plik


ÿþ2013-05-14 Metody probabilistyczne Weryfikacja hipotez statystycznych Hipotezy nieparametryczne Cz[ 2 Test sumy rang Kruskala Wallisa (rozwinicie testu U Manna-Whitneya) lð Jeden z wygodniejszych i do[ precyzyjnych testów nieparametrycznych dla wielu prób. lð Zastpuje, w pewnym zakresie, test analizy wariancji dla [rednich (nie wymaga, aby populacje miaBy rozkBad zbli|ony do normalnego). Model  skala porzdkowa 2 i wicej prób niezale|nych ZaBo|enia: lð danych jest k populacji generalnych o dowolnych rozkBadach z cigBymi dystrybuantami F1(x), F2(x), ..., Fk(x), lð z ka|dej populacji wylosowano niezale|nie ni elementów do próby (i = 1, 2, ..., k), FormuBowanie hipotezy: lð nale|y sprawdzi hipotez, |e wszystkie próby pochodz z jednej populacji; H0 : F1(x) = F2(x)= ...= Fk(x). Sposób postpowania: lð wszystkim wynikom prób nale|y nada rangi od 1 do n, lð dla ka|dej próby oddzielnie wyznacza si sumy rang Ri, 42 1 2013-05-14 Test sumy rang Kruskala Wallisa (rozwinicie testu U Manna-Whitneya) Sprawdzian  warto[ statystyki: mo|na sprowadzi do postaci prostszej: 2 k k 12 Ri2 12 1 ni(ðn +ð1)ð 2 éðR -ð ùð 2 cð =ð -ð 3(ðn +ð1)ð cð =ð úð n(ðn +ð1)ðåð ni n(ðn +ð1)ðåð ni êð i 2 i=ð1 i=ð1 ëð ûð ni(ðn +ð1)ð/ 2 lð gdzie: - oczekiwana suma rang, k  liczba niezale|nych prób, Ri  suma rang i-tej próby, k n =ð åðn i ni  liczebno[ i-tej próby i=ð1 Wnioskowanie: lð je|eli hipoteza H0 jest prawdziwa, to statystyka ta ma asymptotyczny rozkBad cð2 o k-1 stopniach swobody, lð je|eli zachodzi nierówno[ cð2 e" cðað2 to hipotez H0 odrzucamy  prawostronny obszar krytyczny k 12 Ri2 -ð 3(ðn +ð1)ð Je|eli wystpuj rangi wizane: n(ðn +ð1)ðåð ni i=ð1 2 cð =ð (ðt3 -ð t)ð åð 1-ð n3 -ð n gdzie: t  liczba obiektów powizanych dan rang. 43 Test sumy rang Kruskala Wallisa  skala porzdkowa  2 i wicej prób niezale|nych - przykBad lð Na poziomie istotno[ci =0,05 nale|y oceni zgodno[ ocen funkcjonowania transportu zbiorowego przez respondentów o ró|nym poziomie wyksztaBcenia. WyksztaBcenie Rangi Bczone H0: oceny nie ró|ni si istotnie H1: oceny ró|ni si istotnie P Z W P Z W 54 17 13 20 4 3 k 12 Ri2 2 33 10 60 11 1 22 cð =ð -ð 3(ðn +ð1)ð n(ðn +ð1)ðåð ni i=ð1 42 47 37 15 17 13 2 12 æð öð 2 cð =ð çð121 682 1112 ÷ð +ð +ð -ð 3(ð24 +ð1)ð=ð 7,9 63 26 36 24 7 12 çð ÷ð 24*(24 +ð1) 7 9 8 èð øð 40 12 61 14 2 23 49 22 28 18 6 9 Ç20,05,(3-1)=5,991 50 43 56 19 16 21 33 27 10 8 Wniosek: 19 5 H0 nale|y odrzuci. Suma Ri 121 68 111 Oceny ró|ni si istotnie ni 7 9 8 44 Suma Ri2 /ni 2091,6 513,78 1540.1 2 2013-05-14 Test sumy rang Kruskala Wallisa  skala porzdkowa  2 i wicej prób niezale|nych - przykBad lð Na poziomie istotno[ci =0,05 nale|y oceni zgodno[ ocen funkcjonowania transportu zbiorowego przez respondentów o ró|nym poziomie