Ví dụ: Để kiểm tra độ chính xác của một nhà máy người ta đo
ngẫu nhiên kích thước của 15 chi tiết do máy đó sản xuất và tính
được �2 = 14,6. Với mức ý nghĩa α = 0,01 hãy kết luận máy móc
có hoạt động có bình thường không, biết rằng kích thước chi tiết
là biến ngẫu nhiên phân phối chuẩn có dung sai theo thiết kế là
�02 = 12.
81 trang |
Chia sẻ: nguyenlam99 | Lượt xem: 1035 | Lượt tải: 1
Bạn đang xem trước 20 trang tài liệu Bài giảng xác suất thống kê - Chương 7: Kiểm định giả thiết thống kê, để xem tài liệu hoàn chỉnh bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
Giảng viên:
Chu Bình Minh
Bài giảng
Xác suất thống kê
Nam Dinh,Februay, 2008
PHẦN 2
THỐNG KÊ TOÁN
CHÖÔNG 7:
KIEÅM ÑÒNH GIAÛ THIEÁT THOÁNG KEÂ
1. KHÁI NIỆM CHUNG
1.1 GIẢ THUYẾT THỐNG KÊ
a, Định nghĩa Giả thuyết thống kê là giả thuyết về dạng phân
phối xác suất của biến ngẫu nhiên, về các tham số đặc trưng của
biến ngẫu nhiên hoặc về tính độc lập của các biến ngẫu nhiên.
Giả thuyết đưa ra gọi là biến ngẫu nhiên gốc ký hiệu là 𝐻0.
Khi đưa ra một giả thuyết gốc, người ta còn nghiên cứu một
mệnh đề mâu thuẫn với nó gọi là giả thuyết đối (hay đối thuyết)
và ký hiệu là 𝐻1 để khi 𝐻0 bị bác bỏ thì thừa nhận 𝐻1. Cặp 𝐻0 và
𝐻1 gọi là cặp giả thuyết thống kê.
Ví dụ Khi nghiên cứu nhu cầu thị trường về một loại hàng hóa
nào đó. Ta có thể đưa ra các cặp giả thuyết thống kê như sau:
𝐻0 : Nhu cầu X của thị trường tuân theo quy luật phân phối
chuẩn
𝐻1: Nhu cầu X của thị trường không tuân theo quy luật phân
phối chuẩn
𝐻0 : Nhu cầu trung bình của thị trường về loại hàng hóa này
là μ = 1000 đơn vị / tháng
𝐻1: μ > 1000 đơn vị / tháng, 𝐻1: μ < 1000 đơn vị / tháng hoặc
𝐻1: μ ≠ 1000 đơn vị / tháng
𝐻0 : Nhu cầu X của thị trường và thu nhập Y của khách hàng
độc lập nhau
𝐻1: Nhu cầu X của thị trường và thu nhập Y của khách hàng
phụ thuộc nhau
1.1 GIẢ THUYẾT THỐNG KÊ
Vì các giả thuyết thống kê có thể đúng hoặc sai nên cần kiểm
định, tức là tìm ra kết luận về tính thừa nhận được hay không thừa
nhận được của giả thuyết đó. Việc kiểm định này gọi là kiểm định
thống kê vì nó dựa vào thông tin thực nghiệm của mẫu để kết
luận.
1.1 GIẢ THUYẾT THỐNG KÊ
b, Phương pháp chung
Trước hết, giả sử 𝐻0 đúng và từ đó dựa vào thông tin mẫu
rút ra từ tổng thể tìm được một biến cố A nào đó sao cho xác suất
xảy ra của A bằng α bé đến mức có thể coi A không xảy ra trong
mộ t phép thử.
Lúc đó trên một mẫu cụ thể thực hiện phép thử với biến cố
A, nếu A xảy ra thì chứng tỏ 𝐻0 sai và bác bỏ nó, còn nếu A không
xảy ra thì chưa có cơ sở để bác bỏ 𝐻0.
1.1 GIẢ THUYẾT THỐNG KÊ
1.2 TIÊU CHUẨN KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT THỐNG KÊ
Cho θ là tham số của X, ta cần kiểm định 𝐻0:𝜃 = 𝜃0
Từ biến ngẫu nhiên gốc X trong tổng thể lập mẫu ngẫu nhiên kích
thước n
𝑊 = (𝑋1,𝑋2, ,𝑋𝑛)
Và chọn lập thống kê:
𝐺 = 𝑓(𝑋1,𝑋2, ,𝑋𝑛 ,𝜃0)
Với 𝜃0 là tham số liên quan đến giả thuyết cần kiểm định. Điều kiện
đặt ra đối với G là nếu 𝐻0 đúng thì quy luật phân phối xác suất của
G hoàn toàn xác định. Thống kê G gọi là tiêu chuẩn kiểm định.
1.3 MIỀN BÁC BỎ GIẢ THUYẾT.
Do đã xác định được quy luật phân phố i xác suất của G nên
với mộ t xác suất khá bé α cho trước có thể tìm được miền 𝑊𝛼
tương ứng sao cho với điều kiện giả thuyết 𝐻0 đúng thì xác
suất G nhận giá trị tại miền 𝑊𝛼 bằng α. Điều kiện này được
viết như sau:
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻0) = 𝛼
1.3 MIỀN BÁC BỎ GIẢ THUYẾT.
Biến cố (𝐺 ∈ 𝑊𝛼) đóng vai trò như biến cố A nói trên và vì α khá
bé nên có thể coi như không xảy ra trong một phép thử. Giá trị α
gọi là mức ý nghĩa của kiểm định và miền 𝑊𝛼 gọi là miền bác bỏ
giả thuyết 𝐻0. Các giá trị còn lại của G thuộc miền 𝑊 𝛼 gọi là miền
không bác bỏ giả thuyết hay đôi khi còn gọi là miền thừa nhận
giả thuyết. Điểm giới hạn phân chia giữa miền bác bỏ và miền
thừa nhận gọi là giá trị tới hạn.
1.4 GIÁ TRỊ QUAN SÁT CỦA TIÊU CHUẨN KIỂM
ĐỊNH
Thực hiện một phép thử với mẫu ngẫu nhiên ta được mẫu cụ thể
𝑤 = (𝑥1 ,𝑥2 , ,𝑥𝑛) và qua đó tính được giá trị cụ thể của tiêu
chuẩn kiểm định G
𝐺𝑞𝑠 = 𝑓(𝑥1 ,𝑥2 , ,𝑛𝑛 ,𝜃0)
Giá trị này gọi là giá trị quan sát của tiêu chuẩn kiểm định.
1.5 QUY TẮC KIỂM ĐỊNH THỐNG KÊ
Sau khi đã tính được giá trị 𝐺𝑞𝑠 , ta so sánh giá trị này với miền
bác bỏ 𝑊𝛼 và kết luận theo quy tắc:
1. Nếu 𝐺𝑞𝑠 ∈ 𝑊𝛼 thì kết luận 𝐻0 sai, do đó bác bỏ 𝐻0 và
thừa nhận 𝐻1.
