Scarica la relazione finale - DiMaPla
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MS term<br />
F =<br />
MS error<br />
dove si ha che :<br />
• i gradi di libertà del numeratore sono quelli del corrispondente termine<br />
• i gradi di libertà del denominatore sono quelli dell’errore residuo<br />
• inoltre si deve scegliere α che rappresenta il rischio di prima specie riferito all’ipotesi<br />
nul<strong>la</strong><br />
Si esegue quindi un confronto tra il valore di F calco<strong>la</strong>to e quello tabu<strong>la</strong>to. Se quello calco<strong>la</strong>to<br />
supera il valore tabu<strong>la</strong>to si deve rifiutare al livello α di significatività l’ipotesi nul<strong>la</strong>, ossia che gli<br />
effetti non siano significativi.<br />
L’ultima colonna espone un ulteriore test delle ipotesi definito come p-value. Questo test<br />
aiuta lo sperimentatore, analogamente al test F, a decidere se rifiutare oppure no l’ipotesi nul<strong>la</strong>. Il<br />
p-value rappresenta <strong>la</strong> probabilità di ottenere una statistica di test il cui valore sarà almeno pari al<br />
valore calco<strong>la</strong>to. Ad esempio, scegliendo un livello di significatività α pari a 0.05, se il p-value<br />
calco<strong>la</strong>to fosse minore di questo valore, ciò significa che è possibile rifiutare l’ipotesi nul<strong>la</strong>; ed in<br />
corrispondenza si dovrebbe ottenere un valore del test F alto.<br />
Tornando ai termini del<strong>la</strong> Errore. L'origine riferimento non è stata trovata. gli alti valori, superiori<br />
al 90% sia per R 2 sia per R 2 (pred), ma in partico<strong>la</strong>re per R 2 (adj) suggeriscono che il modello<br />
implementato fitta bene i dati acquisiti, anche perché il valore del termine PRESS non risulta<br />
esageratamente alto. Entrando poi nel dettaglio dell’analisi del<strong>la</strong> varianza si può leggere per <strong>la</strong><br />
regressione che F è pari a 64.68, valore che supera quello tabu<strong>la</strong>to F0.05,14,17 pari a 2.33, per cui<br />
bisogna rifiutare l’ipotesi nul<strong>la</strong> ad α pari a 0.05 ed ammettere che <strong>la</strong> forma superficie dipende dalle<br />
diverse miscele. Il test F, appena eseguito è un test dell’ipotesi nul<strong>la</strong>.<br />
Ipotesi nul<strong>la</strong> H0: l’altezza del<strong>la</strong> superficie di risposta è <strong>la</strong> stessa per tutte le differenti miscele, ossia<br />
β 1 = β 2 = ... = β n = cost<br />
; β12<br />
= β 23 = ... = β ij = 0<br />
Il rifiuto dell’ipotesi nul<strong>la</strong> si esplica nel fatto che uno o più segni di uguaglianza sono falsi: se i β i<br />
non sono uguali allora <strong>la</strong> superficie di risposta piana non si trova ad un’altezza costante sopra il<br />
triangolo di base; se un β ij non è nullo allora <strong>la</strong> risposta associata al<strong>la</strong> misce<strong>la</strong> binaria dei<br />
componenti i e j è differente dal<strong>la</strong> media delle risposte re<strong>la</strong>tive ai componenti individuali i e j.<br />
Infine rimane da commentare il valore del parametro Lack-of-Fit. Quando il numero totale di<br />
miscele è maggiore del numero dei parametri del modello e quando si raccoglie più di<br />
un’osservazione per qualcuna o tutte le miscele programmate, <strong>la</strong> somma dei quadrati dei residui è<br />
allora una somma composta dal<strong>la</strong> mancanza di adattamento del modello in corrispondenza delle<br />
miscele e dal<strong>la</strong> variabilità delle osservazioni replicate. La somma dei quadrati per l’errore derivante<br />
dalle osservazioni replicate (SS pure error) si può calco<strong>la</strong>re a partire dalle osservazioni replicate;<br />
inoltre sottraendo dal<strong>la</strong> somma dei quadrati dei residui (SS residual error) proprio <strong>la</strong> SS pure error<br />
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