Поскольку статистика как метод исследования имеет дело с данным, в которых интересующиеисследователязакономерностиискажены различными случайными факторами, большинство статистических вычислений сопровождается проверкой некоторых предположений или гипотез об источнике этих данных.
Педагогическая гипотеза (научное предположен ие о преимуществе того или иного метода) в процессе статистического анализа переводится на язык статистической науки и заново формулируется, по меньшей мере, в виде двух статистических гипотез.
Возможны два типа гипотез: первый тип - описательные гипотезы, в которых описываются причины и возможные следствия. Второй тип - объяснительные : в них дается объяснение возможным следствиям из определенных причин, а также характеризуются условия, при которых эти следствия обязательно последуют, т. е. объясняется, в силу каких факторов и условий будет данное следствие. Описательные гипотезы не обладают предвидением, а объяснительные обладают таким свойством. Объяснительные гипотезы выводят исследователей на предположения о существовании определенных закономерных связеймежду явлениями, факторами и условиями.
Гипотезы в педагогических исследованиях могут предполагать, что одно из средств (или группа их) будет более эффективным, чем другие средства. Здесьгипотетическивысказываетсяпредположение о сравнительной эффективности средств, способов, методов, форм обучения.
Более высокий уровень гипотетического предсказания состоит в том, что автор исследования высказывает гипотезу о том, что какая-то система мер будет не только лучше другой, ноиизрядавозможных систем она кажется оптимальной с точки зрения определенных критериев. Такая гипотеза нуждаетсявещеболеестрогомиоттого более развернутом доказательстве.
Кулаичев А.П. Методы и средства анализа данных в среде Windows. Изд. 3-е, перераб. и доп. - М: ИнКо, 1999, стр. 129-131
Психолого-педагогический словарь для учителей и руководителей общеобразовательных учреждений. – Ростов-н/ Д: Феникс, 1998, стр. 92
СТАТИСТИЧЕСКАЯ ПРОВЕРКА СТАТИСТИЧЕСКИХ
Понятие статистической гипотезы.
Виды гипотез. Ошибки первого и второго рода
Гипотеза - это предположение о некоторых свойствах изучаемых явлений. Под статистической гипотезой понимают всякое высказывание о генеральной совокупности, которое можно проверить статистически, то есть опираясь на результаты наблюдений в случайной выборке. Рассматривают два вида статистических гипотез: гипотезы о законах распределения генеральной совокупности и гипотезы о параметрах известных распределений.
Так, гипотеза о том, что затраты времени на сборку узла машины в группе механических цехов, выпускающих продукцию одного наименования и имеющих примерно одинаковые технико-экономические условия производства, распределяются по нормальному закону, является гипотезой о законе распределения. А гипотеза о том, что производительность труда рабочих в двух бригадах, выполняющих одну и ту же работу в одинаковых условиях, не различается (при этом производительность труда рабочих каждой бригады имеет нормальный закон распределения), является гипотезой о параметрах распределения.
Подлежащая проверке гипотеза называется нулевой, или основной, и обозначается Н 0 . Нулевой гипотезе противопоставляют конкурирующую, или альтернативную, гипотезу, которую обозначают Н 1 . Как правило, конкурирующая гипотеза Н 1 является логическим отрицанием основной гипотезы Н 0.
Примером нулевой гипотезы может быть следующая: средние двух нормально распределенных генеральных совокупностей равны, тогда конкурирующая гипотеза может состоять из предположения, что средние не равны. Символически это записывается так:
Н 0: М (Х ) = М (Y ); Н 1: М (Х ) М (Y ) .
Если нулевая (выдвинутая) гипотеза будет отвергнута, то имеет место конкурирующая гипотеза.
Различают гипотезы простые и сложные. Если гипотеза содержит только одно предположение, то это - простая гипотеза. Сложная гипотеза состоит из конечного или бесконечного числа простых гипотез.
Например, гипотеза Н 0: p = p 0 (неизвестная вероятность p равна гипотетической вероятности p 0 ) - простая, а гипотеза Н 0: p < p 0 - сложная, она состоит из бесчисленного множества простых гипотез вида Н 0: p = p i , где p i - любое число, меньше p 0 .