2. Nếu 𝐺𝑞𝑠 ∉ 𝑊𝛼 thì kết luận chưa có cơ sở bác bỏ 𝐻0 (thực
tế là thừa nhận 𝐻0 ).
1.6 SAI LẦM LOẠI MỘT VÀ SAI LẦM LOẠI HAI.
Sai lầm loại 1: Bác bỏ 𝐻0 trong khi 𝐻0 đúng.
Ta thấy nếu 𝐻0 đúng thì 𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 ) = 𝛼 nhưng khi 𝐺 ∈ 𝑊𝛼 thì
lập tức bác bỏ 𝐻0. Như vậy ta có thể mắc phải sai lầm loại 1
với xác suất bằng α.
Sai lầm loại 2: Thừa nhận 𝐻0 trong khi 𝐻0 sai hay 𝐺𝑞𝑠 ∉ 𝑊𝛼
trong khi 𝐻1 đúng.
Giả sử xác suất mắc sai lầm loại 2 là β. 𝑃(𝐺 ∉ 𝑊𝛼 /𝐻1) = 𝛽
1.6 SAI LẦM LOẠI MỘT VÀ SAI LẦM LOẠI HAI.
Suy ra:
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻1) = 1 − 𝛽
1-β gọi là lực kiểm định. Quan hệ giữa kiểm định giả thuyết và các
loại sai lầm cho trong bảng:
Tình huống
Quyết định
𝐻0 đúng 𝐻0 sai
Bác bỏ 𝐻0
Sai lầm loại 1
xác suất bằng α
Quyết định đúng
xác suất bằng 1-
β
Không bác bỏ
𝐻0
Quyết định
đúng xác suất
bằng 1- α
Sai lầm loại 2 xác
suất bằng β
1.6 SAI LẦM LOẠI MỘT VÀ SAI LẦM LOẠI HAI.
Ta thấy sai lầm loại một và sai lầm loại hai mâu thuẫn nhau, tức ta
cùng một kích thước mẫu n thì không thể cùng giảm cả hai loại
sai lầm. Do vậy trong thực tế thì với α cho trước người tasex tìm
miền 𝑊𝛼 sao cho β là nhỏ nhất.
2. KIỂM ĐỊNH THAM SỐ
2.1 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ KỲ VỌNG TOÁN
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN TUÂN THEO QUY LUẬT
PHÂN PHỐI CHUẨN.
Giả sử biến ngẫu nhiên gốc X trong tổng thể phân phối chuẩn
𝑋~𝑁(𝜇,𝜎2) nhưng chưa biết μ. Nếu có cơ sở để giả thuyết rằng
giá trị của nó bằng 𝜇0 ta đưa ra giả thuyết thống kê 𝐻0: 𝜇 = 𝜇0. Để
kiểm định giả thuyết trên, từ tổng thể ta lập mẫu:
𝑊 = (𝑋1 ,𝑋2 , ,𝑋𝑛)
Để chọn thống kê G ta xét hai trường hợp.
2.1 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ KỲ VỌNG TOÁN
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN TUÂN THEO QUY LUẬT
PHÂN PHỐI CHUẨN.
a, Đã biết phương sai 𝜎2.
Chọn
𝐺 =
𝑋 − 𝜇0
𝜎
𝑛
Giả sử nếu 𝐻0 đúng tức là 𝜇 = 𝜇0 thì
𝐺 = 𝑈 =
𝑋 − 𝜇
𝜎
𝑛 ~ 𝑁(0,1)
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻0) = 𝛼
Để tìm miền bác bỏ 𝑊𝛼 ta xét các trường hợp.
2.1 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ KỲ VỌNG TOÁN
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN TUÂN THEO QUY LUẬT
PHÂN PHỐI CHUẨN.
Trường hơp 1: 𝐻0:𝜇 = 𝜇0 ;𝐻1:𝜇 > 𝜇0
Với 𝛼 cho trước có thể tìm được cặp giá trị 𝛼1 ,𝛼2 sao cho
𝛼1 + 𝛼2 = 𝛼 và tương ứng ta tìm được cặp giá trị 𝑢1−𝛼1 ,𝑢𝛼2 thoả
mãn:
𝑃 𝐺 < 𝑢1−𝛼1 = 𝛼1
𝑃 𝐺 > 𝑢𝛼2 = 𝛼2
Do 𝐺 ∈ 𝑊𝛼 tức là thừa nhận 𝐻1 hay 𝜇 > 𝜇0 nên 𝐺 =
𝑋 −𝜇0
𝜎
𝑛 =
𝜇−𝜇0
𝜎
𝑛 > 0, và 𝛼1 nhỏ nên
2.1 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ KỲ VỌNG TOÁN
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN TUÂN THEO QUY LUẬT
PHÂN PHỐI CHUẨN.
𝑢1−𝛼1 = −𝑢𝛼1 < 0 , do vậy trường hợp 𝑃 𝐺 < 𝑢1−𝛼1 = 0 suy ra
𝛼2 = 𝛼. Vậy
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻0) = 𝑃 𝐺 > 𝑢𝛼 = 𝛼
Ta thu được miền bác bỏ bên phải là:
𝑊𝛼 = 𝐺 =
𝑋 − 𝜇0
𝜎
𝑛:𝐺 > 𝑢𝛼 = (𝑢𝛼 ; +∞)
2.1 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ KỲ VỌNG TOÁN
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN TUÂN THEO QUY LUẬT
PHÂN PHỐI CHUẨN.
Trường hơp 2: 𝐻0:𝜇 = 𝜇0 ;𝐻1:𝜇 < 𝜇0
Với 𝛼 cho trước có thể tìm được cặp giá trị 𝛼1 , 𝛼2 sao cho
𝛼1 + 𝛼2 = 𝛼 và tương ứng ta tìm được cặp giá trị 𝑢1−𝛼1 ,𝑢𝛼2 thoả
mãn:
𝑃 𝐺 < 𝑢1−𝛼1 = 𝛼1
𝑃 𝐺 > 𝑢𝛼2 = 𝛼2
Do 𝐺 ∈ 𝑊𝛼 tức là thừa nhận 𝐻1 hay 𝜇 < 𝜇0 nên 𝐺 =
𝑋 −𝜇0
𝜎
𝑛 =
𝜇−𝜇0
𝜎
𝑛 0 , do vậy trường hợp
𝑃 𝐺 > 𝑢𝛼2 = 0 suy ra 𝛼1 = 𝛼. Vậy
2.1 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ KỲ VỌNG TOÁN
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN TUÂN THEO QUY LUẬT
PHÂN PHỐI CHUẨN.
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻0) = 𝑃 𝐺 < 𝑢1−𝛼 = 𝑃 𝐺 < −𝑢𝛼 = 𝛼
Ta thu được miền bác bỏ bên trái là:
𝑊𝛼 = 𝐺 =
𝑋 − 𝜇0
𝜎
𝑛:𝐺 < −𝑢𝛼 = (−∞;−𝑢𝛼)
2.1 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ KỲ VỌNG TOÁN
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN TUÂN THEO QUY LUẬT
PHÂN PHỐI CHUẨN.
