Мат.стат. и теория вероятностей / Лекции / Л3-матстат
.pdf1
ЛЕКЦИЯ №3
ПРОВЕРКА ПАРАМЕТРИЧЕСКИХ ГИПОТЕЗ
1. Общие принципы проверки гипотез |
|
||
Статистической |
гипотезой |
называется |
предположение |
исследователя относительно параметров или вида распределения случайной величины. Соответственно гипотезы классифицируют как параметрические и непараметрические.
Статистическая гипотеза называется простой, если она однозначно определяет распределение случайной величины в эксперименте. В противном случае гипотеза называется сложной.
Проверяемая гипотеза называется основной и обозначается - H0 (нуль-гипотеза).
Наряду с гипотезой H 0 рассматривают конкурирующую гипотезу - H1
(альтернативная гипотеза).
Пусть - генеральный параметр некоторого распределения, который проверяется в нуль-гипотезе. Тогда в процессе проверки параметрических гипотез возможны следующие формулировки основной и альтернативной гипотезы:
Случай 1 |
H0 |
: |
|
0 , |
0 |
const ; |
|
|
|
|
H1 |
: |
|
1 , |
θ1 |
const; |
1 |
0 . |
|
Случай 2 |
H0 |
: |
|
0 , |
0 |
const ; |
|
|
|
|
H1 |
: |
|
1 , |
θ1 |
const; |
1 |
0 . |
|
Случай 3 |
H0 |
: |
|
0 , |
0 |
const ; |
|
|
|
|
H1 |
: |
|
0 . |
|
|
|
|
|
В случае |
принятия |
гипотезы H0 |
альтернативная |
гипотеза |
|||||
H1 отклоняется. В случае |
принятия |
гипотезы |
H1 основная |
гипотеза |
|||||
H 0 отклоняется. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
При этом могут иметь место ошибки двух родов:
ошибка 1 рода - принять гипотезу H1 при условии, что истинной является гипотеза H 0 ;
ошибка 2 рода - принять гипотезу H 0 при условии, что истинной является
гипотеза H1 .
Вероятность ошибки первого рода обозначается буквой . Вероятность ошибки второго рода обозначается буквой .
2
В соответствии с принципом Неймана-Пирсона перед принятием (отклонением) основной гипотезы - H0 заранее задается достаточно малая вероятность ошибки первого рода - 0,01 0,05. После чего на оси оценки параметра с использованием вектора выборки - x1, x2 , x3 ,..., xn и
величины вычисляются границы критической области - G . При попадании оценки * параметра в критическую область нуль-гипотеза отклоняется и принимается альтернативная гипотеза. В зависимости от рассматриваемого случая формулировки гипотез различают правостороннюю критическую область; левостороннюю и двустороннюю.
На рисунках 1 – 3. представлены три случая формулировки основной и альтернативной гипотез на примере нормально распределенной оценки *.
f0 ( * / H0 ) |
f1 ( * / H1 ) |
f1 ( x)
f2 ( x)
*
|
|
|
|
|
|
|
|
г* |
|
|
|
0 |
x |
1 |
G |
||
|
|
|
|
|
|
Рис.1. Правосторонняя критическая область
f1 ( * / H1 ) |
f0 ( * / H0 ) |
f1 ( x)
f2 ( x)
*
G |
1 |
* |
x |
|
0 |
|
г |
|
|
Рис.2. Левосторонняя критическая область
3
0.4 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
f ( * / H0 ) |
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
0.3 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
f1(x) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
0.2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
0.1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
* |
0 |
2 |
|
* 0 |
2 |
4 |
|
* |
|
6 |
|
||||||||||
|
|
|
|
|||||||||||||||||
|
|
|
|
G |
л |
0 |
|
|
п |
G |
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
x |
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
Рис.3. Двусторонняя критическая область |
|||||||||||||||
|
На рис. 1. вероятность ошибки первого рода - |
есть вероятность |
||||||||||||||||||
попадания величины * в критическую область |
G в случае истинности |
|||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
нуль-гипотезы, |
т.е. f0 * / Н0 d *, |
соответственно, вероятность |
||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
г |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ошибки второго рода - |
есть вероятность непопадания величины * в |
|||||||||||||||||||
критическую область G в случае истинности |
альтернативной гипотезы, т.е. |
|||||||||||||||||||
|
г |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
f1 * / Н1 d *. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
На рис. 2. вероятность ошибки первого рода - |
есть вероятность |
||||||||||||||||||
попадания величины * в критическую область |
G в случае истинности |
|||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
г |
f0 * / Н0 d * |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
нуль-гипотезы, т.е. |
|
, соответственно, вероятность |
||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ошибки второго рода - |
есть вероятность непопадания величины * в |
|||||||||||||||||||
критическую область G в случае истинности |
альтернативной гипотезы, т.е.. |
|||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
f1 * / Н1 d *. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
г |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
На рис. 3. вероятность ошибки первого рода - |
есть вероятность |
||||||||||||||||||
попадания величины * в критическую область |
G в случае истинности |
|||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
л |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
нуль-гипотезы, т.е. f |
* / Н0 d * |
f * / Н0 d * . |
||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
п |
|
|
|
|
|
|
|
4
Величины и 1 также называют, соответственно, уровнем значимости и мощностью критерия.