Выдвигаемая статистическая гипотеза может быть правильной или неправильной, поэтому необходимо ее проверить , опираясь на результаты наблюдений в случайной выборке; проверку производят статистическими методами , поэтому ее называют статистической.
При проверке статистической гипотезы пользуются специально составленной случайной величиной, называемой статистическим критерием (или статистикой ). Принимаемое заключение о правильности (или неправильности) гипотезы основывается на изучении распределения этой случайной величины по данным выборки. Поэтому статистическая проверка гипотез имеет вероятностный характер: всегда существует риск допустить ошибку при принятии (отклонении) гипотезы. При этом возможны ошибки двух родов.
Ошибка первого рода состоит в том, что будет отвергнута нулевая гипотеза, хотя на самом деле она верна.
Ошибка второго рода состоит в том, что будет принята нулевая гипотеза, хотя в действительности верна конкурирующая.
В большинстве случаев последствия указанных ошибок неравнозначны. Что лучше или хуже - зависит от конкретной постановки задачи и содержания нулевой гипотезы. Рассмотрим примеры. Допустим, что на предприятии о качестве продукции судят по результатам выборочного контроля. Если выборочная доля брака не превышает заранее установленной величины p 0 , то партия принимается. Другими словами, выдвигается нулевая гипотеза: Н 0: p p 0 . Если при проверке этой гипотезы допущена ошибка первого рода, то мы забракуем годную продукцию. Если же совершена ошибка второго рода, то потребителю будет отправлен брак. Очевидно, что последствия ошибки второго рода могут быть значительно более серьезными.
Другой пример можно привести из области юриспруденции. Будем рассматривать работу судей как действия по проверке презумпции невиновности подсудимого. В качестве основной проверяемой гипотезы следует рассмотреть гипотезу Н 0 : подсудимый невиновен. Тогда альтернативной гипотезой Н 1 является гипотеза: обвиняемый виновен в совершении преступления. Очевидно, что суд может совершить ошибки первого или второго рода при вынесении приговора подсудимому. Если допущена ошибка первого рода, то это означает, что суд наказал невиновного: подсудимому был вынесен обвинительный приговор, когда на самом деле он не совершал преступления. Если же судьи допустили ошибку второго рода, то это значит, что суд вынес оправдательный приговор, когда на самом деле обвиняемый виновен в совершении преступления. Очевидно, что последствия ошибки первого рода для обвиняемого будут значительно более серьезными, в то время как для общества наиболее опасными являются последствия ошибки второго рода.
Вероятность совершить ошибку первого рода называют уровнем значимости критерия и обозначают .
В большинстве случаев уровень значимости критерия принимают равным 0,01 или 0,05. Если, например, уровень значимости принят равным 0,01, то это означает, что в одном случае из ста имеется риск допустить ошибку первого рода (то есть отвергнуть правильную нулевую гипотезу).
Вероятность
совершить ошибку
второго рода
обозначают
.
Вероятность
не совершить ошибку второго рода, то
есть отвергнуть нулевую гипотезу, когда
она неверна, называется
мощностью критерия.
Статистический критерий.
Критические области
Статистическую гипотезу проверяют с помощью специально подобранной случайной величины, точное или приближенное распределение которой известно (обозначим ее К ). Эту случайную величину называют статистическим критерием (или просто критерием ).
Существуют различные статистические критерии, применяемые на практике: U - и Z -критерии (эти случайные величины имеют нормальное распределение); F -критерий (случайная величина распределена по закону Фишера - Снедекора); t -критерий (по закону Стьюдента); -критерий (по закону "хи-квадрат") и др.
Множество всех возможных значений критерия можно разбить на два непересекающихся подмножества: одно из них содержит значения критерия, при которых нулевая гипотеза принимается, а другое - при которых она отвергается.
Множество значений критерия, при которых нулевая гипотеза отвергается, называется критической областью . Будем обозначать критическую область через W .
Множество
значений критерия, при которых нулевая
гипотеза принимается, называется
областью
принятия гипотезы
(или
областью
допустимых значений критерия
).
Будем обозначать эту область как
.
Для проверки справедливости нулевой гипотезы по данным выборок вычисляют наблюдаемое значение критерия . Будем обозначать его К набл.
Основной
принцип проверки статистических гипотез
можно сформулировать так: если наблюдаемое
значение критерия попало в критическую
область (то есть
),
то нулевую гипотезу отвергают; если же
наблюдаемое значение критерия попало
в область принятия гипотезы (то есть
),
то нет оснований отвергать нулевую
гипотезу.
