SMOP2
SMOP2 SMOP2
SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 106 Pierwsza hipoteza oznacza, »e klasykacja ze wzgledu na pierwszy czynnik nie ma wpªywu na warto±ci oczekiwane zmiennej x, druga oznacza, »e klasykacja ze wzgledu na drugi czynnik nie wpªywa na warto±ci oczekiwane zmiennej x a trzecia, »e efekt wspóªdziaªania obu czynników jest zaniedbywalny. Wprowadzamy oznaczenia: ¯x i·· ¯x·j· ≡ ≡ ¯x ij· ≡ 1 m ¯x··· ≡ c∑ m∑ x ijk j=1 k=1 r∑ m∑ x ijk i=1 k=1 m∑ x ijk k=1 1 r∑ c∑ m∑ x ijk i=1 j=1 k=1 1 c · m 1 r · m r · c · m Korzystajac z tych denicji mozemy przedstawi¢ dwuczynnikowa analize wariancji przy pomocy tabeli: ródªo SS DF MS F - statystyka zmienno±ci suma kwadratów stopnie swobody ±redni kwadrat testowa Czynnik 1 ∑ SS 1 = c · m r (¯x i·· − ¯x···) 2 r − 1 s 2 1 = SS1 i=1 (r−1) ∑ Czynnik 2 SS 2 = r · m c (¯x·j· − ¯x···) 2 c − 1 s 2 2 = SS2 Wspóªdz. j=1 (c−1) ∑ SS 3 = m m (¯x ij· − ¯x i·· − ¯x·j· + ¯x···) 2 (r − 1)(c − 1) s 2 3 = SS 3 k=1 Resztowe SS 4 = r ∑ Caªkowita SS 5 = r ∑ i=1 j=1 k=1 (r−1)(c−1) c∑ m∑ (x ijk − ¯x ij·) 2 rc(m − 1) s 2 e = SS4 c∑ i=1 j=1 k=1 rc(m−1) m∑ (x ijk − ¯x···) 2 rmc − 1 s 2 = SS5 (rmc−1) s 2 1 /s2 e s 2 2 /s2 e s 2 3 /s2 e Wiersz pierwszy (oznaczony czynnik 1 ) odpowiada testowaniu hipotezy H (1) 0 , wiersz drugi testowaniu hipotezy H (2) 0 a wiersz trzeci testowaniu hipotezy H (3) 0 . W ka»dym przypadku statystyka testowa rzadzona jest rozkªadem F Fishera-Snedecora o liczbie stopni licznika takiej jak liczba stopni swobody podana w danym wierszu a liczbie stopni swobody mianownika takiej jak dla wiersza nr 4 (czyli dla zmienno±ci resztowej). W ka»dym z tych trzech przypadków obszar krytyczny jest prawostronny.
SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 107 Poniewa» w ANOVA bardzo wa»na jest dokªadno±¢ rachunków wiec obliczenia sum kwadratów nie robi sie wg wzorów denicyjnych podanych w tabeli lecz zaleca sie stosowanie nastepujacego schematu rachunkowego: 1. Liczymy SS 1 , SS 2 , SS 4 i SS 5 wg wzorów podanych poni»ej a potem 2. Liczymy najbardziej niestabilna numerycznie sume SS 3 wg przepisu: ad 1.) SS 3 = SS 5 − (SS 1 + SS 2 + SS 4 ) SS 1 = SS 2 = SS 4 = SS 5 = ( ) c∑ 2 ( ) m∑ r∑ 2 c∑ m∑ x r∑ ijk x ijk j=1 k=1 i=1 j=1 k=1 − i=1 c · m n ( r∑ ) ( ) m∑ 2 r∑ 2 c∑ m∑ c∑ x ijk x ijk i=1 k=1 i=1 j=1 k=1 − j=1 r · m n ( m∑ ) 2 r∑ c∑ m∑ r∑ c∑ x ijk x 2 ijk − k=1 i=1 j=1 k=1 i=1 j=1 m ( ) r∑ 2 c∑ m∑ x r∑ c∑ m∑ ijk x 2 ijk − i=1 j=1 k=1 i=1 j=1 k=1 n gdzie n = r · c · m czyli n jest caªkowita liczba pomiarów. Wydaje sie rozsadnym zaczyna¢ analize od testowania hipotezy H (3) 0 , tzn. od sprawdzenia, czy mo»na zaniedba¢ wpªyw wspóªdziaªania obu czynników klasykacyjnych na warto±ci oczekiwane mierzonej zmiennej x. Je»eli mo»na przyja¢ te hipoteze, tj. nie ma podstaw do jej odrzucenia to mo»na dokªadniej oszacowa¢ wariancje resztowa, a wiec bardziej precyzyjnie wyznaczy¢ oba sprawdziany testu dla hipotezy H (1) 0 i H (2) 0 . W tym celu sumujemy SS 3 + SS 4 i po podzieleniu tej sumy przez nowa liczbe stopni sqobody: (r −1)(c−1)+rc(m−1) ≡ rmc−c−r +1 traktujemy ja jako nowa wariancje resztowa s 2. e
- Page 55 and 56: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 55 9.2 KONS
- Page 57 and 58: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 57 PRZYKŠA
- Page 59 and 60: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 59 gdzie co
- Page 61 and 62: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 61 l ≡ ln
- Page 63 and 64: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 63 z warto
- Page 65 and 66: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 65 ( ) [
- Page 67 and 68: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 67 T n (θ)
- Page 69 and 70: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 69 Jest to
- Page 71 and 72: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 71 11.2 Sch
- Page 73 and 74: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 73 11.3 HIP
- Page 75 and 76: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 75 11.3.2 W
- Page 77 and 78: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 77 11.4 HIP
- Page 79 and 80: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 79 11.5 TES
- Page 81 and 82: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 81 11.5.2 T
- Page 83 and 84: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 83 Po wylic
- Page 85 and 86: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 85 11.5.4 W
- Page 87 and 88: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 87 11.6 TES
- Page 89 and 90: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 89 gdzie y
- Page 91 and 92: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 91 Brzeg le
