Giáo trình Thống kê trong kinh doanh (Phần 2)
CHƯƠNG 5
KIỂM ĐỊNH
Ở chương 4, chúng ta đã nghiên cứu về điều tra chọn mẫu với mục đích thường là
suy rộng trung bình, tỷ lệ theo một tiêu thức nào đó của tổng thể mẫu thành tham số tương
ứng của tổng thể chung. Chương tiếp theo sẽ nói về cách sử dụng các thống kê của mẫu để
kiểm định giả thiết về tổng thể chung, đó là một vấn đề quan trọng của thống kê. Kiểm định
giả thiết bắt đầu từ giả thiết về một tham số của tổng thể chung, sau đó tiến hành chọn mẫu,
tính toán các chỉ tiêu mẫu và sử dụng thông tin để xác định xem giả thiết về tham số của
tổng thể chung có đúng hay không.
Chẳng hạn, khi đưa ra giả thiết về số trung bình của tổng thể chung bằng một giá trị
nào đó, để kiểm tra lại giả thiết đó ta thu thập các số liệu mẫu và xác định sự chênh lệch giữa
giá trị giả thiết và giá trị tính được từ mẫu, sau đó đánh giá xem sự chênh lệch đó là có ý
nghĩa hay không. Mức chênh lệch càng nhỏ giả thiết của chúng ta càng có khả năng đúng;
mức chênh lệch càng lớn, khả năng đúng càng thấp. Nhưng thường thì mức chênh lệch giữa
giá trị giả thiết và giá trị thực tế của mẫu không lớn đến mức ta có thể bác bỏ ngay giả thiết
ban đầu và cũng không nhỏ đến mức ta có thể chấp nhận ngay giả thiết đó. Do đó, khi tiến
hành kiểm định giả thiết (tiến hành những quyết định có ý nghĩa nhất trong cuộc sống thực
tế) thì những giải pháp hoàn toàn rõ ràng là những trường hợp ngoại lệ, không phổ biến.
Một thí dụ như sau: Kết cấu của một tổ hợp nhà thi đấu thể thao ở một thành phố do
một Công ty thiết kế các công trình kiến trúc lớn CT đảm nhiệm. Theo kết cấu đó cần
khoảng 10.000 tấm nhôm dầy 0,15cm. Các tấm nhôm này không được phép dầy hơn 0,15cm
vì kết cấu không chịu được trọng lượng thừa đồng thời chúng cũng không được mỏng hơn
0,15cm vì khi đó mái lợp sẽ không đủ độ vững chắc. Do vậy mà CT tiến hành kiểm tra
những tấm nhôm rất cẩn thận. CT không muốn phải kiểm tra từng tấm mà chỉ chọn mẫu 100
tấm. Những tấm nhôm trong mẫu có độ dầy trung bình là 0,153cm. Từ kinh nghiệm làm việc
với chính người cung cấp tấm lợp này trước kia, CT biết rằng độ lệch tiêu chuẩn về độ dầy
của các tấm lợp là 0,015cm. Trên cơ sở các số liệu đó, CT cần đi đến kết luận là 10.000 tấm
lợp có thích hợp với công trình không. Phương pháp kiểm định giả thiết sẽ giúp cho CT
quyết định cần từ chối hay chấp nhận lô tấm lợp đó.
1. Một số vấn đề chung về kiểm định
1.1. Giả thiết thống kê.
Giả thiết thống kê là giả thiết về một vấn đề nào đó của tổng thể chung. Đó là các giả
thiết về dạng của phân phối xác suất; về các tham số như trung bình, tỷ lệ, phương sai; về
113
THỐNG KÊ TRONG KINH DOANH
Chương 5 – Kiểm định
tính độc lập.... Thí dụ như: phương pháp điều trị A chữa khỏi 90% bệnh nhân ; tuổi thọ của
hai loại bóng đèn A và B là như nhau ; kết quả của 3 phương pháp là khác nhau hay một
tổng thể chung nào đó có phân phối chuẩn....
