Noter til E6 - dirac
Noter til E6 - dirac
Noter til E6 - dirac
Create successful ePaper yourself
Turn your PDF publications into a flip-book with our unique Google optimized e-Paper software.
4.2 Eksempler 43<br />
<strong>til</strong> den estimerede standardafvigelse på denne forskel. Kvotientteststørrelsen<br />
er således ækvivalent med et test hvor teststørrelsen er »umiddelbart<br />
forståelig«.<br />
Testsandsynligheden kan udregnes som ε = P 0 (|t| > |t obs |). Om fordelingen<br />
af t under H 0 gælder<br />
Sætning 4.2<br />
Antag at de stokastiske variable X ij er indbyrdes uafhængige normalfordelte<br />
med samme varians σ 2 og med E X ij = µ i , j = 1, 2, . . . , n i , i = 1, 2.<br />
Sæt<br />
X i = 1 ∑n i<br />
X ij , i = 1, 2, og<br />
n i<br />
s 2 0 =<br />
j=1<br />
1<br />
n − 2<br />
Så er den stokastiske variabel<br />
2∑ ∑n i<br />
(X ij − X i ) 2<br />
i=1 j=1<br />
t =<br />
X 1 − X 2<br />
√<br />
s 2 0 ( 1 n 1<br />
+ 1 n 2<br />
)<br />
t-fordelt med n − 2 frihedsgrader (n = n 1 + n 2 ).<br />
Supplerende bemærkninger:<br />
◦ Hvis hypotesen H 0 om ens middelværdier godkendes, er der ikke<br />
tale om to forskellige stikprøver med hver sin middelværdi, men<br />
om én stikprøve med n 1 + n 2 observationer. I konsekvens heraf skal<br />
middelværdi og varians estimeres som i et enstikprøveproblem, dvs.<br />
som y og s 2 01 hvor<br />
og<br />
y = 1 n<br />
2∑ ∑n i<br />
i=1 j=1<br />
y ij<br />
s 2 01 =<br />
1<br />
n − 1<br />
2∑ ∑n i<br />
(y ij − y) 2 .<br />
i=1 j=1<br />
◦ Fordelingen af t under H 0 afhænger ikke af de to ukendte parameter<br />
σ 2 og den fælles værdi af middelværdierne.<br />
◦ t-fordelingen er symmetrisk omkring 0, og testsandsynligheden kan<br />
derfor udregnes som P(|t| > |t obs |) = 2 P(t > |t obs |).<br />
I visse situationer kan man argumentere for det fornuftige i kun at<br />
forkaste hypotesen hvis t er stor og positiv (svarende <strong>til</strong> at y 1 er<br />
større end y 2 ); det kan for eksempel komme på tale hvis man på