2.Проверка гипотезы о генеральном математическом ожидании в случае выборки из нормальной генеральной совокупности при известной генеральной дисперсии
|
|
|
|
|
|
Постановка задачи: Дана выборка объема n из нормальной |
|||||||||||
генеральной совокупности: x1, x2 , x3 ,..., xn . На уровне |
значимости |
||||||||||||||||
принять (отклонить) |
гипотезу |
H0 : mx mx0 , против |
альтернативы |
||||||||||||||
H |
1 |
: m m |
x1 |
, если известна генеральная дисперсия 2 . |
|
||||||||||||
|
|
|
x |
|
|
|
|
x |
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
Решение: |
Из |
теории |
вероятностей известно, |
что величина |
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
X mx |
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
Z |
|
, |
|
где X Xi |
/ n имеет нормальное распределение с |
||||||||||||
|
|
|
x |
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i 1 |
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
||
параметрами M Z 0; D Z 1 (табличное нормальное распределение). |
Тогда условие принятия нуль-гипотезы для правосторонней критической области
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X m |
x0 |
|
|
m |
m |
|
|||||||
P |
|
|
|
|
|
|
z |
|
1 , если |
, |
|||
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
x |
|
1 |
|
|
x0 |
x1 |
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
где z1 квантиль уровня 1 для стандартного (табличного) нормального
распределения. Неравенство для определения границы критической области имеет вид:
X mx0 z . (1)
x 1
n
Откуда получим условие принятия нуль-гипотезы для правосторонней критической области:
|
|
|
|
|
x |
|
. |
|
|
X m |
z |
(2) |
|||||||
|
|
|
|||||||
|
|
x0 |
1 |
|
n |
|
|||
|
|
|
|
|
|
Граничное значение г* критической области в данном случае -
|
|
|
|
|
|
x |
|
см. рис. 4. |
|
X |
г |
m |
z |
||||||
|
|
|
|||||||
|
|
x0 |
1 |
|
n |
||||
|
|
|
|
|
|
5
|
|
|
|
|
|
|
|
|
f1 (X / H1) |
||
f0 ( X / H0 ) |
f1 ( x)
f2 ( x)
X
mx0 |
|
|
|
G |
x X г mx1 |
Рис. 4. Правосторонняя критическая область для X .
Условие принятия нуль-гипотезы для левосторонней критической
области |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X m |
x0 |
1 , если m |
|
m , |
|||||||||
|
P z |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
x |
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
x1 |
|
x0 |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
где z |
квантиль уровня для стандартного (табличного) |
нормального |
распределения. Неравенство для определения границы критической области имеет вид:
|
|
|
|
|
|
z |
X mx0 |
. |
(3) |
|
x |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
Откуда получим условие принятия нуль-гипотезы для левосторонней критической области:
|
|
x |
|
|
|
|
|
|
|
m |
z |
|
X . |
|
(4) |
||||
|
|
|
|
||||||
x0 |
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Учитывая, что для стандартного нормального распределения |
z |
z1 , |
|||||||
условие (4) принимает вид: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
6
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
x |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
m |
z |
|
X . |
(5) |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
x0 |
1 |
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Граничное значение * критической области |
в данном случае - |
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
г |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
m |
z |
|
x |
|
. |
|
|
|
|
|
|
|
|
X |
г |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
x0 |
1 |
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Вероятность ошибки второго рода для правосторонней критической области вычисляется по формуле:
X г
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X |
г |
|||
f1 |
X / Н1 |
dX Ф |
||||||||
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
mx1 |
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
||||||
X |
г |
||||||
|
|
|
Ф 0,5 Ф |
|
|
|
|
x |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
mx1 n
где Ф z - функция Лапласа.