Какими принципами следует руководствоваться при построении критической области W ?
Допустим,
что гипотеза Н
0
на
самом деле верна. Тогда попадание
критерия
в критическую область в силу основного
принципа проверки статистических
гипотез влечет за собой отклонение
верной гипотезы Н
0
, а
значит, совершение ошибки первого рода.
Поэтому вероятность попадания
в область W
при справедливости
гипотезы Н
0
должна быть
равна уровню значимости критерия, то
есть
.
Заметим,
что вероятность совершить ошибку первого
рода выбирается достаточно малой (как
правило,
).
Тогда попадание критерия
в критическую область W
при
справедливости гипотезы Н
0
можно считать практически невозможным
событием. Если по данным выборочного
наблюдения событие
все же наступило, то его можно считать
несовместимым с гипотезой Н
0
(которая в результате и отвергается),
но совместимым с гипотезой Н
1
(которая в результате принимается).
Предположим
теперь, что верна гипотеза Н
1
.
Тогда попадание критерия
в область принятия гипотезы
влечет за собой принятие неверной
гипотезы Н
0
, что означает
совершение ошибки второго рода. Поэтому
.
Так
как события
и
являются взаимно противоположными, то
вероятность попадания критерия
в критическую область W
будет равна
мощности критерия, если гипотеза Н
1
верна, то
есть
.
Очевидно,
что критическую область следует выбирать
так, чтобы при заданном уровне значимости
мощность критерия
была максимальной. Максимизация мощности
критерия обеспечит минимум вероятности
допустить ошибку второго рода.
Следует отметить, что как бы ни было мало значение уровня значимости , попадание критерия в критическую область есть только маловероятное, но не абсолютно невозможное событие. Поэтому не исключено, что при верной нулевой гипотезе значение критерия, вычисленное по данным выборки, все же окажется в критической области. Отклоняя в этом случае гипотезу Н 0 , мы допускаем ошибку первого рода с вероятностью . Чем меньше , тем менее вероятно допустить ошибку первого рода. Однако с уменьшением уменьшается критическая область, а значит, становится менее возможным попадание в нее наблюдаемого значения К набл, даже когда гипотеза Н 0 неверна. При =0 гипотеза Н 0 всегда будет приниматься независимо от результатов выборки. Поэтому уменьшение влечет за собой увеличение вероятности принять неверную нулевую гипотезу, то есть совершить ошибку второго рода. В этом смысле ошибки первого и второго рода являются конкурирующими.
Так как исключить ошибки первого и второго рода невозможно, необходимо хотя бы стремиться в каждом конкретном случае свести к минимуму потери от этих ошибок. Конечно, желательно уменьшить обе ошибки одновременно, но так как они являются конкурирующими, то уменьшение вероятности допустить одну из них влечет увеличение вероятности допустить другую. Единственный путь одновременного уменьшения риска ошибок заключается в увеличении объема выборки .
В
зависимости от вида конкурирующей
гипотезы Н
1
строят
одностороннюю (правостороннюю и
левостороннюю) и двустороннюю критические
области.
Точки, отделяющие критическую
область
от
области принятия гипотезы
,
называют критическими точками
и
обозначают k
крит.
Для отыскания критической области
необходимо знать критические точки.
Правосторонняя
критическая область может быть описана
неравенством
К
>k
крит.
пр, где предполагается, что правая
критическая точка k
крит.
пр >0. Такая область состоит из точек,
находящихся по правую сторону от
критической точки k
крит.
пр, то есть она содержит множество
положительных и достаточно больших
значений критерия К.
Для нахождения
k
крит. пр задают
сначала уровень значимости критерия
.
Далее правую критическую точку k
крит.
пр находят из условия
.
Почему именно это требование определяет
правостороннюю критическую область?
Так как вероятность события (К
>k
крит.
пр )
мала, то, в силу принципа
практической невозможности маловероятных
событий, это событие при справедливости
нулевой гипотезы в единичном испытании
не должно наступить. Если все же оно
наступило, то есть вычисленное по данным
выборок наблюдаемое значение критерия
оказалось больше k
крит.
