Téma 8: Parametrické úlohy o dvou nezávislých náhodných výběrech
z normálních rozložení a jednom náhodném výběru z alternativního
rozložení
Úkol 1.: Intervaly spolehlivosti pro parametrické funkce µ1-µ2, σ1
2
/σ2
2
Bylo vylosováno 11 stejně starých selat téhož plemene. Šesti z nich byla předepsána výkrmná
dieta č. 1 a zbylým pěti výkrmná dieta č. 2. Průměrné denní přírůstky v Dg za dobu půl roku
jsou následující:
dieta č. 1: 62, 54, 55, 60, 53, 58
dieta č. 2: 52, 56, 49, 50, 51.
Zjištěné hodnoty považujeme za realizace dvou nezávislých náhodných výběrů pocházejících
z rozložení N(µ1, σ1
2
) a N(µ2, σ2
2
).
a) Sestrojte 95% empirický interval spolehlivosti pro podíl rozptylů.
b) Za předpokladu, že data pocházejí z rozložení N(µ1, σ2
) a N(µ2, σ2
), sestrojte 95%
empirický interval spolehlivosti pro rozdíl středních hodnot µ1 - µ2.
Návod:
Načteme datový soubor dve_diety.sta o 2 proměnných hmotnost a dieta a 11 případech.
Pomocí Popisných statistik zjistíme realizace výběrových průměrů, výběrových rozptylů a
výběrových směrodatných odchylek.
Pro první dietu:
Popisné statistiky (Tabulka1)
Zhrnout podmínku: v2=1
Proměnná N platných Průměr Rozptyl Sm.odch.
hmotnost 6 57,00000 12,80000 3,577709
Pro druhou dietu:
Popisné statistiky (Tabulka1)
Zhrnout podmínku: v2=2
Proměnná N platných Průměr Rozptyl Sm.odch.
hmotnost 5 51,60000 7,300000 2,701851
ad a)
Meze 100(1-α)% empirického intervalu spolehlivosti pro podíl rozptylů jsou:
(d, h) =








−−−− αα )1n,1n(F
s/s
,
)1n,1n(F
s/s
21/2
2
2
2
1
21/2-1
2
2
2
1
.
Otevřeme nový datový soubor o dvou proměnných d a h a jednom případu.
Do Dlouhého jména proměnné d napíšeme
=(12,8/7,3)/VF(0,975;5;4)
(Funkce VF(x;ný;omega) počítá x-kvantil Fisherova – Snedecorova rozložení F(ný, omega).)
Do Dlouhého jména proměnné h napíšeme
=(12,8/7,3)/VF(0,025;5;4)
1
d
2
h
1 0,187242 12,9541
S pravděpodobností aspoň 0,95 tedy platí: 0,1872 < σ1
2
/ σ2
2
< 12,954.
ad b) Meze 100(1-α)% empirického intervalu spolehlivosti pro rozdíl středních hodnot
(v případě, že rozptyly neznáme, ale víme, že jsou shodné) můžeme ve STATISTICE
vypočítat pomocí dvouvýběrového t-testu:
Statistika – Základní statistiky a tabulky – t-test, nezávislé, dle skupin – OK, Proměnné –
Závislé proměnné hmotnost, Grupovací proměnná dieta – OK. Na záložce Možnosti
zaškrtneme Meze spol. pro odhady – Výpočet. Zajímají nás poslední dva sloupce ve výstupní
tabulce.
Proměnná
Int. spolehl.
-95,000%
Int. spolehl.
+95,000%
hmotnost 0,991963 9,808037
S pravděpodobností aspoň 0,95 tedy 0,99 Dg < µ1 - µ2 < 9,81 Dg.
Úkol k samostatnému řešení: Jsou dány dva nezávislé náhodné výběry o rozsazích n1 = 25,
n2 = 10, první pochází z rozložení N(µ1, σ1
2
), druhý z rozložení N(µ2, σ2
2
), kde parametry µ1,
µ2, σ1
2
, σ2
2
neznáme. Byly vypočteny realizace výběrových rozptylů: s1
2
= 1,7482, s2
2
=
1,7121. Sestrojte 95% empirický interval spolehlivosti pro podíl rozptylů.
Výsledek:
0,28 < σ1
2
/ σ2
2
< 2,76 s pravděpodobností aspoň 0,95.
Úkol 2.: Testování hypotéz o parametrických funkcích µ1-µ2, σ1
2
/σ2
2
Pro datový soubor z úkolu 2 testujte na hladině významnosti 0,05 hypotézu, že
a) rozptyly hmotnostních přírůstků selat při obou výkrmných dietách jsou shodné
b) obě výkrmné diety mají stejný vliv na hmotnostní přírůstky selat.
Návod:
Provedeme dvouvýběrový t-test současně s testem o shodě rozptylů:
Statistika – Základní statistiky a tabulky – t-test, nezávislé, dle skupin – OK, Proměnné –
Závislé proměnné hmotnost, Grupovací proměnná dieta – OK.
t-testy; grupováno: dieta (Tabulka1)
Skup. 1: 1
Skup. 2: 2
Proměnná
Průměr
1
Průměr
2
t sv p Poč.plat
1
Poč.plat.
