приймається.

Перевірку статистичних гіпотез відносно різниці дисперсій дозволяється виконати за допомогою пакета "Аналіз даних" частина "Двовибірковий F-тест для дисперсій" (рис. 5.34).

Рис. 5.34. Меню пакета "Аналіз даних"

Для цього у діалоговому вікні необхідно ввести параметри, як показано на рис. 5.35, виконати команду "ОК" і отримати результати (рис. 5.36).

Рис. 5.35. Діалогове вікно "Двовибірковий РОЦІтест для дисперсій"

Рис. 5.36. Результати двовибіркового РОЦІтесту

Комп'ютерний засіб виконує розрахунки основних статистик (середні, дисперсії), а також значення емпіричних і теоретичних ^-критеріїв, які дозволяють зробити висновки відносно різниці дисперсій на рівні значущості а.

← Предыдущая страница | Следующая страница →