img075

(6.8)

(c₀ + d₀)! (6₀ + d₀)! N\d₀]

gdy* do lakiej postaci redukuje się w tym przypadku wzór (6.7). Prawdopodobieństwa dla pozostałych tabel wyznacza się ze wzoru rekurcncyjncgo:

(6.9)

(a_k+l)(d_k+\)

przy czym a_t, b_k, c_k, d_k oznaczaj;} wartości w odpowiednich polach tabeli dla a = k. Mamy więc

22’ T7»

^/>«⁼S⁼⁰-^030%

i • 20

/>,=y-^/^>0 = 0,1720, itd.

Ostatecznie otrzymujemy następujący rozkład prawdopodobieństwa tabel kontyngencji: 7*0 = 0,0310 P, =0,1720 P₂ = 0.3440 P₃ = 0,3096

P₄ = 0,1253

P₅ = 0,0182

sumii l.oOui

Wielkość P₄ jest prawdopodobieństwem wystąpienia tabeli obserwowanej. Dla potrzeb testu jednostronnego (który można stosować, gdy z góry jesteśmy w stanie przewidzieć kierunek odchylenia od tabeli oczekiwanej) sumujemy prawdopodobieństwo tabeli obserwowanej i pozostałych jeszcze mniej prawdopodobnych tabel o tym samym kierunku odchylenia od centrum rozkładu

p = p₄ + p_s = 0,1253 + 0,0182 = 0,1435

Stosując test jednostronny moglibyśmy więc odrzucić hipotezę zerową dopiero przy poziomie istotności a = P = 0,1435. Oczywiście taki poziom istotności jest nie do przyjęcia, stąd stwierdzamy, że nie ma podstaw do odrzucenia hipotezy o braku zależności między stanem uzębienia niemowląt a sposobem ich karmienia.

Na ogół nie możną jednak stosować testu jednostronnego i wówczas poziom istotności równa się podwójnej sumie P obliczonej poprzednio

75