zunia.vn

Tuyển sinh 2024 dành cho Gen-Z

zunia.vn

» Kinh Tế - Quản Lý

» Kinh tế học

Bài giảng Nguyên lý thống kê: Chương 8 - Nguyễn Ngọc Lam

Chia sẻ: Dsczx Dsczx | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:17

Báo xấu

196
lượt xem 21
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Mục tiêu trình bày của chương 8 Kiểm định phi tham số nằm trong bài giảng nguyên lý thống kế nhằm trình bày về kiểm định phân phối chuẩn, dựa vào đồ thị tần suất, kiểm định Jarque-Bera, kiểm định Willcoxon... Cùng tìm hiểu bài giảng để tìm hiểu sâu hơn về kiểm định phi tham số.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Bài giảng Nguyên lý thống kê: Chương 8 - Nguyễn Ngọc Lam

Chương 8: KIỂM ĐỊNH PHI THAM SỐ www.nguyenngoclam.com
I.KIỂM ĐỊNH PHÂN PHỐI CHUẨN 1.1.Dựa vào đồ thị tần suất: Đối chiếu đồ thị tần suất có giống đồ thị hàm phân phối chuẩn. 1.2. Kiểm định Jarque-Bera: H0: X có phân phối chuẩn H1: X không có phân phối chuẩn  S2 (K  3)2    ( x i  x )3 / n  JB  n   S   6 24   3 sx        ( xi  x )4 / n  K 4    sx  Bác bỏ H0: JB > 22, 152
I.KIỂM ĐỊNH PHÂN PHỐI CHUẨN Ví dụ: Kiểm định tỷ lệ lãi trên vốn (%) trước và sau CPH có phân phối chuẩn với mức ý nghĩa 5%: DN Trước CPH Sau CPH DN Trước CPH Sau CPH 1 3,5 4,0 9 4,5 5,0 2 5,1 4,8 10 5,0 5,4 3 4,0 6 11 6,0 6,5 4 4,2 6,8 12 4,0 5,0 5 5,0 5,2 13 5,0 5,6 6 6,0 6,4 14 6,0 6,2 7 5,8 6,0 15 5,4 6,5 8 6,0 5,0 153
II.KIỂM ĐỊNH WILLCOXON (T) 2.1.Giả thuyết: H0: x = y Mẫu phối hợp từng cặp 2.2.Mẫu nhỏ (n≤20): 1. Tính các chênh lệch giữa các cặp: di = xi - yi 2. Xếp hạng di theo thứ tự tăng dần, các giá trị bằng nhau sẽ nhận hạng trung bình của các hạng liên tiếp, bỏ qua trường hợp di = 0. 3. Tìm tổng các hạng di>0 (di
II.KIỂM ĐỊNH WILLCOXON (T) Ví dụ: Để khảo sát xem khách hàng thích sản phẩm nào hơn, chọn ngẫu nhiên 10 khách hàng và yêu cầu họ cho biết sở thích về 2 sản phẩm cùng loại X, Y khác nhau thông qua thang điểm từ 1 đến 5 (điểm càng cao sở thích càng cao). Hãy cho biết khách thích sản phẩm nào nhiều hơn với  = 5%. Khách hàng 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 X 4 5 2 4 3 1 3 2 1 5 Y 3 5 5 2 5 5 3 5 5 2 155
II.KIỂM ĐỊNH WILLCOXON (T) Khách 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Tổng hàng X 4 5 2 4 3 1 3 2 1 5 Y 3 5 5 2 5 5 3 5 5 2 di 1 0 -3 2 -2 -4 0 -3 -4 3 T+ 1 2,5 5 8,5 T- 5 2,5 7,5 5 7,5 27,5 156
II.KIỂM ĐỊNH WILLCOXON (T) 2.3. Mẫu lớn n>20: Ta có kiểm định Z T  T n' (n'1) 2 n' (n'1)( 2n'1) z T  T  T 4 24 157
III.KIỂM ĐỊNH MANN-WHITNEY (U) 3.1.Giả thuyết: H0: 1 = 2 Mẫu độc lập 3.2.Mẫu nhỏ (n1,n2≤20): 1. Xếp hạng tất cả các giá trị của hai mẫu theo thứ tự tăng dần. Những giá trị bằng nhau sẽ nhận hạng trung bình các hạng liên tiếp. 2. Tổng hạng mẫu 1 và mẫu 2. Ký hiệu: R1, R2 3. Giá trị kiểm định: U=min(U1,U2) n1(n1  1) U2  n1.n2  U1 U1  n1.n2   R1 2 4. Bác bỏ H0: U  Un1,n2, 158
III.KIỂM ĐỊNH MANN-WHITNEY (U) Ví dụ: Tại một trang trại nuôi lợn người ta thử áp dụng một loại thuốc tăng trọng bổ sung vào khẩu phần thức ăn của 10 con lợn, sau 3 tháng người ta thu thập số liệu về trọng lượng của heo (X). Trong khi đó 15 con lợn khác không dùng thuốc tăng trọng có trọng lượng, sau 3 tháng người ta thu thập số liệu (Y). Hãy kiểm tra xem trọng lượng có như nhau hay không khi thử nghiệm với =5%. X 60 61 62 62 63 63 68 64 64 65 Y 56 56 57 57 58 58 58 59 59 60 60 60 61 61 62 R(X) 11,5 15 18 18 20,5 20,5 25 22,5 22,5 24 197,5 R(Y) 1,5 1,5 3,5 3,5 6 6 6 8,5 8,5 11,5 11,5 11,5 15 15 18 127,5 159