wyksztaBcenia. WyksztaBcenie Rangi Bczone H0: oceny nie ró|ni si istotnie H1: oceny ró|ni si istotnie P Z W P Z W 54 17 13 20 4 3 k 12 Ri2 2 33 10 60 11 1 22 cð =ð -ð 3(ðn +ð1)ð n(ðn +ð1)ðåð ni i=ð1 42 47 37 15 17 13 2 12 æð öð 2 cð =ð çð121 682 1112 ÷ð +ð +ð -ð 3(ð24 +ð1)ð=ð 7,9 63 26 36 24 7 12 çð ÷ð 24*(24 +ð1) 7 9 8 èð øð 40 12 61 14 2 23 49 22 28 18 6 9 Ç20,05,(3-1)=5,991 50 43 56 19 16 21 33 27 10 8 Wniosek: 19 5 H0 nale|y odrzuci. Suma Ri 121 68 111 Oceny ró|ni si istotnie ni 7 9 8 45 Suma Ri2 /ni 2091,6 513,78 1540.1 Test mediany lð Stosuje si dla sprawdzania hipotezy, |e dwie (lub wicej) próby pochodz z jednej populacji, ale nie ma przyporzdkowania wynikom jednej próby wyników drugiej próby. Model - skala porzdkowa - 2 i wicej prób niezale|nych ZaBo|enia: lð dane s dwie populacje generalne o rozkBadach z dowolnymi dystrybuantami F1(x) i F2(x), lð pobrano losowo dwie (trzy lub wicej) prób o liczebno[ciach n1 i n2 (n3 & ) (liczebno[ci stosunkowo du|e), FormuBowanie hipotezy: lð nale|y sprawdzi hipotez, |e obie próby pochodz z jednej populacji; H0 : F1(x) = F2(x). Sposób postpowania: lð z wyników obu prób utworzy jeden cig niemalejcy, ustawiajc wyniki w kolejno[ci rosncej, Wyniki > me d" me lð wyznaczy median me, Próba 1 lð pogrupowa wyniki w tablic: Próba 2 46 Próba 3 3 2013-05-14 Test mediany - skala porzdkowa  2 i wicej prób niezale|nych lð Sprawdzian  statystyka: 2 ' r s (ðnij -ð nij)ð 2 cð =ð åð åð ' i=ð1 j=ð1 nij lð traktujc tablic wyników jak tablic niezale|no[ci obliczy warto[ statystyki cð2: Wnioskowanie: lð odczyta z tablic rozkBadu cð2 warto[ krytyczn dla cðað2 dla (r-1)*(s-1) stopni swobody i zadanego poziomu istotno[ci að, lð je|eli zachodzi nierówno[ cð2 >= cðað2 to hipotez H0 odrzucamy  prawostronny obszar krytyczny 47 Test mediany - skala porzdkowa  2 i wicej prób niezale|nych - przykBad lð Zbada na poziomie istotno[ci ±=0,05 zale|no[ czasu przejazdu linii w zale|no[ci od dnia tygodnia. lð RozkBad liczebno[ci w punkcie mediany Me = 10: Wyniki > me d" me Razem Roboczy 4 11 15 Sobota 7 7 14 Niedziela 10 1 11 Razem 21 19 40 2 2 2 21×ð15 19×ð15 19×ð11 æð4 -ð öð æð11-ð öð æð1-ð öð 2 ' çð ÷ð çð ÷ð çð ÷ð r s (ðnij -ð nij)ð 40 40 40 2 èð øð èð øð èð øð cð =ð =ð +ð +ð ... +ð =ð10,556 åð åð ' i=ð1 j=ð1 nij 7,875 7,125 5,225 2 cð0,5;(ð3-ð1)ð(ð2-ð1)ð =ð 5,991 Wniosek: Hipotez o niezale|no[ci czasu trwania kursu Ç2 > DZ2 48 od dnia tygodnia nale|y odrzuci 4 2013-05-14 Testy zgodno[ci Dwie próby zale|ne lð Test McNemara, lð Test znaków, lð Test znaków rangowanych Wilcoxona, 49 Próby zale|ne lð Charakteryzuj si powtarzaniem pomiarów: lð przed i po zastosowaniu jakiego[ [rodka reklamowego, lð przed i po eksperymencie, lð Opisuj sytuacje, gdy opinie jednych grup