Trường hơp 3: 𝐻0:𝜇 = 𝜇0 ;𝐻1:𝜇 ≠ 𝜇0
Với 𝛼 cho trước có thể tìm được cặp giá trị 𝛼1 ,𝛼2 sao cho
𝛼1 + 𝛼2 = 𝛼 và tương ứng ta tìm được cặp giá trị 𝑢1−𝛼1 ,𝑢𝛼2 thoả
mãn:
𝑃 𝐺 < 𝑢1−𝛼1 = 𝛼1
𝑃 𝐺 > 𝑢𝛼2 = 𝛼2
2.1 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ KỲ VỌNG TOÁN
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN TUÂN THEO QUY LUẬT
PHÂN PHỐI CHUẨN.
Lấy 𝛼1 = 𝛼2 =
𝛼
2
nên 𝑢1−𝛼1 = −𝑢𝛼/2 ,𝑢𝛼2 = 𝑢𝛼/2. Vậy
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻0) = 𝑃 𝐺 > 𝑢𝛼/2 = 𝛼
Ta có miền bác bỏ hai phía:
𝑊𝛼 = 𝐺 =
𝑋 − 𝜇0
𝜎
𝑛: 𝐺 > 𝑢𝛼/2 = (−∞;−𝑢𝛼/2) ∪ (𝑢𝛼/2; +∞)
2.1 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ KỲ VỌNG TOÁN
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN TUÂN THEO QUY LUẬT
PHÂN PHỐI CHUẨN.
Từ một mẫu cụ thể 𝑤 = (𝑥1 ,𝑥2 , ,𝑥𝑛) ta tính giá trị quan sát của
tiêu chuẩn kiểm định:
𝐺𝑞𝑠 =
𝑥 − 𝜇0
𝜎
𝑛
Và so sánh 𝐺𝑞𝑠 với 𝑊𝛼 để đưa ra kết luận:
- Nếu 𝐺𝑞𝑠 ∈ 𝑊𝛼 thì bác bỏ 𝐻0 thừa nhận 𝐻1.
Nếu 𝐺𝑞𝑠 ∉ 𝑊𝛼 thì chưa có cơ sở bác bỏ 𝐻0.
2.1 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ KỲ VỌNG TOÁN
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN TUÂN THEO QUY LUẬT
PHÂN PHỐI CHUẨN.
α
Bác bỏThừa nhận
2.1 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ KỲ VỌNG TOÁN
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN TUÂN THEO QUY LUẬT
PHÂN PHỐI CHUẨN.
α
Bác bỏ Thừa nhận
2.1 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ KỲ VỌNG TOÁN
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN TUÂN THEO QUY LUẬT
PHÂN PHỐI CHUẨN.
α/2
Bác bỏ Thừa nhận Bác bỏ
α/2
2.1 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ KỲ VỌNG TOÁN
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN TUÂN THEO QUY LUẬT
PHÂN PHỐI CHUẨN.
Ví dụ
Trong năm trước, trọng lượng trung bình trước khi xuất chuồng
của bò ở một trại chăn nuôi là 380 kg. Năm nay người ta áp dụng một
chế độ chăn nuôi mới với hy vọng bò sẽ tăng trọng nhanh hơn. Sau thời
gian áp dụng thử, người ta áp dụng ngẫu nhiên 50 con bò trước khi xuất
chuồng đem cân và tính được trọng lượng trung bình của chúng là
390kg. Vậy với mức ý nghĩa α = 0,01 có thể cho rằng trọng lượng trung
bình của bò đã tăng lên hay không? Giả thiết trọng lượng của bò là biến
ngẫu nhiên chuẩn với độ lệch chuẩn là 35,2kg.
2.1 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ KỲ VỌNG TOÁN
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN TUÂN THEO QUY LUẬT
PHÂN PHỐI CHUẨN.
Gọi X là trọng lượng của bò sau khi áp dụng chế độ chăn nuôi mới.
EX = μ trọng lượng TB của bò sau khi áp dụng chế độ chăn nuôi mới.
X~N μ ;σ2 , σ = 35,2, α =0,01, 𝜇0 = 380
𝐻0:𝜇 = 𝜇0;𝐻1:𝜇 > 𝜇0
𝑊𝛼 = 𝑢𝛼 ; +∞ = (2,33; +∞)
𝐺𝑞𝑠 =
𝑥 − 𝜇0
𝜎
𝑛 =
390 − 380
35,2
50 = 2,01 ∉ 𝑊𝛼
Chưa có cơ sở bác bỏ H0. Phương pháp mới chưa mang lại hiệu quả.
2.1 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ KỲ VỌNG TOÁN
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN TUÂN THEO QUY LUẬT
PHÂN PHỐI CHUẨN.
b, Chưa biết phương sai 𝜎2.
Chọn
𝐺 =
𝑋 − 𝜇0
𝑠
𝑛
Giả sử nếu 𝐻0 đúng tức là 𝜇 = 𝜇0 thì
𝐺 = 𝑇 =
𝑋 − 𝜇
𝑠
𝑛 ~ 𝑇(𝑛 − 1)
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻0) = 𝛼
Để tìm miền bác bỏ 𝑊𝛼 ta xét các trường hợp. Thực hiện tương tự
ta có:
2.1 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ KỲ VỌNG TOÁN
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN TUÂN THEO QUY LUẬT
PHÂN PHỐI CHUẨN.
Trường hơp 1: 𝐻0:𝜇 = 𝜇0 ;𝐻1:𝜇 > 𝜇0
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻0) = 𝑃 𝐺 > 𝑡𝛼
(𝑛−1)
= 𝛼
Ta thu được miền bác bỏ bên phải là:
𝑊𝛼 = 𝐺 =
𝑋 − 𝜇0
𝑆
𝑛:𝐺 > 𝑡𝛼
(𝑛−1)
= (𝑡𝛼
(𝑛−1)
; +∞)
2.1 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ KỲ VỌNG TOÁN
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN TUÂN THEO QUY LUẬT
PHÂN PHỐI CHUẨN.
Trường hơp 2: 𝐻0:𝜇 = 𝜇0 ;𝐻1:𝜇 < 𝜇0
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻0) = 𝑃 𝐺 < 𝑡1−𝛼
(𝑛−1)
= 𝑃 𝐺 < −𝑡𝛼
(𝑛−1)
= 𝛼
Ta thu được miền bác bỏ bên trái là:
𝑊𝛼 = 𝐺 =
𝑋 − 𝜇0
𝑆
𝑛:𝐺 < −𝑡𝛼
(𝑛−1)
= (−∞;−𝑡𝛼
(𝑛−1)
)
2.1 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ KỲ VỌNG TOÁN
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN TUÂN THEO QUY LUẬT
PHÂN PHỐI CHUẨN.
