Математическое моделирование в геологии. Ворошилов В.Г. - 42 стр.

UptoLike

ВУЗ: 

ТПУ | Томск

Составители: 

Рубрика: 

42
где N=
∑
=
k
i
i
n
1
; y
i
=
S
xx
i
−
;
i
x
=
∑
=
i
n
j
ij
i
x
n
1
1
;
x
=
∑
=
⋅
k
i
ii
xn
N
1
1
=
∑∑
= =
k
i
n
j
ij
i
x
N
1 1
1
; S
2
=
∑
=
⋅−
−
k
i
i
i
Sn
kN
1
2
)1(
1
;
S
2
i
=
∑
=
−
−
i
n
j
iij
xx
n
1
2
)(
1
1
.
Критическое значение t
q
,
N-2
берется из таблицы
распределения Стьюдента для заданного уровня значимости и
числа степеней свободы N - 2. Если хотя бы одно из вычисленных
значений t
i
превысит табличное, гипотеза Н
0
отвергается.
Если дисперсии нельзя признать равными, можно
воспользоваться критерием ν :
ν =
∑
=
⋅−
k
i
i
ii
S
nxx
1
2
2
)(
(39)
Обозначения те же, что в (38). Если вычисленное значение ν
превысит табличное значение χ
2
q,k-1
взятое из таблиц χ
2
-
распределения, то гипотеза о равенстве k средних отвергается. В
противном случае гипотеза Н
0
принимается как не
противоречащая выборочным данным.
Если распределение логнормально, то при равенстве
дисперсий логарифмов, гипотезу о равенстве математических
ожиданий случайных величин можно свести к гипотезе о
равенстве математических ожиданий их логарифмов и
использовать вышеприведенные критерии.
Если дисперсии логарифмов не равны, то дальнейшую
проверку следует прекратить, так как параметрических критериев
для такого случая не существует. В такой ситуации можно
воспользоваться более общими непараметрическими (не
чувствительными к виду распределения) критериями, например,
критерием Краскла-Уэллиса или Пури-Сена-Тамуры (17).
Критерий Краскла-Уэллиса является непараметрическим
аналогом однофакторного дисперсионного анализа. Он позволяет

Страницы