пр, то это можно объяснить тем, что
нулевая гипотеза не согласуется с
данными наблюдения и поэтому должна
быть отвергнута. Таким образом, требование
определяет такие значения критерия,
при которых нулевая гипотеза отвергается,
а они и составляют правостороннюю
критическую область.
Если
же
попало в область допустимых значений
критерия
,
то есть
<
k
крит. пр, то
основная гипотеза не отвергается, ибо
она совместима с данными наблюдения.
Заметим, что вероятность попадания
критерия
в область допустимых значений
при справедливости нулевой гипотезы
равна (1-)
и близка к 1.
Необходимо
помнить, что попадание значений критерия
в
область допустимых значений не является
строгим доказательством справедливости
нулевой гипотезы. Оно лишь указывает,
что между выдвигаемой гипотезой и
результатами выборки нет существенного
расхождения. Поэтому в таких случаях
говорят, что данные наблюдений согласуются
с нулевой гипотезой и нет оснований
отвергать ее.
Аналогично проводится построение и других критических областей.
Так,
л
евосторонняя
критическая
область описывается неравенством
К
<k
крит. л,
где k
крит.л <0.
Такая область состоит из точек, находящихся
по левую сторону от левой критической
точки k
крит.л,
то есть она представляет собой множество
отрицательных, но достаточно больших
по модулю значений критерия. Критическую
точку k
крит.л
находят из условия
(К
<k
крит.
л)
,
то есть вероятность того, что критерий
принимает значение, меньшее k
крит.л,
равна принятому уровню значимости
,
если нулевая гипотеза верна.
Двусторонняя
критическая область
описывается
следующими неравенствами: (К<
k
крит.л
или К
>k
крит.
пр), где предполагается, что k
крит.л <0
и k
крит. пр >0.
Такая область представляет собой
множество достаточно больших по модулю
значений критерия. Критические точки
находят из требования: сумма вероятностей
того, что критерий примет значение,
меньшее k
крит. л
или больше k
крит.
пр, должна быть равна принятому
уровню значимости при справедливости
нулевой гипотезы, то есть
(К<
k
крит.
л )+
(К
>k
крит.
пр )=
.
Если распределение критерия К симметрично относительно начала координат, то критические точки будут располагаться симметрично относительно нуля, поэтому k крит. л = - k крит. пр. Тогда двусторонняя критическая область становится симметричной и может быть описана следующим неравенством: > k крит. дв, где k крит. дв = k крит. пр Критическую точку k крит. дв можно найти из условия
Р(К< -k крит. дв )=Р(К >k крит. дв )= .
Замечание
1.
Для каждого критерия К
критические
точки при заданном уровне значимости
могут быть найдены из условия
только численно. Результаты численных
вычислений
k
крит
приведены в соответствующих таблицах
(см., например, прил. 4 – 6 в файле
«Приложения»).
Замечание 2. Описанный выше принцип проверки статистической гипотезы не доказывает еще ее истинность или неистинность. Принятие гипотезы Н 0 в сравнении с альтернативной гипотезой Н 1 не означает, что мы уверены в абсолютной правильности гипотезы Н 0 - просто гипотеза Н 0 согласуется с имеющимися у нас данными наблюдения, то есть является достаточно правдоподобным, не противоречащим опыту утверждением. Возможно, что с увеличением объема выборки n гипотеза Н 0 будет отвергнута.
На разных стадиях статистического исследования и моделирования возникает необходимость в формулировке и экспериментальной проверке некоторых предположений (гипотез) относительно природы и величины неизвестных параметров анализируемой генеральной совокупности (совокупностей). Например, исследователь высказывает предположение: "выборка извлечена из нормальной генеральной совокупности" или "генеральная средняя анализируемой совокупности равна пяти". Такие предположения называются статистическими гипотезами.
Сопоставление высказанной гипотезы относительно генеральной совокупности с имеющимися выборочными данными, сопровождаемое количественной оценкой степени достоверности получаемого вывода, осуществляется с помощью того или иного статистического критерия и называется проверкой статистических гипотез .
Выдвинутая гипотеза называется нулевой (основной) . Ее принято обозначать Н 0 .
По отношению к высказанной (основной) гипотезе всегда можно сформулировать альтернативную (конкурирующую) , противоречащую ей. Альтернативную (конкурирующую) гипотезу принято обозначать Н 1 .