Trường hơp 3: 𝐻0:𝜇 = 𝜇0 ;𝐻1:𝜇 ≠ 𝜇0
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻0) = 𝑃 𝐺 > 𝑡𝛼/2
(𝑛−1)
= 𝛼
Ta có miền bác bỏ hai phía:
𝑊𝛼 = 𝐺 =
𝑋 − 𝜇0
𝑆
𝑛: 𝐺 > 𝑡𝛼/2
(𝑛−1)
= (−∞;−𝑡𝛼/2
(𝑛−1)
) ∪ (𝑡𝛼/2
(𝑛−1)
; +∞)
2.1 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ KỲ VỌNG TOÁN
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN TUÂN THEO QUY LUẬT
PHÂN PHỐI CHUẨN.
Từ mộ t mẫu cụ thể 𝑤 = (𝑥1 ,𝑥2 , ,𝑥𝑛) ta tính giá trị quan sát
của tiêu chuẩn kiểm định:
𝐺𝑞𝑠 =
𝑥 − 𝜇0
𝑠
𝑛
Và so sánh 𝐺𝑞𝑠 với 𝑊𝛼 để đưa ra kết luận:
- Nếu 𝐺𝑞𝑠 ∈ 𝑊𝛼 thì bác bỏ 𝐻0 thừa nhận 𝐻1.
Nếu 𝐺𝑞𝑠 ∉ 𝑊𝛼 thì chưa có cơ sở bác bỏ 𝐻0.
2.1 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ KỲ VỌNG TOÁN
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN TUÂN THEO QUY LUẬT
PHÂN PHỐI CHUẨN. Ví dụ:
Trọng lượng của các bao gạo trong kho là biến ngẫu nhiên phân
phố i chuẩn với trọng lượng trung bình theo tiêu chuẩn là 50kg. Nghi
ngờ b ị đóng thiếu, người ta đem cân ngẫu nhiên 25 bao và thu được kết
quả sau:
Trọng lượng
bao(Kg)
Số bao tương
ứng
48,0-48,5 2
48,5-49,0 5
49,0-49,5 10
49,5-50,0 6
50,0-55,5 2
Với mức ý nghia 𝛼 = 0,01 hãy kết luận về nghi ngờ nói trên.
Giải
Gọi X là trọng lượng của bao gạo,
EX = μ là trọng lượng TB của bao gạo
𝑋~𝑁 𝜇;𝜎2 ,𝛼 = 0,01
𝐻0:𝜇 = 50,𝐻1:𝜇 < 50
Miền bác bỏ:
𝑊𝛼 = −∞;−𝑡0,01
(25−1)
= (−∞;−2,492)
𝐺𝑞𝑠 =
𝑥 − 50
𝑠
25 =
49,27 − 50
0,52
25
𝐺𝑞𝑠 = −7,01 ∈ 𝑊𝛼 ,𝐵𝐵 𝐻0
2.2 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI KỲ VỌNG
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
Giả sử ta xét một lúc hai tổng thể . Ở tổng thể thứ nhất ta xét
biến ngẫu nhiên gốc 𝑋~𝑁(𝜇1 ,𝜎1
2), ở tổng thể thứ hai ta xét biến
ngẫu nhiên gốc 𝑌~𝑁(𝜇2 ,𝜎2
2) . Từ hai tổng thể nói trên rút ra hai
mẫu ngẫu nhiên độc lập có kích thước tương ứng 𝑛1 và 𝑛2:
𝑊𝑋 = (𝑋1 ,𝑋2 , ,𝑋𝑛1 )
𝑊𝑌 = (𝑌1 ,𝑌2 , ,𝑌𝑛2 )
Nếu 𝜇1 và 𝜇2 chưa biết song có cơ sở để giả thuyết rằng giá trị
của chúng bằng nhau, người ta đưa ra giả thuyết thống kê:
𝐻0:𝜇1 = 𝜇2
2.2 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI KỲ VỌNG
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
a, Đã biết các phương sai: 𝜎1
2 và 𝜎2
2.
Đặt
𝐺 =
𝑋 − 𝑌 − 𝜇1 − 𝜇2
𝜎1
2
𝑛1
+
𝜎2
2
𝑛2
~𝑁 0; 1
Nếu 𝐻0 đúng thì 𝐺 =
𝑋 −𝑌
𝜎1
2
𝑛1
+
𝜎2
2
𝑛2
~𝑁 0; 1
Tương tự như phần 2.1a ta có:
2.2 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI KỲ VỌNG
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
a, Đã biết các phương sai: 𝜎1
2 và 𝜎2
2.
Trường hợp 1: 𝐻0:𝜇1 = 𝜇2; 𝐻1: 𝜇1 > 𝜇2
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻0) = 𝑃 𝐺 > 𝑢𝛼 = 𝛼
Ta thu được miền bác bỏ bên phải là:
𝑊𝛼 =
𝐺 =
𝑋 − 𝑌
𝜎1
2
𝑛1
+
𝜎2
2
𝑛2
𝑛:𝐺 > 𝑢𝛼
= (𝑢𝛼 ; +∞)
2.2 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI KỲ VỌNG
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
a, Đã biết các phương sai: 𝜎1
2 và 𝜎2
2.
Trường hợp 2: 𝐻0:𝜇1 = 𝜇2; 𝐻1: 𝜇1 < 𝜇2
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻0) = 𝑃 𝐺 < −𝑢𝛼 = 𝛼
Ta thu được miền bác bỏ bên trái là:
𝑊𝛼 =
𝐺 =
𝑋 − 𝑌
𝜎1
2
𝑛1
+
𝜎2
2
𝑛2
𝑛:𝐺 < −𝑢𝛼
= (−∞;−𝑢𝛼)
2.2 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI KỲ VỌNG
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
a, Đã biết các phương sai: 𝜎1
2 và 𝜎2
2.
Trường hợp 3: 𝐻0:𝜇1 = 𝜇2; 𝐻1: 𝜇1 ≠ 𝜇2
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻0) = 𝑃 𝐺 > 𝑢𝛼/2 = 𝛼
Ta thu được miền bác bỏ hai phía là:
𝑊𝛼 =
𝐺 =
𝑋 − 𝑌
𝜎1
2
𝑛1
+
𝜎2
2
𝑛2
𝑛: 𝐺 > 𝑢𝛼
2
= −∞;−𝑢𝛼
2
∪ (𝑢𝛼
2
; +∞)
2.2 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI KỲ VỌNG
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
Từ các mẫu cụ thể 𝑤𝑋 = 𝑥1 ,𝑥2 , , 𝑥𝑛 ,𝑤𝑌 = (𝑦1 ,𝑦2 , ,𝑦𝑛) ta tính
giá trị quan sát của tiêu chuẩn kiểm định:
𝐺𝑞𝑠 =
𝑥 − 𝑦
𝜎1
2
𝑛1
+
𝜎2
2
𝑛2
Và so sánh 𝐺𝑞𝑠 với 𝑊𝛼 để đưa ra kết luận:
- Nếu 𝐺𝑞𝑠 ∈ 𝑊𝛼 thì bác bỏ 𝐻0 thừa nhận 𝐻1.
`Nếu 𝐺𝑞𝑠 ∉ 𝑊𝛼 thì chưa có cơ sở bác bỏ 𝐻0.
