Skriptum
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Beispiel 10.6. Wir nehmen an, die Füllmengen aus Beispiel 10.2 seien normalverteilt.<br />
Eine Stichprobe von 5 Flaschen ergibt<br />
x = {1.0178,0.9979,1.0217,1.0177,1.0181}, ¯x = 1.01464, s = 0.0095.<br />
Zu einem Signifikanzniveau α = 5% soll geprüft werden, ob wirklich µ = 1 gilt.<br />
<br />
5<br />
|1.01464 − 1|<br />
0.0095 = 3.444 ≰ F −1 (0.975) = 2.776.<br />
Daher ist die Abfüllanlage eher falsch eingestellt.<br />
Satz 10.7 (Einseitiger t-Test). Für die einseitige Fragestellung mit der Hypothese<br />
H 0 : µ ≥ µ 0 gilt folgender Annahmebereich: Wenn<br />
n<br />
(µ 0 − ¯x) ≤ F −1 (1 − α),<br />
s<br />
dann wird die Hypothese µ ≥ µ 0 beibehalten, ansonsten verworfen.<br />
Beweis. Wir konstruieren den Annahmebereich ¯x ≥ µ 0 − ∆.<br />
P( ¯x ≥ µ 0 − ∆ | µ ≥ µ 0 ) ≥ 1 − α<br />
⇐ P( ¯x ≥ µ 0 − ∆ | µ = µ 0 ) = 1 − α<br />
( ) n n<br />
⇔ P (µ − ¯x) ≤ ∆ = 1 − α<br />
s s<br />
n<br />
⇔ ∆ = F −1 (1 − α).<br />
s<br />
Beispiel 10.8. Zum gleichen Signifikanzniveau α = 5% soll geprüft werden, ob<br />
µ ≥ 1 gilt. Es ist −3.444 ≤ F −1 (0.95) = 2.132. Die Kunden werden also nicht betrogen.<br />
Wenn σ bekannt ist oder die Stichprobe groß genug ist, kann wie üblich die<br />
Normalverteilung statt der Student-t-Verteilung verwendet werden. In ersterem<br />
Fall ist natürlich σ statt s zu verwenden.<br />
Oft werden zwei Stichproben miteinander verglichen, um zu sehen, ob sie<br />
sich signifikant unterscheiden. Das macht man mit dem sogenannten doppelten<br />
t -Test. Wenn die echten Varianzen der beiden Stichproben gleich sind, dann<br />
kann man die Mittelwerte vergleichen.<br />
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