zale| od innych. lð Musz by dokonywane na tych samych obiektach => próby s jednakowo liczne, 50 5 2013-05-14 Test McNemara Model  2 próby zale|ne  skala nominalna ZaBo|enia: lð dane s dwie populacje generalne o dowolnych rozkBadach badanej cechy, lð wylosowano dwie próby o liczno[ciach odpowiednio n, FormuBowanie hipotezy: lð H0: nie zanotowano zmiany przed i po eksperymencie, przed po Sposób postpowania: nie A B lð zbudowa tablic 4-polow tak C D lð obliczy warto[ statystyki Ç2: 2 [ðC -ð B -ð1]ð 2 cð =ð C +ð B Wnioskowanie: lð zbudowa prawostronny obszar krytyczny testu tak, aby: P{Ç2e"DZ2}=± dla stopni swobody s=(k-1)*(r-1)=1 lð je|eli Ç2 e" DZ2, to hipotez H0 nale|y odrzuci, 51 lð je|eli Ç2 < DZ2, brak podstaw do odrzucenia hipotezy H0. Test McNemara - przykBad lð Zbadano opinie 100 pasa|erów PKP. 20 osób deklarowaBo zakup nowego produktu, po reklamie zainteresowanie wzrosBo do 60 osób. Na poziomie istotno[ci ±=0,05 zweryfikowa hipotez, czy reklama wpBynBa na wzrost zakupów. lð Hipoteza: reklama nie ma wpBywu na zakupy produktu. 2 2 [ðC -ð B -ð1]ð [ð20 -ð 40 -ð1]ð 2 cð =ð =ð =ð 6,02 C +ð B 20 +ð 40 przed po s=(2-1)*(2-1)=1 - liczba stopni swobody A B nie 120 80 40 Ç20,05,1=3,841 C D tak 80 20 60 Wniosek: H0 nale|y odrzuci. Reklama 100 100 200 wpBynBa istotnie na wzrost zakupów 52 6 2013-05-14 Test znaków SBu|y do testowania hipotezy, |e dwie próby pochodz z jednej populacji. lð Ograniczenie  wyniki porównywanych dwu jednakowo licznych prób stanowi pary odpowiadajcych sobie wzajemnie liczb. Model  skala porzdkowa  2 próby zale|ne ZaBo|enia: lð dane s dwie populacje generalne o cigBych dystrybuantach, lð wylosowano jednakow liczb parami odpowiadajcych sobie n elementów, FormuBowanie hipotezy: lð nale|y sprawdzi hipotez, |e obie próby pochodz z tej samej populacji, tzn. hipotez H0 : F1(x) = F2(x) wobec H1 : F1(x) `" F2(x). Sposób postpowania: lð nale|y zbada znak ró|nicy par wyników w obu próbach i okre[li liczb r tych znaków, których jest mniej, Wnioskowanie: lð z tablic rozkBadu liczby znaków odczyta dla ustalonego poziomu istotno[ci að i dla liczby par wyników n tak warto[ rað, |e P{ r d" r±,n }= ±  obszar krytyczny lewostronny, lð je|eli r d" r±,n, to hipotez H0 nale|y odrzuci. 53 Test znaków - przykBad lð Dla oceny wpBywu szkolenia na technik jazdy wylosowano 14 kierowców . Wyniki przedstawiono w tablicy: Przed 50 20 25 80 50 70 70 25 70 65 80 10 60 50 Po 60 40 40 60 40 80 80 30 90 70 60 20 80 50 + + + - - + + + + + - + + 0 lð Na poziomie istotno[ci ± = 0,05 oceni czy szkolenie miaBo wpByw na technik jazdy. lð H0: technika jazdy przed i po szkoleniu nie ulegBa zmianie lð Dane: n = 14, n+ = 10, n- = 3 => r = 3, lð r0,05,14 = 2 Wniosek lð r > r± Nie ma podstaw do odrzucenia hipotezy o jednakowej technice jazdy przed i po szkoleniu. 54 7 2013-05-14 Test rangowanych znaków Wilcoxona Istot testu jest rangowanie  nadanie kolejnych numerów, wedBug rosncych warto[ci ró|nic dodatnich oraz ujemnych branych oddzielnie. Model  skala porzdkowa  2 próby zale|ne ZaBo|enia: lð dane s dwie populacje generalne o cigBych dystrybuantach F1(x) i F2(x), lð wylosowano jednakow liczb n elementów do dwu prób, których wyniki odpowiadaj sobie parami, FormuBowanie hipotezy: lð nale|y zweryfikowa hipotez, |e obie próby pochodz z tej samej populacji, tzn. hipotez H0 : F1(x) = F2(x). Sposób postpowania: lð nale|y obliczy ró|nice wyników obu prób dla wszystkich par wyników, lð nada warto[ciom bezwzgldnym ró|nic numery poczynajc od 1 dla najmniejszej warto[ci, lð zapisa rangi w dwóch grupach, oddzielnie dla ró|nic dodatnich oraz ujemnych, lð sumujc rangi w obu grupach uzyskuje si sum rang R+ dla ró|nic 55 dodatnich i sum rang R- dla ró|nic ujemnych, Test rangowanych znaków Wilcoxona  skala porzdkowa  2 próby zale|ne Sprawdzian - statystyka lð znalez warto[ statystyki R, jako mniejsz z tych dwu sum rang, tzn: R = min{ R+ ; R- }, Wnioskowanie: lð Obszar krytyczny lewostronny: P{ R d" Rað } = ± lð Je|eli R d" R±, to hipotez H0 nale|y odrzuci. Je|eli n>25 nale|y skorzysta z granicznego rozkBadu normalnego N( ¼R,ÃR ), gdzie: n×ð(ðn +ð1)ð n×ð(ðn +ð1)ð×ð(ð2n +ð1)ð mðR =ð sð =ð R 4 24 Statystyka: R -ð mðR U =ð sð R 56 8 2013-05-14 Test rangowanych znaków Wilcoxona  skala porzdkowa  2 próby zale|ne - przykBad lð Na poziomie istotno[ci ± = 0,05 oceni wpByw reklamy na sprzeda| nowego produktu. W tabeli przedstawiono wyniki oceny 11 respondentów przedstawiono w tabeli. Przed 15 20 8 11 9 25 32 18 22 25 30 £ Po 18 15 12 15 16 22 26 20 20 20 30 znaki + - + + + - - + - - warto[ 3 -5 4 4 7 -3 -6 2 -2 -5 0 Rangi+ 3,5 5,5 5,5 10 1,5 0 26 Rangi- 7,5 3,5 9 1,5 7,5 29 lð "R+ = 26, "R- = 29 => min{R+, R-} = 26 lð Z tablic znaków rangowanych dla n=11 i ± = 0,05 R± = 11 Wniosek Nie ma podstaw do odrzucenia H0. 57 Reklama nie wpBynBa na wzrost sprzeda|y. Testy zgodno[ci Trzy i wicej prób zale|nych lð Test Q Cochrana, lð Test ANOVA Friedmana z rangami, 58 9 2013-05-14 Test Q Cochrana lð Uogólnienie testu McNemary. lð Stosuje si dla sprawdzania hipotezy: lð o postawach pod wpBywem wielokrotnie powtarzanego bodzca, albo lð dla dokonania dychotomicznego podziaBu zbiorowo[ci respondentów odpowiadajcych  tak lub  nie na kolejne pytania. lð Zmienna dychotomiczna przyjmuje warto[ci 1 lub 0. Model - skala nominalna - 2 i wicej prób zale|nych ZaBo|enia: lð wyniki obserwacji (odpowiedzi na kolejne pytania) zapisa w tablicy o liczbie wierszy odpowiadajcej liczbie przebadanych obiektów i liczbie kolumn równej liczbie pomiarów zmiennej zale|nej, lð liczba wierszy powinna by du|a. FormuBowanie hipotezy: lð nale|y sprawdzi hipotez, |e próby pochodz z jednej populacji; H0 : F1(x) = F2(x) = & Fn(x). 59 Test Q Cochrana - skala nominalna  2 i wicej prób zale|nych 2 Statystyka: éð k k ùð æð öð k 2 2 (ðk -ð1)ð×ð k ×ð -ð çð ÷ð úð êð åðC åðC j j k ×ð(ðk -ð1)ð×ð (ðC -ð Csr)ð åð j j=ð1 j=ð1 èð øð êð úð j=ð1 ëð ûð Q =ð =ð n n n Ri(ðk -ð Ri )ð k ×ð Ri -ð Ri2 åð åð åð n=ð1 i=ð1 i=ð1 gdzie: Cj  liczba jedynek j-tej kolumnie, Csr  [rednia z Cj, Ri  liczba jedynek w i-tym wierszu, k  liczba pomiarów zmiennej zale|nej, n  liczba obiektów. Wnioskowanie: lð odczyta z tablic rozkBadu cð2 warto[ krytyczn dla cð±2 dla (k-1) stopni swobody i zadanego poziomu istotno[ci að, lð je|eli zachodzi nierówno[ cð2 e" cð±2 to hipotez H0 odrzucamy. lð P{cð2 e" cð±2}=± - prawostronny obszar krytyczny. 60 10 2013-05-14 Test Q Cochrana - skala nominalna  2 i wicej prób zale|nych - przykBad lð Zbadano wpByw reklamy na zmiany sprzeda|y w 10 sklepach, na podstawie 3 pomiarów: przed, w trakcie i po akcji reklamowej. Poziom istotno[ci ± = 0,05. Oznaczenia: 0  spadek, 1  wzrost sprzeda|y. lð H0: reklama nie wpBynBa na wielko[ sprzeda|y. Lp. przed w czasie po Razem Ri2 ± = 0,05, k=3, DZ2= 5,991 1 0 1 1 2 4 2 0 1 1 2 4 2 éð k k ùð æð öð 2 (ðk -ð1)ð k -ð çð ÷ð úð 3 0 0 1 1 1 êð åðC åðC j j j=ð1 j=ð1 êð èð øð úð ëð ûð Q =ð n n 4 1 1 1 3 9 k Ri -ð Ri2 åð åð i=ð1 i=ð1 5 0 1 1 2 4 6 0 1 1 2 4 (ð3-ð1)ð[ð3×ð168 -ð 202]ð=ð 208 Q =ð =ð13 7 0 1 1 2 4 3×ð 20 -ð 44 16 8 0 1 1 2 4 9 1 1 1 3 9 Wniosek: H0 nale|y odrzuci. 10 0 0 1 1 1 Reklama istotnie wpBynBa na " 2 8 10 20 44 zmiany w wielko[ci sprzeda|y 61 Cj2 4 64 100 168 Test ANOVA Friedmana z rangami lð Rozwinicie testu Wilcoxona. Jest on nieparametryczn alternatyw analizy wariancji dla klasyfikacji pojedynczej z powtarzanymi pomiarami zmiennej zale|nej. lð SBu|y do sprawdzania hipotezy, czy ke"2 prób losowych zale|nych pochodzi z jednej populacji. lð RozkBad populacji mo|e by dowolny, ale cigBy. Model - skala porzdkowa  2 i wicej prób zale|nych ZaBo|enia: lð wyniki obserwacji (odpowiedzi na kolejne pytania) zapisa w tablicy o liczbie wierszy odpowiadajcej liczbie przebadanych obiektów i liczbie kolumn równej liczbie pomiarów zmiennej zale|nej. FormuBowanie hipotezy: lð nale|y sprawdzi hipotez, |e wszystkie próby pochodz z jednej populacji; H0 : F1(x) = F2(x) = & = Fk(x). 62 11 2013-05-14 Test ANOVA Friedmana z rangami- skala porzdkowa  2 i wicej prób zale|nych Statystyka: k 12 2 cð =ð R2 -ð 3×ðn×ð(ðk +ð1)ð j n×ðk ×ð(ðk +ð1)ðåð j=ð1 gdzie: Rj  suma rang dla j-tego pomiaru, n  liczba porównywanych elementów, k  liczba pomiarów, Wnioskowanie: lð odczyta z tablic rozkBadu cð2 warto[ krytyczn dla cð±2 dla (k-1) stopni swobody i zadanego poziomu istotno[ci að, lð je|eli zachodzi nierówno[ cð2 >= cð±2 to hipotez H0 odrzucamy, lð je|eli zachodzi nierówno[ cð2 < cð±2 to nie ma podstaw do odrzucenia hipotezy, |e k prób (ke"2) losowych pochodzi z jednej populacji. k 12 Je|eli wystpuj rangi wizane: R2 -ð 3n(ðk +ð1)ð åð j nk(ðk +ð1)ð j=ð1 2 cð =ð r åðTi i=ð1 1-ð 2 nk(ðk -ð1)ð gdzie: 63 Ti =ð -ð  tj - liczba rang w ka|dej grupie rang powizanych dla i-tego wiersza. åðti3 åðti Test ANOVA Friedmana z rangami- skala porzdkowa  2 i wicej prób zale|nych lð Na czterech automatach produkowano uszczelki. W sposób losowy wybrano dni tygodnia i w pewnym miesicu ustalono liczb uszczelek wadliwych z ka|dego automatu. Zweryfikowa hipotez, |e automaty istotnie ró|ni si ze wzgl.na liczb produkowanych wadliwych uszczelek. Rangi dla ka|dego pomiaru j Automat Rangi i 1 2 3 4 1 2 3 4 Wniosek: Nie ma podstaw do odrzucenia H0 1 5 3 4 5 3,5 1 2 3,5 Automaty nie odbiegaj istotnie od 2 4 7 5 5 1 4 2,5 2,5 siebie w produkcji wadliwych 3 6 5 3 7 3 2 1 4 uszczelek. 4 6 6 6 7 2 2 2 4 5 9 9 5 6 3,5 3,5 1 2 k 12 j 6 7 8 6 8 2 3,5 1 3,5 nk(ðk +ð1)ðåð R2 -ð 3n(ðk +ð1)ð j=ð1 2 cð =ð r Rj 15 16 9,5 19,5 åðTi i=ð1 Rj2 225 256 90,25 380,25 951,5 1-ð 2 nk(ðk -ð1)ð n=6, k=4, ±=0,05 Çað,k-12=7,815 12 951,5 -ð 3×ð6×ð(ð4 +ð1)ð i 1 2 4 5 6 6×ð 4(ð4 +ð1)ð 2 cð =ð =ð 5,942 48 ti 2 2 3 2 2 1-ð 64 6×ð 4(ð42 -ð1)ð Ti 6 6 24 6 6 48 Ti =ð -ð åðti3 åðti 12 2013-05-14 Test ANOVA Friedmana z rangami- skala porzdkowa  2 i wicej prób zale|nych lð Na czterech automatach produkowano uszczelki. W sposób losowy wybrano dni tygodnia i w pewnym miesicu ustalono liczb uszczelek wadliwych z ka|dego automatu. Zweryfikowa hipotez, |e automaty istotnie ró|ni si ze wzgl.na liczb produkowanych wadliwych uszczelek. j Automat Rangi i 1 2 3 4 1 2 3 4 Wniosek: Nie ma podstaw do odrzucenia H0 1 5 3 4 5 3,5 1 2 3,5 Automaty nie odbiegaj istotnie od 2 4 7 5 5 1 4 2,5 2,5 siebie w produkcji wadliwych 3 6 5 3 7 3 2 1 4 uszczelek. 4 6 6 6 7 2 2 2 4 5 9 9 5 6 3,5 3,5 1 2 k 12 j 6 7 8 6 8 2 3,5 1 3,5 nk(ðk +ð1)ðåð R2 -ð 3n(ðk +ð1)ð j=ð1 2 cð =ð r Rj 15 16 9,5 19,5 åðTi i=ð1 Rj2 225 256 90,25 380,25 951,5 1-ð 2 nk(ðk -ð1)ð n=6, k=4, ±=0,05 Çað,k-12=7,815 12 951,5 -ð 3×ð6×ð(ð4 +ð1)ð i 1 2 4 5 6 6×ð 4(ð4 +ð1)ð 2 cð =ð =ð 5,942 48 ti 2 2 3 2 2 1-ð 65 6×ð 4(ð42 -ð1)ð Ti 6 6 24 6 6 48 13

Wyszukiwarka

Podobne podstrony:
MP 8 hipot nieparam 1
MP 7 hipot param 1
MP 7 hipot parametryczne 2
Stymulus Zestaw6 STP MP Gesundheitswesen
bibliografia mp
Wyklad 7 Nieparametryczne metody statystyczne PL [tryb zgodności]
Stymulus Zestaw@ STP MP Berlin
7 hipotezy nieparametryczne
MP logika rozmyta
MP wzory transf 1

więcej podobnych podstron