2.2 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI KỲ VỌNG
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
Ví dụ
Tại một xí nghiệp người ta xây dựng hai phương án gia công cùng một
loại chi tiết. Để dánh giá xem chi phí trung bình về nguyên liệu tiêu hao theo
hai phương án ấy có khác nhau hay không người ta sản xuất thử và thu được
kết quả như sau:
Phương án 1 2,5 3,2 3,5 3,8 3,5
Phương án 2 2,0 2,7 2,5 2,9 2,3 2,6
Với mức ý nghĩa α = 0,05, hãy kết luận về vấn đề trên nếu biết rằng chi phí
nguyên liệu theo cả hai phương án để là biến ngẫu nhiêu chuẩn với 𝜎1
2 =
𝜎2
2 = 0,16.
2.2 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI KỲ VỌNG
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
Giải
Gọi 𝑋 là chi phí tiêu hao khi sx 1 sp theo phương án 1
𝐸𝑋 = 𝜇1 là chi phí tiêu hao TB khi sx 1 sp theo phương án 1
𝑋~𝑁(𝜇1 ,𝜎1
2)
Gọi 𝑌 là chi phí tiêu hao khi sx 1 sp theo phương án 2
𝐸𝑌 = 𝜇2 là chi phí tiêu hao TB khi sx 1 sp theo phương án 2
𝑌~𝑁(𝜇2 ,𝜎2
2)
2.2 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI KỲ VỌNG
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
𝐻0:𝜇1 = 𝜇2 ,𝐻1:𝜇1 > 𝜇2
Miền bác bỏ
𝑊𝛼 = 𝑢𝛼 , +∞ = 𝑢0,05 , +∞ = (1,64, +∞)
𝑛1 = 5,𝑛2 = 6,𝜎1
2 = 𝜎2
2 = 0,16,𝑥 = 3,3,𝑦 = 2,5
𝐺𝑞𝑠 =
𝑥 − 𝑦
𝜎1
2
𝑛1
+
𝜎2
2
𝑛2
=
3,3 − 2,5
0,16
5
+
0,16
6
= 3,3 ∈ 𝑊𝛼
Bác bỏ 𝐻0, thừa nhận 𝐻1 tức là phương án sx 1 có mức tiêu hao nguyên liện
lớn hơn phương án 2.
2.2 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI KỲ VỌNG
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
b, Chưa biết các phương sai nhưng giả sử: 𝜎1
2 = 𝜎2
2.
𝐺 =
𝑋 − 𝑌 − (𝜇1 − 𝜇2)
𝐴
~𝑇(𝑛1+𝑛2−2)
với
𝐴 =
1
𝑛1
+
1
𝑛2
𝑛1 − 1 𝑆𝑋
2 + 𝑛2 − 1 𝑆𝑌
2
𝑛1 + 𝑛2 − 2
Nếu 𝐻0 đúng thì
𝐺 = 𝑇 =
𝑋 − 𝑌
𝐴
~𝑇(𝑛1+𝑛2−2)
Thực hiện tương tự như phần 2.1b ta có:
2.2 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI KỲ VỌNG
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
b, Chưa biết các phương sai nhưng giả sử: 𝜎1
2 = 𝜎2
2.
Trường hợp 1: 𝐻0:𝜇1 = 𝜇2; 𝐻1: 𝜇1 > 𝜇2
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻0) = 𝑃 𝐺 > 𝑡𝑎
(𝑛1+𝑛2−2) = 𝛼
Ta thu được miền bác bỏ bên phải là:
𝑊𝛼 = 𝐺 =
𝑋 − 𝑌
𝐴
𝑛:𝐺 > 𝑡𝑎
(𝑛1+𝑛2−2) = (𝑡𝑎
(𝑛1+𝑛2−2); +∞)
2.2 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI KỲ VỌNG
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
b, Chưa biết các phương sai nhưng giả sử: 𝜎1
2 = 𝜎2
2.
Trường hợp 2: 𝐻0:𝜇1 = 𝜇2; 𝐻1: 𝜇1 < 𝜇2
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻0) = 𝑃 𝐺 < 𝑡1−𝑎
(𝑛1+𝑛2−2) = 𝑃 𝐺 < −𝑡𝑎
(𝑛1+𝑛2−2) = 𝛼
Ta thu được miền bác bỏ bên trái là:
𝑊𝛼 = 𝐺 =
𝑋 − 𝑌
𝐴
𝑛:𝐺 < −𝑡𝑎
(𝑛1+𝑛2−2) = (−∞;−𝑡𝑎
(𝑛1+𝑛2−2))
2.2 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI KỲ VỌNG
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
b, Chưa biết các phương sai nhưng giả sử: 𝜎1
2 = 𝜎2
2.
Trường hợp 3: 𝐻0:𝜇1 = 𝜇2; 𝐻1: 𝜇1 ≠ 𝜇2
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻0) = 𝑃 𝐺 > 𝑡𝑎/2
(𝑛1+𝑛2−2) = 𝛼
Ta thu được miền bác bỏ hai phía là:
𝑊𝛼 = 𝐺 =
𝑋 − 𝑌
𝐴
𝑛: 𝐺 > 𝑡𝑎/2
(𝑛1+𝑛2−2)
= −∞;−𝑡𝑎/2
(𝑛1+𝑛2−2) ∪ (𝑡𝑎/2
(𝑛1+𝑛2−2); +∞)
2.2 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI KỲ VỌNG
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
b, Chưa biết các phương sai nhưng giả sử: 𝜎1
2 = 𝜎2
2.
Từ các mẫu cụ thể 𝑤𝑋 = 𝑥1 ,𝑥2 , , 𝑥𝑛 ,𝑤𝑌 = (𝑦1 ,𝑦2 , ,𝑦𝑛) ta tính
giá trị quan sát của tiêu chuẩn kiểm định:
𝐺𝑞𝑠 =
𝑥 − 𝑦
𝐴
Và so sánh 𝐺𝑞𝑠 với 𝑊𝛼 để đưa ra kết luận:
- Nếu 𝐺𝑞𝑠 ∈ 𝑊𝛼 thì bác bỏ 𝐻0 thừa nhận 𝐻1.
Nếu 𝐺𝑞𝑠 ∉ 𝑊𝛼 thì chưa có cơ sở bác bỏ 𝐻0.
2.2 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI KỲ VỌNG
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
b, Chưa biết các phương sai nhưng giả sử: 𝜎1
2 = 𝜎2
2.
Ví dụ Một nghiên cứu được thực hiện đối với 20 một phường và 19 người ở
phường khác trong thành phố để xen thu nhập bình quân(tính bằng triệu
đồng) của dân cư hai phường đó có thực sự khác nhau hay không. Các số liệu
mẫu như sau:
𝑛1 = 20,𝑥 = 18,27, 𝑠𝑥
2 = 8,74,𝑛2 = 19,𝑦 = 16,78, 𝑠𝑦
2 = 6,58
Với mức ý nghĩa α = 0,05 có thể cho rằng thu nhập trung bình của dân cư hai
phường đó có khác nhau hay không? Giả sử thu nhập hàng năm của dân cư
hai phường là các biến ngẫu nhiên có phân phối chuẩn với cùng phương sai.