Цель статистической проверки гипотез состоит в том, чтобы на основании выборочных данных принять решение о справедливости основной гипотезы Н 0 .
Если выдвигаемая гипотеза сводится к утверждению о том, что значение некоторого неизвестного параметра генеральной совокупности в точности равно заданной величине, то эта гипотеза называется простой , например: "среднедушевой совокупный доход населения России составляет 650 рублей в месяц"; "уровень безработицы (доля безработных в численности экономически активного населения) в России равна 9%" . В других случаях гипотеза называется сложной .
В качестве нулевой гипотезы Н 0 принято выдвигать простую гипотезу, т.к. обычно бывает удобнее проверять более строгое утверждение.
Гипотезы о виде закона распределения исследуемой случайной величины;
Гипотезы о числовых значениях параметров исследуемой генеральной совокупности;
Гипотезы об однородности двух или нескольких выборок или некоторых характеристик анализируемых совокупностей;
Гипотезы об общем виде модели, описывающей статистическую зависимость между признаками и др.
Так как проверка статистических гипотез осуществляется на основании выборочных данных, т.е. ограниченного ряда наблюдений, решения относительно нулевой гипотезы Н 0 имеют вероятностный характер. Другими словами, такое решение неизбежно сопровождается некоторой, хотя возможно и очень малой, вероятностью ошибочного заключения как в ту, так и в другую сторону.
Так, в какой-то небольшой доле случаев α нулевая гипотеза Н 0 может оказаться отвергнутой, в то время как в действительности в генеральной совокупности она является справедливой. Такую ошибку называют ошибкой первого рода . А ее вероятность принято называтьуровнем значимости и обозначать α .
Наоборот, в какой-то небольшой доле случаев β нулевая гипотеза Н 0 принимается, в то время как на самом деле в генеральной совокупности она ошибочна, а справедлива альтернативная гипотеза Н 1 . Такую ошибку называют ошибкой второго рода . Вероятность ошибки второго рода принято обозначать β . Вероятность 1 - β называют мощностью критерия .
При фиксированном объеме выборки можно выбрать по своему усмотрению величину вероятности только одной из ошибок α или β . Увеличение вероятности одной из них приводит к снижению другой. Принято задавать вероятность ошибки первого рода α - уровень значимости. Как правило, пользуются некоторыми стандартными значениями уровня значимости α : 0,1; 0,05; 0,025; 0,01; 0,005; 0,001. Тогда, очевидно, из двух критериев, характеризующихся одной и той же вероятностью α отклонить правильную в действительности гипотезу Н 0 , следует принять тот, который сопровождается меньшей ошибкой второго рода β , т.е. большей мощностью. Снижения вероятностей обеих ошибок α и β можно добиться путем увеличения объема выборки.
Правильное решение относительно нулевой гипотезы Н 0 также может быть двух видов:
Будет принята нулевая гипотеза Н 0 , тогда как и на самом деле в генеральной совокупности верна нулевая гипотеза Н 0 ; вероятность такого решения 1 - α;
Нулевая гипотеза Н 0 будет отклонена в пользу альтернативной Н 1, тогда как и на самом деле в генеральной совокупности нулевая гипотеза Н 0 отклоняется в пользу альтернативной Н 1 ; вероятность такого решения 1 - β - мощность критерия.
Результаты решения относительно нулевой гипотезы можно проиллюстрировать с помощью таблицы 8.1.
Таблица 8.1
Проверка статистических гипотез осуществляется с помощью статистического критерия (назовем его в общем виде К ), являющего функцией от результатов наблюдения.
Статистический критерий - это правило (формула), по которому определяется мера расхождения результатов выборочного наблюдения с высказанной гипотезой Н 0 .
Статистический критерий, как и всякая функция от результатов наблюдения, является случайной величиной и в предположении справедливости нулевой гипотезы Н 0 подчинена некоторому хорошо изученному (и затабулированному) теоретическому закону распределения с плотностью распределения f(k) .
