Статистическая проверка параметрических гипотез, страница 9

5-а. Если <Ua , то гипотеза HoM[x]=Ao  считается согласующейся с результатами экспериментов, т.е. оснований для отклонения гипотезы Ho нет.

 

В противном случае, гипотеза HoM[x]=Ao считается не согласующейся с результатами экспериментов, она отклоняется в пользу альтернативной гипотезы; т.е. с вероятностью 1–a можно утверждать, что справедлива гипотеза HaM[x]>Ao . В случае, если >Ua , при отклонении нулевой гипотезы возможно была совершена ошибка 1-го рода, однако вероятность такой ошибки a»0.

1-б. Ho: M[x]=Ao против Ha: M[x]<A.

3-б. Если Ho верна, то критерий наиболее вероятно U=0. Если же верна HaM[x]<Ao, то U будет принимать большие отрицательные значения. ОКЗ определим как множество значений, характерных для критерия U в случае справедливости гипотезы Ha. Величина ОКЗ определяется из условия P{UÎОКЗ|Ho}=a Þ P{U<–Uкрит|Ho}=a Þ P{U<U1–a|Ho}=a Þ P{U<–Ua|Ho}=a.

5-б. Если >–Ua , то гипотеза HoM[x]=Ao  считается согласующейся с результатами экспериментов, т.е. оснований для отклонения гипотезы Ho нет.

 

В противном случае, гипотеза HoM[x]=Ao  считается не согласующейся с результатами экспериментов, она отклоняется в пользу гипотезы Ha; т.е. с вероятностью 1–a можно утверждать, что справедлива гипотеза HaM[x]<Ao .

Проверка гипотезы о значении МО СВ,
имеющей нормальный закон распределения с неизвестным СКО

Пусть x~N(M[x],s[x]), причём s[x] неизвестно.

1. Требуется проверить гипотезу HoM[x]=Ao против HaM[x]¹A.

2. Для проверки данной гипотезы используется статистический критерий значимости , где ,  – есть несмещенные оценки МО и СКО СВ x. В случае, когда гипотеза HoM[x]=Ao верна, критерий значимости t~t(n–1).

3. В случае, если Ho верна, наиболее вероятно, что критерий t=0. Если же верна Ha, то критерий t будет принимать очень большие или очень маленькие значения. Таким образом, малые по модулю значения критерия t будем считать допустимыми, а большие по модулю значения – недопустимыми, т.е. критическими (см. рисунок).

Определим область критических значений  (ОКЗ) критерия t из условия: P{tÎОКЗ|Ho}=a.

 

Учитывая симметричность f(t) относительно нуля и то, что ОКЗ – двусторонняя, границы ОКЗ статистического критерия t определяются соотношениями: P{t<–tкрит|Ho}=a/2; P{t>tкрит|Ho}=a/2. В последнем выражении, tкрит=ta/2, n–1 есть квантиль распределения Стьюдента уровня a/2  с n=n–1 степенями свободы (определяется по таблицам).

4. По формуле  определяется выборочное значение статистического критерия значимости .

5. Если – ta/2, n–1<<ta/2, n–1 , то гипотеза HoM[x]=Ao  считается согласующейся с результатами экспериментов (оснований для отклонения гипотезы нет). В противном случае, гипотеза HoM[x]=Ao  считается не согласующейся с результатами экспериментов, она отклоняется в пользу альтернативной гипотезы; т.е. с вероятностью 1–a можно утверждать, что справедлива гипотеза HaM[x]¹Ao . В случае, если ||>ta/2, n–1 , при отклонении гипотезы Ho возможно была совершена ошибка 1-го рода, однако вероятность такой ошибки a»0.

Примечание. Если требуется проверить гипотезу HoM[x]=Ao против HaM[x]<Aили HaM[x]>A, то ОКЗ для этих случаев выглядят так:

 

HoM[x]=Ao ; HaM[x]>Ao                                                   HoM[x]=Ao ; HaM[x]<A

Проверка гипотезы относительно равенства МО двух независимых СВ,
имеющих нормальные законы распределения с известными СКО

Пусть x~N(M[x],s[x]), h~N(M[h],s[h]), параметры s[x] и s[h] известны.