2
Sm.odch.
1
Sm.odch.
2
F-poměr
Rozptyly
p
Rozptyly
hmotnost 57,00000 51,60000 2,771222 9 0,021710 6 5 3,577709 2,701851 1,753425 0,606345
Testová statistika pro test shody rozptylů se realizuje hodnotou 1,7534, odpovídající phodnota
je 0,6063, tedy na hladině významnosti 0,05 nezamítáme hypotézu o shodě rozptylů.
(Upozornění: v případě zamítnutí hypotézy o shodě rozptylů je zapotřebí v tabulce t-testu pro
nezávislé vzorky dle skupin zaškrtnout volbu Test se samostatnými odhady rozptylu.)
Dále z tabulky plyne, že testová statistika pro test shody středních hodnot se realizuje
hodnotou 2,7712, počet stupňů volnosti je 9, odpovídající p-hodnota 0,0217, tedy hypotézu o
shodě středních hodnot zamítáme na hladině významnosti 0,05. Znamená to, že s rizikem
omylu nejvýše 5 % se prokázalo, že obě výkrmné diety se liší účinností.
Tabulku ještě doplníme krabicovými diagramy. Na záložce Detaily zaškrtneme krabicový graf
a vybereme volbu Průměr/SmOdch/Min-Max.
Krabicový graf z hmotnost seskupený dieta
Tabulka1 2v*11c
Průměr
Průměr±SmOdch
Min-Max
Odlehlé
Extrémy
1 2
dieta
48
50
52
54
56
58
60
62
64
hmotnost
Upozornění: Dvouvýběrový t-test lze v systému STATISTICA provést ještě jiným
způsobem, který je vhodný zvláště tehdy, známe-li realizace výběrových průměrů a
výběrových směrodatných odchylek.
Statistiky – Základní statistiky a tabulky – Testy rozdílů: r, %, průměry – OK – vybereme
Rozdíl mezi dvěma průměry (normální rozdělení) – do políčka Pr1 napíšeme 57, do políčka
SmOd1 napíšeme 3,5777, do políčka N1 napíšeme 6, do políčka Pr2 napíšeme 51,6, do
políčka SmOd1 napíšeme 2,7019, do políčka N1 napíšeme 5 - Výpočet.
Dostaneme p-hodnotu 0,0217, tedy zamítáme nulovou hypotézu na hladině významnosti 0,05.
Úkol k samostatnému řešení: Do systému STATISTICA načtěte datový soubor vyska.sta,
který obsahuje údaje o výšce 48 studentek VŠE v Praze (proměnná vyska) a obor jejich studia
(1 – národní hospodářství, 2 – informatika).
a) Pomocí S-W testu ověřte na hladině významnosti 0,1 předpoklad o normalitě výšek v obou
skupinách studentek
b) Na hladině významnosti 0,1 testujte hypotézu o shodě rozptylů výšek studentek v daných
dvou oborech studia.
c) Na hladině významnosti 0,1 testujte hypotézu o shodě středních hodnot výšek studentek
v daných dvou oborech studia.
Výpočet doplňte krabicovými diagramy.
Výsledek:
ad a) p-hodnota S-W testu pro studentky oboru nh je 0,6068 a pro studentky oboru
informatika je 0,1119, tedy na hladině významnosti 0,1 hypotézu o normalitě nezamítáme ani
v jednom případě.
ad b) Protože p-hodnota F-testu je 0,1249, což je větší než hladina významnosti 0,1, nulovou
hypotézu o shodě rozptylů nezamítáme na hladině významnosti 0,1.
ad c) Protože p-hodnota dvouvýběrového t-testu je 0,0878, což je menší než hladina
významnosti 0,1, nulovou hypotézu o shodě středních hodnot zamítáme na hladině
významnosti 0,1.
Úkol 3.: Asymptotický interval spolehlivosti pro parametr ϑ alternativního rozložení
Může politická strana, pro niž se v předvolebním průzkumu vyslovilo 60 z 1000 dotázaných
osob, očekávat se spolehlivostí 0,95, že by v této době ve volbách překročila 5% hranici pro
vstup do parlamentu?
Návod: Zavedeme náhodné veličiny X1, ..., X1000, přičemž Xi = 1, když i-tá osoba se vysloví
pro danou politickou stranu a Xi = 0 jinak, i = 1, ..., 1000. Tyto náhodné veličiny tvoří
náhodný výběr z rozložení A(ϑ ). V tomto případě n = 1000, m = 60/1000 = 0,06, α = 0,05,
u1-α = u0,95 = 1,645.
Ověření podmínky n ϑ (1- ϑ ) > 9: parametr ϑ neznáme, musíme ho nahradit výběrovým
průměrem. Pak 1000.0,06.0,94 = 56,4 > 9.