III.KIỂM ĐỊNH MANN-WHITNEY (U) 3.3.Mẫu lớn (n1,n2>20): Ta có kiểm định z U  U n1n2 2 n1.n2 (n1  n2  1) z U  U  U 2 12 160
IV.KIỂM ĐỊNH KRUSKAL-WALLIS H0 : 1  2  ...  k • Giả thuyết:  H1 : i   j (i  j) • Giá trị kiểm định: Chọn k mẫu độc lập có n1...,nk quan sát (ni5), n=ni. Tổng hạng của k mẫu R1,...,Rk 12 k R2 W i  3(n  1)  n(n  1) i1 ni • Bác bỏ H0: W> 2k-1, 161
IV.KIỂM ĐỊNH KRUSKAL-WALLIS Ví dụ: Một nhà nghiên cứu muốn xem xét phải chăng ở 3 ngành công nghiệp A,B,C tổng giá trị sản xuất trung bình của các xí nghiệp là như nhau với mức ý nghĩa 5%. Chọn một số xí nghiệp ở các ngành đó như sau: Ngành Tổng A 1,38 1,55 1,90 2,00 1,22 2,11 1,98 1,61 B 2,33 2,50 2,79 3,01 1,99 2,45 C 1,06 1,37 1,09 1,65 1,44 1,11 Hạng A 6 8 11 14 4 15 12 9 79 Hạng B 16 18 19 20 13 17 103 Hạng C 1 5 2 10 7 3 28 W=13,5416 162
V.KIỂM ĐỊNH SỰ PHÙ HỢP Giả thuyết H0: Tổng thể được chia làm k nhóm, có phân phối xác suất pi (pi=1) để một quan sát rơi vào nhóm i. Chọn ngẫu nhiên n quan sát, ni là số quan sát rơi vào nhóm i. Nhóm 1 2 … k Ho P1 P2 … Pk 1 Quan sát n1 n2 … nk n k (ni  Ei )2 Giá trị kiểm định: 2   , Ei  npi  5 i 1 Ei Bác bỏ Ho: 2 >2k-1, 163
V.KIỂM ĐỊNH SỰ PHÙ HỢP Ở một quán cafe, có 4 nhãn hiệu nước giải khát khác nhau. 160 khách hàng được chọn ngẫu nhiên cho thấy sự lựa chọn về các nhãn hiệu như sau. Có thể kết luận sự ưa chuộng của khách hàng về 4 giảI khát là như nhau được không ở mức ý nghĩa 2,5%. Nhãn hiệu A B C D Số khách hàng 34 46 29 51 160 GT Ho (pi) 0,25 0,25 0,25 0,25 1 Ei=n.pi 40 40 40 40 (ni-Ei)2/Ei 0,90 0,90 3,03 3,03 7,85 164
VI.KIỂM ĐỊNH SỰ ĐỘC LẬP Giả sử có mẫu ngẫu nhiên gồm n quan sát, được phân nhóm kết hợp thành 2 tiêu thức: Phân nhóm theo tiêu Phân nhóm theo tiêu thức thứ nhất thức thứ hai 1 2 ... c  1 n11 n12 ... n1c R1 2 n21 n22 ... n2c R2 ... ... ... ... ... ... r nr1 nr2 ... nrc Rr  C1 C2 ... Cc n Giả thuyết H0: Tiêu thức 1 và tiêu thức 2 độc lập r c (nij  E ij )2 R iC j 2 Giá trị kiểm định:    , E ij  i 1 j 1 E ij n Bác bỏ H0:  2   ( r 1)( c 1), 2 165
VI.KIỂM ĐỊNH SỰ ĐỘC LẬP Ví dụ: Một nghiên cứu được thực hiện nhằm xem xét mối liên hệ giữa giới tính và sự ưa thích các nhãn hiệu nước giải khát, một mẫu ngẫu nhiên 2.425 người tiêu dùng với các nhãn hiệu nước giải khát được ưa thích như sau. Kiểm định giả thuyết không có mối liên hệ nào giữa giới tính và sự ưa thích nhãn hiệu nước giải khát ở mức ý nghĩa 0,5%. Giới tính Nhãn hiệu ưa thích Coca Pepsi 7Up Tổng (Ri) Nam 308 177 114 599 (200) (199) (200) Nữ 502 627 697 1826 (610) (605) (611) Tổng(Cj) 810 804 811 2425 2 = 129,83 166
www.nguyenngoclam.com

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

THÔNG TIN

TRỢ GIÚP

HỖ TRỢ KHÁCH HÀNG

Theo dõi chúng tôi

Chịu trách nhiệm nội dung:

Nguyễn Công Hà - Giám đốc Công ty TNHH TÀI LIỆU TRỰC TUYẾN VI NA

LIÊN HỆ

Địa chỉ: P402, 54A Nơ Trang Long, Phường 14, Q.Bình Thạnh, TP.HCM

Hotline: 093 303 0098

Email: support@tailieu.vn

Giấy phép Mạng Xã Hội số: 670/GP-BTTTT cấp ngày 30/11/2015 Copyright © 2022-2032 TaiLieu.VN. All rights reserved.