Вероятность ошибки второго рода для левосторонней критической области вычисляется по формуле:
f1 X / Н1 dX
X г
|
|
|
|
X |
г |
||
Ф Ф |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
mx1 |
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
||||||
X |
г |
||||||
|
|
|
0,5 Ф |
|
|
|
|
x |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
mx1 n
где |
Ф z - функция Лапласа. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
Пример 3.1. Дано: выборка из нормальной генеральной совокупности - |
|||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i |
|
1 |
|
2 |
|
3 |
|
4 |
5 |
|
6 |
7 |
|
8 |
|
9 |
|
xi |
|
10 |
|
11 |
|
9 |
|
10 |
8 |
|
10 |
11 |
|
9 |
|
11 |
|
с известной генеральной |
дисперсией |
- 2 1, 2 . На уровне |
значимости |
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
x |
|
|
|
|
|
|
0,05 |
проверить |
гипотезу |
H0 |
: mx 10 |
против |
альтернативы - |
H1 : mx 9 . Найти вероятность ошибки второго рода.
7
Решение:
Критическая область левосторонняя, поэтому будем использовать следующую статистику для граничного значения критической области –
|
|
|
|
|
|
|
x m |
|
|
|
x |
|
|
u |
, |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
г |
|
|
|
x0 |
|
|
|
|
n |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
где u1 - квантиль нормального распределения уровня 1 , |
mx0 |
10 . |
|||||||||||||||||||||||||||||||||
Гипотеза H0 : mx 10 принимается, если xг |
x , |
где x |
|
n |
|
/ n . |
|||||||||||||||||||||||||||||
|
xi |
||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i 1 |
|
|
|
Вероятность ошибки второго рода – забраковать гипотезу |
H1 : mx |
9 в |
|||||||||||||||||||||||||||||||||
случае, если она верна, найдем по формуле: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
x |
m |
x1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
1 F |
|
|
г |
|
|
|
|
|
, |
m |
9 , |
|
|
|
|
|||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
x |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
x1 |
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
где F(...) - стандартная функция нормального распределения. |
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||||
Тогда |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||
x |
|
10 |
1, 2 |
u |
|
|
|
10 |
|
1, 2 |
1,65 9,398 . |
|
|
|
|||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||
г |
|
|
|
9 |
|
|
|
0,95 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
3 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
Так как |
|
x 9,889 |
|
|
xг |
9,398, |
|
|
то |
|
гипотеза |
H0 : mx 10 |
|||||||||||||||||||||||
принимается. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
9,398 9 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||
1 F |
|
|
|
|
|
|
|
|
1 F 1,09 |
|
|
1 |
0,86 0,14 , |
|
|
||||||||||||||||||||
1, 2 |
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
3 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
где F(...) - стандартная функция нормального распределения. |
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||||
Пример 3.2. |
Дано: фабрика А разливает духи некоторой марки на |
||||||||||||||||||||||||||||||||||
автоматической линии с параметрами веса флакона: A 0,1 |
г; mA 10 г. |
||||||||||||||||||||||||||||||||||
Фабрика B разливает духи такой же марки на автоматической линии с |
|||||||||||||||||||||||||||||||||||
параметрами веса флакона: B 0,15 г; |
mB 10,5 г. На флаконах данной |
марки не содержится информация о заводе изготовителе. На экспертизу представлено 10 флаконов со следующими значениями веса:
10,1 9,9 10,2 10 10,3 10,2 10,1 10,1 10,4 10
|
|
8 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
На уровне значимости |
0,05 |
принять |
(отклонить) |
гипотезу о |
|||||||||
принадлежности данной партии духов фабрике A. |
|
|
|
|
|
||||||||
Решение: |
H0 : mx 10 |
против альтернативы - H1 : mx |
10,5. |
||||||||||
Критическая область правосторонняя, поэтому |
|
|
|
|
|
||||||||
|
x 10 |
0,1 |
|
u |
|
10,052 ; |
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
г |
10 0,95 |
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
x 10,13. |
|
|
|
|
|
|||||
Так как x xг |
- нуль-гипотеза отклоняется. |
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Вероятность ошибки второго рода равна F 10,052 10,5 |
10 |
|
0 . |
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
0,15 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
3.Проверка гипотезы о генеральном математическом ожидании в случае выборки из нормальной генеральной совокупности при неизвестной генеральной дисперсии
|
|
Постановка задачи: Дана выборка объема n из нормальной |
|||||||||||||||||||||||||||||||||||
генеральной совокупности: |
|
|
x1, x2 , x3 ,..., xn . |
На |
уровне |
|
значимости |
||||||||||||||||||||||||||||||
принять |
(отклонить) |
гипотезу |
H0 : mx |
mx0 , |
против |
|
альтернативы |
||||||||||||||||||||||||||||||
H1 : mx mx1 . |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
Решение: |
Из |
теории |
вероятностей |
|
известно, |
|
|
что |
|
величина |