- Page 93 and 94: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 93 UWAGA: W
- Page 95 and 96: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 95 11.6.5 W
- Page 97 and 98: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 97 11.7 HIP
- Page 99 and 100: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 99 11.8 ANA
- Page 101 and 102: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 101 gdzie E
- Page 103 and 104: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 103 SS = SS
- Page 105: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 105 11.9 AN
- Page 109 and 110: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 109 11.10 T
- Page 111 and 112: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 111 le»na
- Page 113 and 114: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 113 UWAGA:
- Page 115 and 116: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 115 11.10.2
- Page 117 and 118: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 117 Po uwzg
- Page 119 and 120: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 119 Wspóª
- Page 121 and 122: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 121 11.10.4
- Page 123 and 124: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 123 W drugi
- Page 125 and 126: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 125 11.10.5
- Page 127 and 128: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 127 • Sur
- Page 129 and 130: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 129 co wg w
- Page 131 and 132: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 131 WSPÓŠ
- Page 133 and 134: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 133 ad (1)
- Page 135 and 136: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 135 Wida¢,
- Page 137 and 138: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 137 która
- Page 139 and 140: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 139 Porówn
- Page 141 and 142: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 141 zwieksz
- Page 143 and 144: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 143 12.3 GE
- Page 145 and 146: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 145 kwadrat
- Page 147 and 148: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 147 Z denic
- Page 149 and 150: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 149 Dystryb
- Page 151 and 152: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 151 UWAGA:
- Page 153 and 154: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 153 Zmienna
- Page 155 and 156: SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 155 12.4 MO
SMOP-2 B.Kamys: 2007/08 106<br />
Pierwsza hipoteza oznacza, »e klasykacja ze wzgledu na pierwszy czynnik nie ma wpªywu<br />
na warto±ci oczekiwane zmiennej x, druga oznacza, »e klasykacja ze wzgledu na drugi<br />
czynnik nie wpªywa na warto±ci oczekiwane zmiennej x a trzecia, »e efekt wspóªdziaªania<br />
obu czynników jest zaniedbywalny.<br />
Wprowadzamy oznaczenia:<br />
¯x i··<br />
¯x·j·<br />
≡<br />
≡<br />
¯x ij· ≡ 1 m<br />
¯x···<br />
≡<br />
c∑ m∑<br />
x ijk<br />
j=1 k=1<br />
r∑ m∑<br />
x ijk<br />
i=1 k=1<br />
m∑<br />
x ijk<br />
k=1<br />
1 r∑ c∑ m∑<br />
x ijk<br />
i=1 j=1 k=1<br />
1<br />
c · m<br />
1<br />
r · m<br />
r · c · m<br />
Korzystajac z tych denicji mozemy przedstawi¢ dwuczynnikowa analize wariancji<br />
przy pomocy tabeli:<br />
ródªo SS DF MS F - statystyka<br />
zmienno±ci suma kwadratów stopnie swobody ±redni kwadrat testowa<br />
Czynnik 1<br />
∑<br />
SS 1 = c · m r (¯x i·· − ¯x···) 2 r − 1 s 2 1 = SS1<br />
i=1<br />
(r−1)<br />
∑<br />
Czynnik 2 SS 2 = r · m c (¯x·j· − ¯x···) 2 c − 1 s 2 2 = SS2<br />
Wspóªdz.<br />
j=1<br />
(c−1)<br />
∑<br />
SS 3 = m m (¯x ij· − ¯x i·· − ¯x·j· + ¯x···) 2 (r − 1)(c − 1) s 2 3 = SS 3<br />
k=1<br />
Resztowe SS 4 = r ∑<br />
Caªkowita SS 5 = r ∑<br />
i=1 j=1 k=1<br />
(r−1)(c−1)<br />
c∑ m∑<br />
(x ijk − ¯x ij·) 2 rc(m − 1) s 2 e = SS4<br />
c∑<br />
i=1 j=1 k=1<br />
rc(m−1)<br />
m∑<br />
(x ijk − ¯x···) 2 rmc − 1 s 2 = SS5<br />
(rmc−1)<br />
s 2 1 /s2 e<br />
s 2 2 /s2 e<br />
s 2 3 /s2 e<br />
Wiersz pierwszy (oznaczony czynnik 1 ) odpowiada testowaniu hipotezy H (1)<br />
0 , wiersz drugi<br />
testowaniu hipotezy H (2)<br />
0 a wiersz trzeci testowaniu hipotezy H (3)<br />
0 .<br />
W ka»dym przypadku statystyka testowa rzadzona jest rozkªadem F Fishera-Snedecora<br />
o liczbie stopni licznika takiej jak liczba stopni swobody podana w danym wierszu a liczbie<br />
stopni swobody mianownika takiej jak dla wiersza nr 4 (czyli dla zmienno±ci resztowej).<br />
W ka»dym z tych trzech przypadków obszar krytyczny jest prawostronny.