2.2 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI KỲ VỌNG
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
b, Chưa biết các phương sai nhưng giả sử: 𝜎1
2 = 𝜎2
2.
Giải
Gọi 𝑋 là thu nhập của một người dân ở phường 1
𝐸𝑋 = 𝜇1 là thu nhập TB của một người dân ở phường 1
𝑋~𝑁(𝜇1,𝜎1
2)
Gọi 𝑌 là thu nhập của một người dân ở phường 2
𝐸𝑌 = 𝜇2 là thu nhập TB của một người dân ở phường 2
𝑌~𝑁(𝜇2 ,𝜎2
2)
𝐻0:𝜇1 = 𝜇2 ,𝐻1:𝜇1 ≠ 𝜇2
2.2 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI KỲ VỌNG
CỦA BIẾN NGẪU NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
b, Chưa biết các phương sai nhưng giả sử: 𝜎1
2 = 𝜎2
2.
Miền bác bỏ
𝑊𝛼 = −∞,−𝑢𝛼
2
∪ 𝑢𝛼
2
, +∞ = −∞,−𝑢0,025 ∪ 𝑢0,025 , +∞
𝑊𝛼 = ((−∞,−1,96) ∪ 1,96, +∞
𝑛1 = 20, 𝑥 = 18,27, 𝑠𝑥
2 = 8,74,𝑛2 = 19,𝑦 = 16,78, 𝑠𝑦
2 = 6,58
𝐺𝑞𝑠 =
𝑥 − 𝑦
𝐴
=
𝑥 − 𝑦
𝑛1 − 1 𝑠𝑥
2 + 𝑛2 − 1 𝑠𝑦
2
𝑛1 + 𝑛2 − 2
1
𝑛1
+
1
𝑛2
= 3,3 ∈ 𝑊𝛼
Bác bỏ 𝐻0, thừa nhận 𝐻1 tức là phương án sx 1 có mức tiêu hao nguyên
liện lớn hơn phương án 2.
2.3 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ TỈ LỆ P CỦA PHÂN PHỐI
KHÔNG-MỘT. Giả sử trong tổng thể , biến ngẫu nhiên gốc X tuân theo quy luật
không-một
𝑃 𝑋 = 1 = 𝑝,𝑃 𝑋 = 0 = 1 − 𝑝 = 𝑞
Nếu p chưa biết nhưng có cơ sở giả thuyết rằng giá trị của nó
bằng 𝑝0 thì ta đưa ra giả thuyết:
𝐻0:𝑝 = 𝑝0
Từ tổng thể lập mẫu ngẫu nhiên kích thước n:
𝑊𝑛 = (𝑋1 ,𝑋2 , ,𝑋𝑛),
𝑋 =
1
𝑛
𝑋𝑖
𝑛
𝑖=1
= 𝑓
Khi n lớn và p không quá nhỏ thì
𝑈 =
(𝑓 − 𝑝)
𝑝𝑞
𝑛~𝑁(0,1)
2.3 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ TỈ LỆ P CỦA PHÂN PHỐI
KHÔNG-MỘT.
Chọn thống kê
𝐺 =
𝑓 − 𝑝0
𝑝0𝑞0
𝑛
Nếu 𝐻0 đúng thì:
𝐺 = 𝑈 =
𝑓 − 𝑝
𝑝𝑞
𝑛~𝑁(0,1)
Do vậy, áp dụng tương tự như trường hợp 2.1a ta có:
2.3 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ TỈ LỆ P CỦA PHÂN PHỐI
KHÔNG-MỘT.
Trường hơp 1: 𝐻0:𝑝 = 𝑝0 ;𝐻1: 𝑝 > 𝑝0
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻0) = 𝑃 𝐺 > 𝑢𝛼 = 𝛼
Ta thu được miền bác bỏ bên phải là:
𝑊𝛼 = 𝐺 =
(𝑓 − 𝑝0)
𝑝0𝑞0
𝑛:𝐺 > 𝑢𝛼 = (𝑢𝛼 ; +∞)
2.3 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ TỈ LỆ P CỦA PHÂN PHỐI
KHÔNG-MỘT.
Trường hơp 2: 𝐻0:𝑝 = 𝑝0 ;𝐻1: 𝑝 < 𝑝0
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻0) = 𝑃 𝐺 < 𝑢1−𝛼 = 𝑃 𝐺 < −𝑢𝛼 = 𝛼
Ta thu được miền bác bỏ bên trái là:
𝑊𝛼 = 𝐺 =
𝑓 − 𝑝0
𝑝0𝑞0
𝑛:𝐺 < −𝑢𝛼 = (−∞;−𝑢𝛼)
2.3 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ TỈ LỆ P CỦA PHÂN PHỐI
KHÔNG-MỘT.
Trường hơp 3: 𝐻0:𝑝 = 𝑝0 ;𝐻1:𝑝 ≠ 𝑝0
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻0) = 𝑃 𝐺 > 𝑢𝛼/2 = 𝛼
Ta có miền bác bỏ hai phía:
𝑊𝛼 = 𝐺 =
𝑓 − 𝑝0
𝑝0𝑞0
𝑛: 𝐺 > 𝑢𝛼/2 = (−∞;−𝑢𝛼/2) ∪ (𝑢𝛼/2; +∞)
2.3 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ TỈ LỆ P CỦA PHÂN PHỐI
KHÔNG-MỘT.
Từ một mẫu cụ thể 𝑤 = (𝑥1 ,𝑥2 , ,𝑥𝑛) ta tính giá trị quan sát của
tiêu chuẩn kiểm định:
𝐺𝑞𝑠 =
𝑓 − 𝑝0
𝑝0𝑞0
𝑛
Và so sánh 𝐺𝑞𝑠 với 𝑊𝛼 để đưa ra kết luận:
- Nếu 𝐺𝑞𝑠 ∈ 𝑊𝛼 thì bác bỏ 𝐻0 thừa nhận 𝐻1.
Nếu 𝐺𝑞𝑠 ∉ 𝑊𝛼 thì chưa có cơ sở bác bỏ 𝐻0.
2.3 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ TỈ LỆ P CỦA PHÂN PHỐI
KHÔNG-MỘT.
Ví dụ Tỉ lệ khách hàng dùng một loại sản phẩm ở địa phương
A là 60%. Sau một chiến d ịch quảng cáo, người ta muốn đánh giá
xem chiến d ịch quảng cáo này liệu có thực sự mang lại hiệu quả
hay không. Để làm điều đó, người ta phỏng vấn ngẫu nhiên 400
khách hàng thì thấy có 250 người dùng loại sản phẩm nói trên.
Với mức ý nghĩa 0,05 hãy kết luận về chiến d ịch quảng cáo.
Giải.
Chọn nn 1 khách hàng sau quảng cáo và gọi X là số người dùng sp A
chọn được. P(X=1) = p là tỉ lệ khách hàng dùng sp A sau quảng cáo
𝐻0:𝑝 = 0,6;𝐻1:𝑝 > 0,6
Suy ra miền bác bỏ:
𝑊𝛼 = 𝑢0,05 ; +∞ = (1,65; +∞)
𝐺𝑞𝑠 =
250
400
− 0,6
0,6(1 − 0,6)
400 = 0,258 ∉ 𝑊𝛼
2.4 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI TỈ LỆ CỦA HAI
BIẾN NGẪU NHIÊN CÓ PHÂN PHỐI KHÔNG-MỘT.
