Таблица 1 — Процедура определения объема выборок по номограмме Ларсона (рисунок 2)
Нулевая гипотеза |
Заданное значение |
Прямая линия 1 из точки р0 в точку |
Прямая линия 2 из точки р' в точку |
Но: р > р0 |
Р'<Ро |
а |
1 - р |
Но: р<р0 |
Р'>Ро |
1 — а |
р |
Нр' Р =Ро |
Р'>Ро |
1 — а/2 |
р |
Нр' Р =Ро |
Р'<Р0 |
а/2 |
1 -р |
Точка пересечения прямых линий 1 и 2, указанных в таблице 1, дает значения С/ 0(Со0)на шкале х. Если х — не целое число, его следует округлить до ближайшего целого числа.
Сравнение двух пропорций
Процедура проверки гипотез
Процедуры проверки для нулевых гипотез:
Н0:P-І - Р2’
Н0: Pl - Р2’
Н0: Pl = Р2’
где Pi — доля (пропорция) целевых элементов в совокупности 1, а р2— доля (пропорция) целевых элементов в совокупности 2, описаны в формах С-1 — С-3 (8.3). Эти процедуры можно использовать для анализа независимости двух атрибутов (дихотомических характеристик) элементов совокупности.
Оперативные характеристики
Предположения:
для одностороннего критерия Но: р^< р2 мощность (1 — р) определяют для заданной пары пропорций pi и р2, где р1> р2;
для проверки гипотез используют две выборки одного и того же объема, то есть п1= п2= п.
Если а — уровень значимости, то достаточно точное приближенное значение мощности может быть получено обратным преобразованием по [1]:
1 —р =ф(г —ц1_а),
где Ф— функция распределения стандартного нормального распределения; и-) _ а— квантиль стандартного нормального распределения уровня (1 — а);
z = 72л | arcsiл— (1/ 2п) — arcsiпJp2— (1/ 2п)
Это приближение может также использоваться и для двустороннего критерия Но р1 = р2 с альтернативной гипотезой Ну. р1 > р2, если а заменить в формуле на а/2.
Определение объема выборки п
Если объемы выборокл1 и п2 не заданы, их минимальные значения должны быть выбраны такими, чтобы мощность критерия была не менее (1 —Р), а уровень значимости — не менее а.
Предполагается, что нулевая гипотеза является односторонней Но: р1 < р2. Однако приведенные процедуры применимы также для двустороннего критерия Но: р^ = р2 с альтернативной гипотезой /-/1 : р1 > р2, если заменить а на а/2.
Точные значения объема выборок приведены в таблицах 5и6 и в [2] для выбранных значений а ир. Эти таблицы предполагают, что объемы выборок равны, т.е. п = л1 = п2
Для сочетаний а, pvр2 и (1 — Р), не приведенных в таблицах 5 и 6, может использоваться следующее приближение, которое учитывает неравные объемы выборок, однако необходимо, чтобы отношение г объемов выборок п^/п2 было выбрано заранее.
л
Рі)+ р2(1
2 = n-i/r;U-l-a Т)Гр + р ТРдіЇЇ г(Рі — Р2)2
7;-ГР1 +Р2.
q = 1—р.
Формы
Для простоты применения форм необходимо отметить квадратики, представляющие активизированную часть формы, а затем выполнить необходимые действия, вводя необходимые данные.
Формы А. Доверительный интервал для пропорции р
ФормаА-1 — Одностороннийдоверительныйинтервалсверхнейграницейдляпропорциир
Характеристика:
Процедура определения:
Элементы:
Критерий для идентификации целевых элементов:
Примечания:
Выбранный уровень доверия 1 — а =
Объем выборки п =
Число целевых элементов в выборке X =
Определение границы доверительного интервала
Процедура для п < ЗО I—I
Случай х = п LI
Ри, о = 1
Случай х < л 1-І
По таблице 2 для известных значений п, Х= х и q = (1 — а) определяют
Ри,0= Г1-а <л’х) =
Процедура для п > 30 О
Случай х = 0 □
Р0,о = 1-«1/п =
Случай х = n I I
Ри, О = 1
Случай 0 < х < л LI
По таблице 3 для q = (1 — а) определяют л1 _ а =
Значение d, соответствующее выбранному уровню доверия, определяютпо следующей таблице.