Выбор критерия для проверки статистических гипотез может быть осуществлен на основании различных принципов. Чаще всего для этого пользуются принципом отношения правдоподобия , который позволяет построить критерий наиболее мощный среди всех возможных критериев. Суть его сводится к выбору такого критерия К с известной функцией плотности f(k) при условии справедливости гипотезы Н 0 , чтобы при заданном уровнем значимости α можно было бы найти критическую точку К кр .распределения f(k) , которая разделила бы область значений критерия на две части: область допустимых значений, в которой результаты выборочного наблюдения выглядят наиболее правдоподобными, и критическую область, в которой результаты выборочного наблюдения выглядят менее правдоподобными в отношении нулевой гипотезы Н 0 .
Если такой критерий К выбран, и известна плотность его распределения, то задача проверки статистической гипотезы сводится к тому, чтобы при заданном уровне значимости α рассчитать по выборочным данным наблюдаемое значение критерия К набл. и определить является ли оно наиболее или менее правдоподобным в отношении нулевой гипотезы Н 0 .
Проверка каждого типа статистических гипотез осуществляется с помощью соответствующего критерия, являющегося наиболее мощным в каждом конкретном случае. Например, проверка гипотезы о виде закона распределения случайной величины может быть осуществлена с помощью критерия согласия Пирсона χ 2 ; проверка гипотезы о равенстве неизвестных значений дисперсий двух генеральных совокупностей - с помощью критерия F - Фишера; ряд гипотез о неизвестных значениях параметров генеральных совокупностей проверяется с помощью критерия Z - нормальной распределенной случайной величины и критерия T - Стьюдента и т.д.
Значение критерия, рассчитываемое по специальным правилам на основании выборочных данных, называется наблюдаемым значением критерия (К набл. ).
Значения критерия, разделяющие совокупность значений критерия на область допустимых значений (наиболее правдоподобных в отношении нулевой гипотезы Н 0 ) и критическую область (область значений, менее правдоподобных в отношении таблицам распределения случайной величины К , выбранной в качестве критерия, называются критическими точками(К кр.).
Областью допустимых значений (областью принятия нулевой гипотезы Н 0) К Н 0 не отклоняется.
Критической областью называют совокупность значений критерия К , при которых нулевая гипотеза Н 0 отклоняется в пользу конкурирующей Н 1 .
Различают одностороннюю (правостороннюю или левостороннюю) и двустороннюю критические области .
Если конкурирующая гипотеза - правосторонняя, например, Н 1: а > а 0 , то и критическая область - правосторонняя (рис 1). При правосторонней конкурирующей гипотезе критическая точка (К кр. правосторонняя) принимает положительные значения.
Если конкурирующая гипотеза - левосторонняя, например, Н 1: а < а 0 , то и критическая область - левосторонняя (рис 2). При левосторонней конкурирующей гипотезе критическая точка принимает отрицательные значения (К кр. левосторонняя) .
Если конкурирующая гипотеза - двусторонняя, например, Н 1: а ¹ а 0 , то и критическая область - двусторонняя (рис 3). При двусторонней конкурирующей гипотезе определяются две критические точки (К кр. левосторонняя и К кр. правосторонняя) .
Область допустимых Критическая
значений область
5. Основные проблемы прикладной статистики - описание данных, оценивание и проверка гипотез
Основные понятия, используемые при проверке гипотез
Статистическая гипотеза – любое предположение, касающееся неизвестного распределения случайных величин (элементов). Приведем формулировки нескольких статистических гипотез:
1. Результаты наблюдений имеют нормальное распределение с
нулевым математическим ожиданием.
2. Результаты наблюдений имеют функцию распределения N
(0,1).
3. Результаты наблюдений имеют нормальное распределение.
4. Результаты наблюдений в двух независимых выборках имеют
одно и то же нормальное распределение.
5.
Результаты наблюдений в двух независимых выборках имеют одно и то же
распределение.
Различают нулевую и альтернативную гипотезы. Нулевая гипотеза – гипотеза, подлежащая проверке. Альтернативная гипотеза – каждая допустимая гипотеза, отличная от нулевой. Нулевую гипотезу обозначают Н 0 , альтернативную – Н 1 (от Hypothesis – «гипотеза» (англ.)).
Выбор тех или иных нулевых или альтернативных гипотез определяется стоящими перед менеджером, экономистом, инженером, исследователем прикладными задачами. Рассмотрим примеры.