Giả sử ta xét một lúc hai tổng thể . Ở tổng thể thứ nhất ta xét
biến ngẫu nhiên gốc 𝑋 tuân theo quy luật không-một với
𝑃 𝑋 = 1 = 𝑝1 ,𝑃 𝑋 = 0 = 1 − 𝑝1 = 𝑞1
ở tổng thể thứ hai ta xét biến ngẫu nhiên gốc 𝑌 tuân theo quy
luật không-một với
𝑃 𝑌 = 1 = 𝑝2 ,𝑃 𝑋 = 0 = 1 − 𝑝2 = 𝑞2
Với 𝑝1 và 𝑝2 chưa biết. Nếu có cơ sở cho rằng chúng bằng nhau
thì ta giả thuyết :
𝐻0:𝑝1 = 𝑝2 = 𝑝
2.4 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI TỈ LỆ CỦA HAI
BIẾN NGẪU NHIÊN CÓ PHÂN PHỐI KHÔNG-MỘT.
Từ hai tổng thể nói trên rút ra hai mẫu ngẫu nhiên độc lập có kích
thước tương ứng 𝑛1 và 𝑛2:
𝑊𝑋 = (𝑋1 ,𝑋2 , ,𝑋𝑛1 )
𝑊𝑌 = (𝑌1 ,𝑌2 , ,𝑌𝑛2 )
với 𝑋 =
1
𝑛1
𝑋𝑖
𝑛1
𝑖=1 =
𝑚1
𝑛1
= 𝑓1 , 𝑌 =
1
𝑛2
𝑌𝑖
𝑛2
𝑖=1 =
𝑚2
𝑛2
= 𝑓2
Ta chon thống kê
𝐺 =
𝑓1 − 𝑓2 − (𝑝1 − 𝑝2)
𝑝1𝑞1
𝑛1
+
𝑝2𝑞2
𝑛2
~𝑁(0,1)
2.4 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI TỈ LỆ CỦA HAI
BIẾN NGẪU NHIÊN CÓ PHÂN PHỐI KHÔNG-MỘT.
Nếu 𝐻0 đúng thì:
𝐺 = 𝑈 =
𝑓1 − 𝑓2
𝑝𝑞
𝑛1
+
𝑝𝑞
𝑛2
=
𝑓1 − 𝑓2
𝑝𝑞
1
𝑛1
+
1
𝑛2
~𝑁(0,1)
Do p chưa biết nên khi n lớn thay nó bởi:
𝑝 ≈ 𝑓 =
𝑛1𝑓1 + 𝑛2𝑓2
𝑛1 + 𝑛2
=
𝑚1 + 𝑚2
𝑛1 + 𝑛2
Như vậy ta có tiêu chuẩn kiểm định
𝐺 = 𝑈 =
𝑓1 − 𝑓2
𝑓 (1 − 𝑓 )
1
𝑛1
+
1
𝑛2
~𝑁(0,1)
Do vậy, áp dụng tương tự như trường hợp 2.1a ta có:
2.4 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI TỈ LỆ CỦA HAI
BIẾN NGẪU NHIÊN CÓ PHÂN PHỐI KHÔNG-MỘT.
Trường hơp 1: 𝐻0:𝑝1 = 𝑝2 ;𝐻1: 𝑝1 > 𝑝2
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻0) = 𝑃 𝐺 > 𝑢𝛼 = 𝛼
Ta thu được miền bác bỏ bên phải là:
𝑊𝛼 =
𝐺 =
𝑓1 − 𝑓2
𝑓 (1 − 𝑓 )
1
𝑛1
+
1
𝑛2
:𝐺 > 𝑢𝛼
= (𝑢𝛼 ; +∞)
2.4 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI TỈ LỆ CỦA HAI
BIẾN NGẪU NHIÊN CÓ PHÂN PHỐI KHÔNG-MỘT.
Trường hơp 2: 𝐻0:𝑝1 = 𝑝2 ;𝐻1: 𝑝1 < 𝑝2
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻0) = 𝑃 𝐺 < 𝑢1−𝛼 = 𝑃 𝐺 < −𝑢𝛼 = 𝛼
Ta thu được miền bác bỏ bên trái là:
𝑊𝛼 =
𝐺 =
𝑓1 − 𝑓2
𝑓 (1 − 𝑓 )
1
𝑛1
+
1
𝑛2
:𝐺 < −𝑢𝛼
= (−∞;−𝑢𝛼)
2.4 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI TỈ LỆ CỦA HAI
BIẾN NGẪU NHIÊN CÓ PHÂN PHỐI KHÔNG-MỘT.
Trường hơp 3: 𝐻0:𝑝1 = 𝑝2 ;𝐻1: 𝑝1 ≠ 𝑝2
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻0) = 𝑃 𝐺 > 𝑢𝛼/2 = 𝛼
Ta có miền bác bỏ hai phía:
𝑊𝛼 =
𝐺 =
𝑓1 − 𝑓2
𝑓 (1 − 𝑓 )
1
𝑛1
+
1
𝑛2
: 𝐺 > 𝑢𝛼/2
= (−∞;−𝑢𝛼/2) ∪ (𝑢𝛼/2; +∞)
2.4 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI TỈ LỆ CỦA HAI
BIẾN NGẪU NHIÊN CÓ PHÂN PHỐI KHÔNG-MỘT.
Từ các mẫu cụ thể 𝑤𝑋 = 𝑥1 ,𝑥2 , , 𝑥𝑛 ,𝑤𝑌 = (𝑦1 ,𝑦2 , ,𝑦𝑛) ta tính giá
trị quan sát của tiêu chuẩn kiểm định:
𝐺𝑞𝑠 =
𝑓1 − 𝑓2
𝑓 (1 − 𝑓 )
1
𝑛1
+
1
𝑛2
Và so sánh 𝐺𝑞𝑠 với 𝑊𝛼 để đưa ra kết luận:
- Nếu 𝐺𝑞𝑠 ∈ 𝑊𝛼 thì bác bỏ 𝐻0 thừa nhận 𝐻1.
- Nếu 𝐺𝑞𝑠 ∉ 𝑊𝛼 thì chưa có cơ sở bác bỏ 𝐻0.
2.4 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI TỈ LỆ CỦA HAI
BIẾN NGẪU NHIÊN CÓ PHÂN PHỐI KHÔNG-MỘT.
Ví dụ: Kiểm tra ngẫu nhiên các sản phẩm cùng loại do hai nhà
máy sản suất thu được số liệu sau:
Nhà
máy
Số sản phẩm đươch
kiểm tra
Số phế
phẩm
A 𝑛1 = 1000 𝑥1 = 20
B 𝑛2 = 900 𝑥2 = 30
Với mức ý nghĩa α = 0,05 có thể coi tỉ lệ phế phẩm của hai nhà máy
là như nhau được hay không?