1 — а |
0,90 |
0,95 |
0,99 |
d |
0,411 |
0,677 |
1,353 |
Ри,0 = Р* + (1 — 2P*W I (П + 1) + "1 - a л/Р* (1~ Р* )[1 —С//(П + 1)]/(Л + 1) = где рх = (х + 1 )/(л + 1 ).
Результат (искомый доверительный интервал):
Р—Ри,о
=
Форма А-2. Односторонний доверительный интервал с нижней границей для пропорции р
Характеристика:
Процедура определения:
Элементы:
Критерий для идентификации целевых элементов:
Примечания:
Выбранный уровень доверия 1 — а =
Объем выборки п =
Ч
0,90
0,95
0,99
0,411
0,677
1,353
Pl,о = Р* + (1 — 1234Р* У / (п + 1) — и1 _ а 7 рД1 — р,)[1 — с/ / (л + 1)] / (л + 1) =
где р* = х/(п + 1 ).
Результат (искомый доверительный интервал):
Р^Р/,о =Форма A-З. Двусторонний доверительный интервал для пропорции р
Характеристика:
Процедура определения:
Элементы:
Критерий для идентификации целевых элементов:
Примечания:
Выбранный уровень доверия 1 — а =
Объем выборки п =
Число целевых элементов в выборке X =
Определение границ доверительного интервала
Процедура для п < ЗО I—I
Определение верхней границы доверительного интервала:
Случай х = п 1-І
Ри, t = 1
Случай х < п 1-І
По таблице 2 для известных значений п, Х= х и q = (1 — а/2) определяют
Ри, t=T1- а/2 ("> X) =
Определение нижней границы доверительного интервала:
Случай х = 0 П
Случай х > 0 □
По таблице 2 для известных значений п, Х= п — х и q = (1 — а/2) определяют:
1 - а/2 п — X) =
Pl,t = ' — Т^_аІ2(п,п — х) =
Процедура для л > 30 О
Определение верхней границы доверительного интервала:
Случай х = 0 I I
Ри f=1-(0/2)1/" =
Случай х = л □
P°’f=1 1-і
Случай 0 < х < л О
По таблице 3 для q = (1 — а/2) определяют и1 _ а/2 =
Значение d, соответствующее выбранному уровню доверия, определяютпо следующей таблице.
1 — а |
0,90 |
0,95 |
0,99 |
d |
0,677 |
0,960 |
1,659 |
Ри, t =Р* + (1 — 2Р* )^ / (л + 1) + U1 _ а/2 V Р* (1 — Р* )[1 — d / (л + 1)] / (л + 1) = где р„ = (X + 1 )/(л + 1).
Определение нижней границы доверительного интервала:
Случай х = О
Pl, t = 0□
Случай х = л
Р/, f = (а/2)1/" = □
Случай 0 < х < л
По таблице 3 для q = (1 — а/2) определяют а1 _ а/2 -Значен ие с/, соответствующее выбранному уровню доверия, определяютпо следующей таблице.
1 — а |
0,90 |
0,95 |
0,99 |
d |
0,677 |
0,960 |
1,659 |
Pl,t = Р* + (56 — 7Р^ / (п + 1) + и1 _ а/2 л/р*(1 —р* )[1 —+ 1)]/(л+ 1) =
где р* = х/(п + 1).