Пример 11. Пусть нулевая гипотеза – гипотеза 2 из приведенного выше списка, а альтернативная – гипотеза 1. Сказанное означает, то реальная ситуация описывается вероятностной моделью, согласно которой результаты наблюдений рассматриваются как реализации независимых одинаково распределенных случайных величин с функцией распределения N (0,σ), где параметр σ неизвестен статистику. В рамках этой модели нулевую гипотезу записывают так:
Н 0: σ = 1,
а альтернативную так:
Н 1: σ ≠ 1.
Пример 12. Пусть нулевая гипотеза – по-прежнему гипотеза 2 из приведенного выше списка, а альтернативная – гипотеза 3 из того же списка. Тогда в вероятностной модели управленческой, экономической или производственной ситуации предполагается, что результаты наблюдений образуют выборку из нормального распределения N (m , σ) при некоторых значениях m и σ. Гипотезы записываются так:
Н 0: m = 0, σ = 1
(оба параметра принимают фиксированные значения);
Н 1: m ≠ 0 и/или σ ≠ 1
(т.е. либо m ≠ 0, либо σ ≠ 1, либо и m ≠ 0, и σ ≠ 1).
Пример 13. Пусть Н 0 – гипотеза 1 из приведенного выше списка, а Н 1 – гипотеза 3 из того же списка. Тогда вероятностная модель – та же, что в примере 12,
Н 0: m = 0, σ произвольно;
Н 1: m ≠ 0, σ произвольно.
Пример 14. Пусть Н 0 – гипотеза 2 из приведенного выше списка, а согласно Н 1 результаты наблюдений имеют функцию распределения F (x ), не совпадающую с функцией стандартного нормального распределения Ф(х). Тогда
Н 0: F (х) = Ф(х) при всех х (записывается как F (х) ≡ Ф(х) );
Н 1: F (х 0) ≠ Ф(х 0) при некотором х 0 (т.е. неверно, что F (х) ≡ Ф(х) ).
Примечание. Здесь ≡ - знак тождественного совпадения функций (т.е. совпадения при всех возможных значениях аргумента х ).
Пример 15. Пусть Н 0 – гипотеза 3 из приведенного выше списка, а согласно Н 1 результаты наблюдений имеют функцию распределения F (x ), не являющуюся нормальной. Тогда
При некоторых m , σ;
Н
1: для любых m
, σ найдется х 0
= х 0
(m
, σ) такое, что 
.
Пример 16. Пусть Н 0 – гипотеза 4 из приведенного выше списка, согласно вероятностной модели две выборки извлечены из совокупностей с функциями распределения F (x ) и G (x ), являющихся нормальными с параметрами m 1 , σ 1 и m 2 , σ 2 соответственно, а Н 1 – отрицание Н 0 . Тогда
Н 0: m 1 = m 2 , σ 1 = σ 2 , причем m 1 и σ 1 произвольны;
Н 1: m 1 ≠ m 2 и/или σ 1 ≠ σ 2 .
Пример 17. Пусть в условиях примера 16 дополнительно известно, что σ 1 = σ 2 . Тогда
Н 0: m 1 = m 2 , σ > 0, причем m 1 и σ произвольны;
Н 1: m 1 ≠ m 2 , σ > 0.
Пример 18. Пусть Н 0 – гипотеза 5 из приведенного выше списка, согласно вероятностной модели две выборки извлечены из совокупностей с функциями распределения F (x ) и G (x ) соответственно, а Н 1 – отрицание Н 0 . Тогда
Н 0: F (x ) ≡ G (x ) , где F (x )
Н 1: F (x ) и G (x ) - произвольные функции распределения, причем
F (x ) ≠ G (x ) при некоторых х .
Пример 19. Пусть в условиях примера 17 дополнительно предполагается, что функции распределения F (x ) и G (x ) отличаются только сдвигом, т.е. G (x ) = F (x - а) при некотором а . Тогда
Н 0: F (x ) ≡ G (x ) ,
где F (x ) – произвольная функция распределения;
Н 1: G (x ) = F (x - а), а ≠ 0,
где F (x ) – произвольная функция распределения.
Пример 20. Пусть в условиях примера 14 дополнительно известно, что согласно вероятностной модели ситуации F (x ) - функция нормального распределения с единичной дисперсией, т.е. имеет вид N (m , 1). Тогда
Н 0: m = 0 (т.е. F (х) = Ф(х)
при всех х );(записывается как F (х) ≡ Ф(х) );
Н 1: m ≠ 0
(т.е. неверно, что F (х) ≡ Ф(х) ).