95% levostranný interval spolehlivosti pro ϑ je
( ) ( )








∞
−
−=







∞
−
− − ;u
1000
06,0106,0
06,0;u
n
m1m
m 95,01 α . V našem případě
0476,0645,1
1000
94,006,0
06,0d =⋅
⋅
−=
S pravděpodobností přibližně 0,95 tedy ϑ > 0,048. Protože tento interval zahrnuje i hodnoty
nižší než 0,05, nelze vyloučit, že strana získá méně než 5 % hlasů.
Postup ve STATISTICE:
Statistiky – Analýza síly testu – Odhad intervalu – Jeden podíl, Z, Chí-kvadrát test – OK –
Pozorovaný podíl p: 0,06, Velikost vzorku: 1000, Spolehlivost: 0,9 – Vypočítat.
Dostaneme tabulku:
Hodnota
Podíl vzorku p
Velikost vz. ve skup. (N)
Interval spolehlivosti
Meze spolehlivosti:
Pí (přesně):
Dolní mez
Horní mez
Pí (přibližně):
Dolní mez
Horní mez
Pí (původ.):
Dolní mez
Horní mez
0,0600
1000,0000
0,9000
0,0481
0,0738
0,0483
0,0741
0,0476
0,0724
Zajímá nás výsledek uvedený v dolní části tabulky, tj. Pí (původ.).
Protože dolní mez oboustranného 90% intervalu spolehlivosti pro parametr ϑ je shodná
s dolní mezí 95% levostranného intervalu spolehlivosti, můžeme konstatovat, že voliči budou
volit danou politickou stranu s pravděpodobností aspoň 4,76 %. Na základě uvedených dat
strana tedy nemá zaručeno, že překročí 5% hranici pro vstup do parlamentu.
Úkol k samostatnému řešení: Přírůstky cen akcií na burze (v %) u 10 náhodně vybraných
společností dosáhly těchto hodnot: 10, 16, 5, 10, 12, 8, 4, 6, 5, 4. Sestrojte 95% asymptotický
empirický interval spolehlivosti pro pravděpodobnost, že přírůstek ceny akcie překročí 8,5 %.
Výsledek: 0,096 < ϑ < 0,704 s pravděpodobností aspoň 0,95.
Znamená to, že pravděpodobnost, že přírůstek ceny akcie překročí 8,5 %, je aspoň 9,6 % a
nanejvýš 70,4 % (při spolehlivosti 95%.)
Úkol 4.: Testování hypotézy o parametru ϑ alternativního rozložení
Určitá cestovní kancelář organizuje zahraniční zájezdy podle individuálních přání zákazníků.
Z několika minulých let ví, že 30% všech takto organizovaných zájezdů má za cíl zemi X. Po
zhoršení politických podmínek v této zemi se cestovní kancelář obává, že se zájem o tuto
zemi mezi zákazníky sníží. Ze 150 náhodně vybraných zákazníků v tomto roce má 38 za cíl
právě zemi X. Potvrzují nejnovější data pokles zájmu o tuto zemi? Volte hladinu významnosti
0,05.
Návod: Máme náhodný výběr X1, ..., X150 z rozložení A(0,3). Testujeme H0: ϑ = 0,3 proti
levostranné alternativě H1: ϑ < 0,3. V tomto případě je testovým kritériem statistika
n
)c1(c
cM
T0
−
−
= , která v případě platnosti nulové hypotézy má asymptoticky rozložení N(0,1).
Musíme ověřit splnění podmínky n ϑ (1- ϑ ) > 9: 150.0,3.0,7 = 31,5 > 9. Vypočteme realizaci
testového kritéria: 24722,1
150
)3,01(3,0
3,0
n
)c1(c
cm
t 150
38
0 −=
−
−
=
−
−
= . Kritický obor:
( α−−∞−= 1u,W = ( 645,1,−∞− . Protože testové kritérium nepatří do kritického oboru, H0
nezamítáme na asymptotické hladině významnosti 0,05.
Postup ve STATISTICE:
Test provedeme pomocí 95% pravostranného intervalu spolehlivosti, který vypočítáme v
modulu Analýza síly testu.
Statistiky – Analýza síly testu – Odhad intervalu – Jeden podíl, Z, Chí-kvadrát test – OK –
Pozorovaný podíl p: 0,2533, Velikost vzorku: 150, Spolehlivost: 0,9 – Vypočítat.
Dostaneme tabulku:
Hodnota
Podíl vzorku p
Velikost vz. ve skup. (N)
Interval spolehlivosti
Meze spolehlivosti:
Pí (přesně):
Dolní mez
Horní mez
Pí (přibližně):
Dolní mez
Horní mez
Pí (původ.):
Dolní mez
Horní mez
0,2533
150,0000
0,9000
0,1957
0,3185
0,1966
0,3193
0,1949
0,3117
Zajímá nás výsledek uvedený v dolní části tabulky, tj. Pí (původ.).
Protože horní mez oboustranného 90% intervalu spolehlivosti pro parametr ϑ je shodná
s horní mezí 95% pravostranného intervalu spolehlivosti, vidíme, že ( )3117,0;03,0 ∈ , tudíž
nelze na asymptotické hladině významnosti 0,05 zamítnout hypotézu, že zájem o danou zemi
se nezměnil.