Результаты (искомый доверительный интервал):
Pl,t =
Ри, t ~
Pl,t^P^Pu,t-
8.2 Формы В. Сравнение пропорции р с заданным значением р0
Форма В-1. Сравнениепропорциирсзаданнымзначениемр0дляодностороннегокритерия Но: р > р0
Характеристика:
Процедура определения:
Элементы:
Критерий для идентификации целевых элементов:
Примечания:
Данное значение р0 =
Выбранный уровень значимости а =
Объем выборки п =
Число целевых элементов в выборке X =
Процедура проверки гипотез
I Критические значения известны (см. 7.2.1) Q
с/, о =
Результат проверки гипотезы:
Гипотеза Hq отклонена
Гипотеза Hq не отклонена
Определение критических значений
С/ 0 — наименьшее неотрицательное целое число х, для которого процедура проверки гипотез по форме В-1 (II) не ведет к отклонению гипотезы Hq. Значение С/ 0 определяют методом итераций путем повторного применения формы В-1 (II) с различными значениями х, пока не будут найдены такие два значения х, которые отличаются друг от друга на 1, и при этом одно из значений приводит к отклонению нулевой гипотезы Но, а другое значение приводит к неотклонению нулевой гипотезы /708). Начальное значение хстарт может быть получено следующим образом.
В качестве %*9) принимают значение пр0, округленное до ближайшего целого числа Pl, olx = x* =(Pl, olx = x* определяют по 8.1.2, форма А-2)
хстарт = значение npj 0|х = округленное до ближайшего целого числа =
Интерпретация результатов проверки гипотез по форме В-1 (II): для х < Ci 0 — 1 = гипотезу Hq отклоняют;
ДЛЯ X > Cj 0= гипотезу Hq отклоняют
Результат: С, 0=
Критическое значение (или одно из критических значений) может не существовать для некоторых значений р0 и/или для очень маленьких объемов выборок п.
2) х* — вспомогательная величина для нахождения хст
8.2.2 Форма В-2. Сравнение пропорции рс заданным значением р0 для одностороннего критерия сН0:р< р0
Характеристика:
Процедура определения:
Элементы:
Критерий для идентификации целевых элементов:
Примечания:
Заданное значение р0 =
Выбранный уровень значимости а =
Объем выборки п =
Число целевых элементов в выборке X =
Процедура проверки гипотез
II Критические значения неизвестны 1_1
Случай х <роп Q
Гипотезу Но не отклоняют.
Случай х > р0п ГП
Процедура для п < 30 Q
По 8.1.2 (форма А-2) определяют одностороннюю нижнюю доверительную границу для л, х и уровня доверия (1 — а)
Р/,о =
Гипотезу Hq ОТКЛОНЯЮТ, если Pl Q > р0, в противном случае гипотезу не отклоняют.
Процедура для п > 30 - Случай х = п
P
[см. 8.1.2 Ь)2)].
i,o= ^1п =Гипотезу Hq ОТКЛОНЯЮТ, если Pl Q > Pq, в противном случае гипотезу не отклоняют.
- Случай 0 < х < л | |
По таблице 3 для q = (1 — а) определяют и< _ „ =
I хЛ10
и2 = 2 V х(1 — До) — УІІП — Х + 1)до
Гипотезу Hq отклоняют, если л2 > и1 _ а, в противном случае гипотезу не отклоняют.
Результат проверки гипотезы:
Гипотеза Но отклонена
Гипотеза Но не отклонена
Определение критических значений
Со, Q — наибольшее целое число х, для которого процедура проверки гипотез по форме В-2 (II) не ведет К отклонению нулевой гипотезы. Значение Си о определяют методом итераций путем повторного применения формы В-2 (II) с различными значениями х, пока не будут найдены такие два значения, которые отличаются друг от друга на 1, и при этом одно из значений приводит к отклонению нулевой гипотезы Но, а другое значение приводит к неотклонению нулевой гипотезы /701). Начальное значение ХСтарт может быть получено следующим образом
В качестве х*11) принимают лр0, округленное до ближайшего целого числа: Ри, olx = x*= (Pu,olx = x* определяют по 8.1.1, форма А-1)
хСтарт = значение при0|х = х*, округленное до ближайшего целого числа.
Интерпретация результатов проверки гипотез по форме В-2 (II): для х < Си о = гипотезу Но не отклоняют;
ДЛЯ X > С и Q + 1 = гипотезу Hq отклоняют
Результат:
Си, о _
8.2.3 Форма В-3. Сравнение пропорции р с данным значением р0 для двустороннего критерия "о- Р = Ро
Характеристика:
Процедура определения:
Элементы:
Критерий для идентификации целевых элементов: