Wyniki wyszukiwana dla hasla HIPOTEZA ENERGETYCZNA HUBERA img064 v- w Testujemy hipotezę zerową mówiącą o tym, że różnica między częstościami rezultatów typu img066 Rys. 5.3 obszar krytyczny p[)f- - « rozkładu x2-/ {X2*aX«)} = a Hipotezę H0img068 Ponieważ F < aF {jjljj, więc nie ma żadnych podstaw do odrzucenia hipotezy o równości wariimg077 X2 = 0.8357 co oczywiście nie jest wynikiem uprawniającym do odrzucenia hipotezy zerowej o brimg104 (7.10) , SKMG Jeżeli hipoteza zerowa nie jest prawdziwa, to wtedy średni kwadrat wewnątrzgrupimg114 X" <o.o5 X?3)— 7,815 więc nie ma podstaw do odrzucenia hipotezy o równości wariancji img143 Sn = -{*->] (1 ~rf n- 2 (8.15) Wzory (8.13) i (8.14) mogą być użyte do weryfikacji hipotezimg166 Stąd 2,0315 n 0,0998 Ponieważ M >0.05 *(49)~ 2,012 więc hipotezę o pokrywaniu się prostychimg170 więc hipotezę o pokrywaniu się prostych regresji można odrzucić twierdząc, że istotność różniimg177 Nl = 10 i N2 = 9 wynosi 6. Jak z tego wynika £ > aC(Af,, W2) z czego wynika, że brak podstimg209 Hipotezą do weryfikacji jest hipoteza Dla każdej próby obliczamy wektor wartości średnich (11img210 Przy prawdziwości hipotezy //0 statystyka F ma dokładnie rozkład F. Hipotezę H0 odrzucimy, jeimg242 Jako statystyki testowe przyjmiemy Vr-P+1 vAP ir (Ha G _1) dla hipotezy HM (11.96) Vr-P+ 1 vsimg243 (11.103) v2 = (y- !)(*- i)-p+ i Przy z góry zadanym prawdopodobieństwie a hipotezę HM (xlrzucimg260 Do weryfikacji hipotezy, że współczynnik w populacji jest równy określonej wartości (3.^, możimg266 Tabela 12.1 Schemat analizy regresji przy hipotezie H0 : (3, = P2 = ••• = Zmienność Liczba img288 "o : Pl - P2 - 03 - 3 . Proponujemy Czytelnikowi zastanowienie się nad sposobem testowanimg299 //0 : wektory x i y są niezależne. Jest ona równoważna hipotezie:Mo:Ip? = 0 , izn. że wszystkimg300 której rozkład można aproksymować rozkładem F dla Vj = pq i v2 = ab - 2c stopni swolxxly. Odrimg335 ma rozkład x2 o v = n - 1 stopniach swobody. Rozkład x2 ma szerokie zastosowania szczególnie Wybierz strone: [
8 ] [
10 ]