DSC00888

II yjlktn jit hipnimt nttity.ntycxnych_ 165

Ohllc/tm* wstępnie wartości estymatorów wprowadzimy do komórek Al i A2, lii /Hf pomiarów do komórki A3, a hipotetyczną liczbę oktanową do komórki A4 (rv» V1) W komórce A5 obliczymy wartość statystyki u zgodnie ze wzorem (5.2).

I )n ((Oiiutikl AA wprowadzimy poziom istotności crO.Ol, a następnie przystępujemy do wyznaczenia prawdopodobieństwa p W tym celu wykorzystamy funkcję łft >/Kt A1 * NORMALNY.S, która wymaga sprecyzowania wartości jednego argumentu W polu Z podajemy adres komórki AS zawierającej wartość statystyki u,

, ,, Rprawia. te Wynik formuły przyjmuje wartość 0,0049. Po zamknięciu okna Itinkt ji R( "i/.Kł.AD NORMALNY.S wartość ta pojawi się w komórce A6

^/fft^JlROZKŁAD^HORMA^ty^StAS)

Hę; m=94 Hi: m<94

l • ''Vf-Al9£LĘ*&.t

i* ^Z*    $$fciftrjsjgis

{I łf/dea standardowy skumutoWony rozkład iroradr#'(o średnieł zeroYoSchylerwj

■

Kys. 5.5. Końcowa faza rozwiązywania zadania z przykładu 5.2

O dp o wie di. Ponieważ p<<x, odrzucamy hipotezę zerową i przyjmujemy hipotezę alternatywną, co dowodzi, że zastrzeżenia odbiorców paliwa były uzasadnione; średnia liczba oktanowa jest mniejsza niż przewidywana normą wartość 94. Formułując ten wniosek, mylimy się co najwyżej jeden raz na sto (0=0,01), a nawet dokładniej rzecz ujmując - niespełna pięć razy na tysiąc (p=0,0049).

Ponieważ rozwiązując przykład 5.2 po raz pierwszy wykorzystywaliśmy funkcję ROZKŁAD.NORMALNY.5, niezbędne jest jej bliższe omówienie. Funkcja ta podaje prawdopodobieństwo zaobserwowania wartości zmiennej podanej w polu Z, przy założeniu że zmienna ta ma rozkład normalny standaryzowany Innymi słowy, używając tej funkcji wyznacza się wartość dystrybuanty rozkładu normalnego standaryzowanego. Ma to swoje konsekwencje.

Jeżeli w przeprowadzanym teście postać hipotezy alternatywnej wymusza lewostronny obszar krytyczny, to operacja obliczenia wartości p przebiega tak, jak uczyniono to rozwiązując przykład 5.2. W przypadku testu z prawostronnym ob-