|||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X mx |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
2 |
|
|||||||||||||
T |
|
n 1 |
|
, |
где X |
|
X |
i |
/ n , |
s |
|
|
X |
i |
X |
|
имеет |
||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
s |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i 1 |
|
|
|
|
|
|
|
n 1 i 1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
распределение Стюдента |
c |
|
|
n 1степенями |
|
свободы |
|
и |
параметрами |
||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n 3 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
M T |
n |
1 0; |
|
D T |
|
n |
1 |
|
n |
1 |
|
(табличное |
|
|
распределение |
||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
Стьюдента). Тогда условие принятия нуль-гипотезы для правосторонней критической области
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X m |
x0 |
|
|
|
m |
m |
|
||||||||
P |
|
|
|
|
|
|
|
t |
n 1 |
|
1 , если |
, |
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
s |
|
1 |
|
|
|
x0 |
x1 |
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
9 |
|
где t |
n 1 |
квантиль уровня 1 и числа степеней свободы |
n 1для |
1 |
|
|
|
табличного распределения Стьюдента. Неравенство для определения границы критической области имеет вид:
X mx0 |
1 |
|
|
s |
t |
n 1 . |
(6) |
|
|
|
n
Откуда получим условие принятия нуль-гипотезы для правосторонней критической области:
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
s |
|
. |
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X m |
|
|
|
t |
n 1 |
|
|
(7) |
||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
x0 |
|
|
1 |
|
|
|
n |
|
|
|
||||||||
|
|
|
Граничное |
значение |
* критической |
области в |
данном |
случае - |
||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
г |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
s |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
X |
|
m |
|
|
t |
n 1 |
|
. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
г |
x0 |
1 |
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
Условие принятия нуль-гипотезы для левосторонней критической |
|||||||||||||||||||||||||||||||||
области |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X m |
x0 |
|
|
|
|
m |
m |
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
P t |
|
n |
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
, если |
, |
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
s |
|
|
|
|
|
|
|
x1 |
x0 |
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
где |
t |
|
n 1 |
квантиль |
|
уровня |
|
|
и |
|
числа степеней |
свободы |
n 1для |
|||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
табличного распределения Стьюдента. Неравенство для определения границы критической области имеет вид:
|
|
|
X mx0 |
|
|
t |
n 1 |
|
|
. |
(8) |
|
|
|
s |
|
n
Откуда получим условие принятия нуль-гипотезы для левосторонней критической области:
|
|
|
s |
|
|
|
|
|
|
m |
t |
n 1 |
|
X . |
(9) |
||||
|
|
|
|||||||
x0 |
|
|
|
n |
|
Учитывая, что для табличного распределения Стьюдента t t1 , условие (9) принимает вид:
|
|
|
s |
|
|
|
|
|
|
m |
t |
n 1 |
|
X . |
(10) |
||||
|
|
|
|||||||
x0 |
1 |
|
|
n |
|
10
Граничное значение г* критической области в данном случае -
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
s |
|
. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
X |
|
m |
t |
|
n 1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
г |
|
x0 |
|
1 |
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
Пример 3. Дано: выборка из нормальной генеральной совокупности - |
|||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
i |
|
1 |
|
|
2 |
|
3 |
|
4 |
|
5 |
6 |
7 |
8 |
|
9 |
|
10 |
|
||||
|
xi |
|
10 |
|
11 |
9 |
|
10 |
|
8 |
10 |
11 |
9 |
|
11 |
|
7 |
|
|||||||
На уровне значимости 0,05 |
проверить гипотезу |
H0 : mx |
10 против |
||||||||||||||||||||||
альтернативы - H1 : mx |
8,5 . |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Решение:
Критическая область левосторонняя, поэтому будем использовать следующую статистику для граничного значения критической области –
|
|
|
|
|
|
x |
m |
|
s |
|
t |
, |
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
г |
|
x0 |
|
|
n 1 |
|
|
|
|
|
|
|||
где t1 |
- квантиль распределения Стьюдента |
уровня 1 , |
|
|
|
|||||||||||||||
с числом степеней свободы k n 1, |
|
mx0 |
10 . |
|
|
|
|
|||||||||||||
|
|
|
|
s |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
1 xi x |
2 . |
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n 1 i 1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Гипотеза H0 : mx |
10 принимается, если xг x , где |
|
n |
|
/ n . |
|||||||||||||||
x |
xi |
|||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i 1 |
|
|
|
Тогда |
x 9,6 , |
s 1,35 , |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
xг 10 |
1,35 |
|
t0,95 9 10 0, 427 1,833 9, 217 . |
|
|
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||
|
|
|
|
|||||||||||||||||
|
|
10 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Так как |
x 9,6 xг 9, 217 , то гипотеза H0 : mx 10 принимается. |