2.4 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI TỈ LỆ CỦA HAI
BIẾN NGẪU NHIÊN CÓ PHÂN PHỐI KHÔNG-MỘT.
Giải
Chọn nn 1 sp của nhà máy A là gọi 𝑋 là số phế phẩm chọn được. 𝑋~𝐴(𝑝1)
𝑝1 là tỉ lệ phế phẩm của nhà máy A
Chọn nn 1 sp của nhà máy B là gọi 𝑌 là số phế phẩm chọn được. 𝑌~𝐴(𝑝2)
𝑝2 là tỉ lệ phế phẩm của nhà máy B
𝐻0 : 𝑝1 = 𝑝2,𝐻1 : 𝑝1 ≠ 𝑝2
𝑊𝛼 = −∞;−𝑢𝛼
2
∪ 𝑢𝛼
2
, +∞ = −∞;−1,96 ∪ (1,96; +∞)
2.4 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT VỀ HAI TỈ LỆ CỦA HAI
BIẾN NGẪU NHIÊN CÓ PHÂN PHỐI KHÔNG-MỘT.
𝑛1 = 1000,𝑚1 = 20,𝑛2 = 900,𝑚2 = 30, 𝑓1 =
20
1000
, 𝑓2 =
30
900
𝑓 =
20 + 30
1000 + 900
𝐺𝑞𝑠 =
𝑓1 − 𝑓2
𝑓 (1 − 𝑓 )
1
𝑛1
+
1
𝑛2
Và so sánh 𝐺𝑞𝑠 với 𝑊𝛼 để đưa ra kết luận:
- Nếu 𝐺𝑞𝑠 ∈ 𝑊𝛼 thì bác bỏ 𝐻0 thừa nhận 𝐻1.
- Nếu 𝐺𝑞𝑠 ∉ 𝑊𝛼 thì chưa có cơ sở bác bỏ 𝐻0.
2.5 KIỂM ĐỊNH VỀ PHƯƠNG SAI CỦA BIẾN NGẪU
NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
Giả sử trong tổng thể xét biến ngẫu nhiên gốc 𝑋~𝑁(𝜇,𝜎2)
nhưng chưa biết phương sai 𝜎2 của nó nhưng có cơ sở cho rằng
nó nhân giá trị bằng nào đó. Do vậy có thể đưa ra giả thuyết
𝐻0:𝜎
2 = 𝜎0
2
Để kiểm định, từ tổng thể ta lập mẫu:
𝑊 = (𝑋1 ,𝑋2 , ,𝑋𝑛)
Chon thống kê
𝐺 = 𝜒2 =
𝑛 − 1 𝑆2
𝜎0
2
2.5 KIỂM ĐỊNH VỀ PHƯƠNG SAI CỦA BIẾN NGẪU
NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
Nếu 𝐻0 đúng thì
𝐺 = 𝜒2 =
𝑛 − 1 𝑆2
𝜎0
2 =
𝑛 − 1 𝑆2
𝜎2
~𝜒(𝑛−1)
2
Với 𝛼 cho trước có thể tìm được cặp giá trị 𝛼1 ,𝛼2 sao cho
𝛼1 + 𝛼2 = 𝛼 và từ đó tìm được hai giá trị tới hạn khi bình phương
tương ứng là 𝜒1−𝛼1
2(𝑛−1)
,𝜒𝛼2
2(𝑛−1)
thỏa mãn điều kiện
𝑃 𝐺 < 𝜒1−𝛼1
2 𝑛−1 = 𝛼1
𝑃 𝐺 > 𝜒𝛼2
2 𝑛−1 = 𝛼2
2.5 KIỂM ĐỊNH VỀ PHƯƠNG SAI CỦA BIẾN NGẪU
NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
Trường hợp 1: 𝐻0:𝜎
2 = 𝜎0
2 ,𝐻1:𝜎
2 > 𝜎0
2
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻0) = 𝑃 𝐺 > 𝜒𝛼
2 𝑛−1 = 𝛼
Nên ta có miền bác bỏ :
𝑊𝛼 = 𝐺 =
𝑛 − 1 𝑆2
𝜎0
2 :𝐺 > 𝜒𝛼
2 𝑛−1 = (𝜒𝛼
2 𝑛−1
; +∞)
2.5 KIỂM ĐỊNH VỀ PHƯƠNG SAI CỦA BIẾN NGẪU
NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
Trường hợp 2: 𝐻0:𝜎
2 = 𝜎0
2 ,𝐻1:𝜎
2 < 𝜎0
2
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻0) = 𝑃 𝐺 < 𝜒𝛼
2 𝑛−1 = 𝛼
Nên ta có miền bác bỏ :
𝑊𝛼 = 𝐺 =
𝑛 − 1 𝑆2
𝜎0
2 :𝐺 < 𝜒1−𝛼
2 𝑛−1 = (0;𝜒1−𝛼
2 𝑛−1
)
2.5 KIỂM ĐỊNH VỀ PHƯƠNG SAI CỦA BIẾN NGẪU
NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
Trường hợp 3: 𝐻0:𝜎
2 = 𝜎0
2 ,𝐻1:𝜎
2 ≠ 𝜎0
2
𝑃(𝐺 ∈ 𝑊𝛼 /𝐻0) = 𝑃 (𝐺 < 𝜒1−𝛼2
2 𝑛−1
) + ( 𝐺 > 𝜒𝛼
2
2 𝑛−1
) = 𝛼
Nên ta có miền bác bỏ :
𝑊𝛼 = 𝐺 =
𝑛 − 1 𝑆2
𝜎0
2 :𝐺 < 𝜒1−𝛼2
2 𝑛−1
𝑜𝑟 𝐺 > 𝜒𝛼
2
2 𝑛−1
= 0;𝜒
1−
𝛼
2
2 𝑛−1 ∪ 𝜒𝛼
2
2 𝑛−1
; +∞
2.5 KIỂM ĐỊNH VỀ PHƯƠNG SAI CỦA BIẾN NGẪU
NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
α
Bác bỏThừa nhận
2.5 KIỂM ĐỊNH VỀ PHƯƠNG SAI CỦA BIẾN NGẪU
NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
Bác bỏ Thừa nhận
α
2.5 KIỂM ĐỊNH VỀ PHƯƠNG SAI CỦA BIẾN NGẪU
NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
Bác bỏ Thừa nhận
α/2
Bác bỏ
α/2
2.5 KIỂM ĐỊNH VỀ PHƯƠNG SAI CỦA BIẾN NGẪU
NHIÊN PHÂN PHỐI CHUẨN.
Ví dụ: Để kiểm tra độ chính xác của một nhà máy người ta đo
ngẫu nhiên kích thước của 15 chi tiết do máy đó sản xuất và tính
được 𝑠2 = 14,6. Với mức ý nghĩa α = 0,01 hãy kết luận máy móc
có hoạt động có bình thường không, biết rằng kích thước chi tiết
là biến ngẫu nhiên phân phối chuẩn có dung sai theo thiết kế là
𝜎0
2 = 12.
Các file đính kèm theo tài liệu này:
- chuong7btkiemdinh_5655.pdf