Пример 21. При статистическом регулировании технологических, экономических, управленческих или иных процессов рассматривают выборку, извлеченную из совокупности с нормальным распределением и известной дисперсией, и гипотезы
Н 0: m = m 0 ,
Н 1: m = m 1 ,
где значение параметра m = m 0 соответствует налаженному ходу процесса, а переход к m = m 1 свидетельствует о разладке.
Пример 22. При статистическом приемочном контроле число дефектных единиц продукции в выборке подчиняется гипергеометрическому распределению, неизвестным параметром является p = D / N – уровень дефектности, где N – объем партии продукции, D – общее число дефектных единиц продукции в партии. Используемые в нормативно-технической и коммерческой документации (стандартах, договорах на поставку и др.) планы контроля часто нацелены на проверку гипотезы
Н 0: p < AQL
Н 1: p > LQ ,
где AQL – приемочный уровень дефектности, LQ – браковочный уровень дефектности (очевидно, что AQL < LQ ).
Пример 23. В качестве показателей стабильности технологического, экономического, управленческого или иного процесса используют ряд характеристик распределений контролируемых показателей, в частности, коэффициент вариации v = σ/M (X ). Требуется проверить нулевую гипотезу
Н 0: v < v 0
при альтернативной гипотезе
Н 1: v > v 0 ,
где v 0 – некоторое заранее заданное граничное значение.
Пример 24. Пусть вероятностная модель двух выборок – та же, что в примере 18, математические ожидания результатов наблюдений в первой и второй выборках обозначим М (Х ) и М (У ) соответственно. В ряде ситуаций проверяют нулевую гипотезу
Н 0: М(Х) = М(У)
против альтернативной гипотезы
Н 1: М(Х) ≠ М(У).
Пример 25 . Выше отмечалось большое значение в математической статистике функций распределения, симметричных относительно 0, При проверке симметричности
Н 0: F (- x ) = 1 – F (x ) при всех x , в остальном F произвольна;
Н 1: F (- x 0 ) ≠ 1 – F (x 0 ) при некотором x 0 , в остальном F произвольна.
В вероятностно-статистических методах принятия решений используются и многие другие постановки задач проверки статистических гипотез. Некоторые из них рассматриваются ниже.
Конкретная задача проверки статистической гипотезы полностью описана, если заданы нулевая и альтернативная гипотезы. Выбор метода проверки статистической гипотезы, свойства и характеристики методов определяются как нулевой, так и альтернативной гипотезами. Для проверки одной и той же нулевой гипотезы при различных альтернативных гипотезах следует использовать, вообще говоря, различные методы. Так, в примерах 14 и 20 нулевая гипотеза одна и та же, а альтернативные – различны. Поэтому в условиях примера 14 следует применять методы, основанные на критериях согласия с параметрическим семейством (типа Колмогорова или типа омега-квадрат), а в условиях примера 20 – методы на основе критерия Стьюдента или критерия Крамера-Уэлча . Если в условиях примера 14 использовать критерий Стьюдента, то он не будет решать поставленных задач. Если в условиях примера 20 использовать критерий согласия типа Колмогорова, то он, напротив, будет решать поставленные задачи, хотя, возможно, и хуже, чем специально приспособленный для этого случая критерий Стьюдента.
При обработке реальных данных большое значение имеет правильный выбор гипотез Н 0 и Н 1 . Принимаемые предположения, например, нормальность распределения, должны быть тщательно обоснованы, в частности, статистическими методами. Отметим, что в подавляющем большинстве конкретных прикладных постановок распределение результатов наблюдений отлично от нормального .
Часто возникает ситуация, когда вид нулевой гипотезы вытекает из постановки прикладной задачи, а вид альтернативной гипотезы не ясен. В таких случаях следует рассматривать альтернативную гипотезу наиболее общего вида и использовать методы, решающие поставленную задачу при всех возможных Н 1 . В частности при проверке гипотезы 2 (из приведенного выше списка) как нулевой следует в качестве альтернативной гипотезы использовать Н 1 из примера 14, а не из примера 20, если нет специальных обоснований нормальности распределения результатов наблюдений при альтернативной гипотезе.
| Предыдущая |
