Построение доверительных интервалов для разности средних а и отношения дисперсий двух нормальных распределений
ПустьXj, …, х" — выборка двух независимых наблюдений из совокупности N (av of), ау1; …, ут — независимая от нее выборка из совокупности JV (a2, а2). По результатам наблюдений требуется построить доверительный интервал для разности аг — а2. Случайные величины X = — ?х, и У = «ХУ; Найденное экспериментальное значение F-критерия сравнивается с его критическим значением FKp, соответствующим… Читать ещё >
Построение доверительных интервалов для разности средних а и отношения дисперсий двух нормальных распределений (реферат, курсовая, диплом, контрольная)
1. Построение доверительного интервала для разности средних двух нормальных распределений с известными дисперсиями.
ПустьXj, …, х" — выборка двух независимых наблюдений из совокупности N (av of), ау1; …, ут — независимая от нее выборка из совокупности JV (a2, а2). По результатам наблюдений требуется построить доверительный интервал для разности аг — а2. Случайные величины X = — ?х, и У = «ХУ;
( ah ( ст2).
имеют соответственно распределения N а, — | и N а2, —. Поэтому случайная величинах-У распределена по закону.
( al а2).
N at — а2> 7 Г + т 1' 3 величина.
подчиняется закону N (0, 1). Дальнейшие рассуждения аналогичны рассуждениям при построении доверительного интервала для математического ожидания нормального закона с известной дисперсией.
2. Построение доверительного интервала для разности средних двух распределений с неизвестными, но равными дисперсиями.
В условиях предыдущей задачи будем считать, что о2 = = а2 = а, но точное значение, а неизвестно. По результатам наблюдений необходимо построить доверительный интервал для разности ах — а2. Рассмотрим случайную величину/, полагая в (1.36) a2 = a2 = ст:
Поскольку о неизвестно, то использовать (1.37) для построения доверительного интервала нельзя. Заменим параметр а2 его оценкой. По первой выборке о2 можно оценить с помощью статистики.
по второй — с помощью статистики.
Оценка будет более точной, если воспользоваться результатом двух выборок S2 = ЬД2 + b2S2.
Так как S2 — несмещенная оценка для а2, то MS2 = = M (bjS2 + b2S2) = bjCT2 + Ь2ст2 = a2(bj + b2), т. е. bj + b2 = 1. В классе несмещенных оценок вида (1.37) найдем оценку с минимальной дисперсией DS2.
2(Т^ 2(7^.
Так как DS,2 =-и DS, = —, и DS2 = b. DS,2 + b2DS2,
1 п-1 ^ m — 1 11 J А
то.
Найдем значение Ьг, при котором g’Cbj) = 0:
/ 2 2).
Так как г" (Ь.) = 2ст4-- н—> 0, то Ь, является точ;
(п — 1 m — 1J
кой локального минимума g (x). Следовательно, в качестве оценки для а2 можно взять случайную величину.
2cj^.
при этом MS2 = a2, DS2 =;
т + п -2
" т + п-2 2 п-1 2 т-1 2
Случайная величина —-S = —— Sj + —— S2,.
ст, а ст равная сумме случайных величин, имеющих распределение у2, также имеет распределение у2 с (т + п — 2) степенями свободы. Поэтому случайная величина.
имеет распределение Стьюдента с т + п - 2 степенями свободы. Дальнейшие рассуждения, аналогичные приведенным, при построении доверительного интервала для математического ожидания нормального распределения с неизвестной дисперсией позволяют получить доверительный интервал.
(a) a.
где t — j — — x 100% точка распределения Стьюдента с.
т + п — 2 степенями свободы.
3. Построение доверительного интервала для отношения дисперсий двух нормальных распределений с известными средними.
Пусть хи …, х" иу1; …, уп — повторные выборки из совокупностей N (alt Oj), N (a2, а2). Построим доверительный ин;
_2.
2 2.
тервал для отношения ~. Оценками для aj и а2 служат °2.
Случайная величина.
имеет распределение Фишера с (п, т) степенями свободы. По таблицам находим значения С, (а) и С2(а), для которых.
т.е. Р jcj (a) < < С2(а)| = 1-а.
Отсюда получаем искомый доверительный интервал.
4. Построение доверительного интервала для отношения дисперсий двух нормальных распределений с неизвестными средними.
В этом случае оценками неизвестных дисперсий служат.
С2 2.
Случайная величина ——— имеет распределение Фишера.
S2 al.
с (п — 1, т — 1) степенями свободы и называется критерием Фишера (F-критерием).
Дальнейшие рассуждения аналогичны приведенным в предыдущем случае.
Следует отметить, что при анализе результатов эксперимента требуется не только уточнить вопрос о воспроизводимости эксперимента, оценивая однородность изменчивости, в частности, дисперсии в различных опытах в ходе их проведения, но и оценить различие значений дисперсий для одной и той же случайной величины.
При гауссовском законе распределения случайной величины для проверки гипотезы о равенстве двух дисперсий одной и той же случайной величины в качестве критерия значимости используется F-критерий, который равен отношению двух рассматриваемых выборочных дисперсий S] и S2, имеющих соответственно числа степеней свободы /, и /2 (число степеней свободы — это разность между числом экспериментов и числом значений независимых случайных величин, полученных в результате этих экспериментов, которые не позволяют оцениваемой величине принимать какое-либо другое значение, отличное от полученного по окончании их проведения), т. е.
При расчете F-критерия по (1.38) должно выполняться условие S2 > S2. В противном случае следует поменять местами рассматриваемые дисперсии.
Найденное экспериментальное значение F-критерия сравнивается с его критическим значением FKp, соответствующим максимальному значению отношения двух дисперсий, при котором еще можно считать гипотезу о равенстве рассматриваемых дисперсий справедливой.
Критическое значение FKp по числу степеней свободы и заданному коэффициенту риска находится из таблицы приложения, приведенной в работе [25]. Значение числа степеней свободы/j дисперсии, стоящей в числителе выражения, определяет значение FKp по столбцу, а значение /2 — по строке. Если F < FKp, то гипотеза о равенстве выборочных дисперсий принимается.
Для проверки гипотезы о равенстве двух выборочных средних значений случайной величины, имеющей гауссовский закон распределения, используется критерий Стьюдента. В этом случае подсчитывают выборочные средние арифметические значения сл. в. 3cj и х2 соответственно для выборок и, и п2 и их выборочные стандартные отклонения.