Giả thiết mà ta muốn kiểm định gọi là “giả thiết không” và ký hiệu là H0. Giả thiết
đối lập với nó được gọi là giả thiết đối (hay giả thiết thay thế) và được ký hiệu là H1. Vấn đề
đặt ra là: chúng ta bác bỏ hay chấp nhận một giả thiết bằng cách nào.
Giả thiết thống kê có thể được trình bày dưới nhiều dạng khác nhau. Tuỳ theo dạng
của các giả thiết này mà có thể lựa chọn và áp dụng kiểm định hai phía hay kiểm định một
phía :
- Kiểm định 2 phía là bác bỏ giả thiết
H0 khi tham số đặc trưng của mẫu cao
hơn hoặc thấp hơn so với giá trị của giả
thiết về tổng thể chung. Kiểm định 2 phía
Miền chấp nhận
có 2 miền bác bỏ, biểu hiện ở hình 1.1.
Thí dụ: Giả thiết H0 : μ = μ0
Giả thiết H1 : μ ≠ μ0
Miền bác bỏ
Hình 1.1
- Kiểm định phía trái là bác bỏ giả
thiết H0 khi tham số đặc trưng của mẫu
nhỏ hơn một cách đáng kể so với giá trị
của giả thiết H0. Miền bác bỏ nằm ở phía
trái của đường phân phối, biểu hiện ở
hình 1.2
Thí dụ: Giả thiết H0 : μ = μ0
Miền bác bỏ
Giả thiết H1 : μ < μ0
Hình 1.2
- Kiểm định phía phải là bác bỏ giả
thiết H0 khi tham số đặc trưng của mẫu
lớn hơn một cách đáng kể so với giá trị
của giả thiết H0. Miền bác bỏ nằm ở phía
phải của đường phân phối, biểu hiện ở
hình 1.3
Thí dụ: Giả thiết H0 : μ = μ0
Miền bác bỏ
Giả thiết H1 : μ > μ0
Hình 1.3
1.2. Sai lầm và mức ý nghĩa trong kiểm định.
114
THỐNG KÊ TRONG KINH DOANH
Chương 5 – Kiểm định
Trong khi phải lựa chọn giữa hai giả thiết H0 và H1 ta có thể mắc phải hai loại sai
lầm: Sai lầm loại 1 là bác bỏ giả thiết H0 khi nó đúng; ngược lại, thừa nhận H0 khi nó sai là
sai lầm loại 2. Một kiểm định thống kê lý tưởng là kiểm định làm cực tiểu cả sai lầm loại 1
và sai lầm loại 2, nhưng không bao giờ tồn tại một kiểm định lý tưởng như vậy. Nếu chúng
ta làm giảm sai lầm loại 1 thì sẽ làm tăng sai lầm loại 2 và ngược lại. Có 4 khả năng có thể
xảy ra thể hiện trong bảng sau:
Kết luận
Chấp nhận H0
Bác bỏ H0 nhận H1
Thực tế
H0 đúng
H0 sai
Kết luận đúng
sai lầm loại 2
Sai lầm loại 1
Kết luận đúng
Xác suất của việc mắc sai lầm loại 1 gọi là mức ý nghĩa, được ký hiệu là α. Xác suất
mắc sai lầm loại 2 được ký hiệu là β. Trị số 1 - β được gọi là lực lượng của kiểm định. Lực
lượng của kiểm định là xác suất bác bỏ H0 khi H0 sai. Giữa α và β cũng có mối liên hệ tương
tự như mối liên hệ giữa hai loại sai lầm. Xác suất mắc sai lầm loại này có thể giảm đi nếu
tăng xác suất mắc sai lầm loại kia. Sử dụng mối liên hệ này để ra quyết định cần chọn mức ý
nghĩa thích hợp trên cơ sở xem xét những chi phí mất mát sẽ xảy ra đối với cả hai loại sai
lầm.
Chẳng hạn, nếu mắc sai lầm loại 1 thì sẽ phải trả lại lô tấm lợp (ở thí dụ trên) và phải
mất chi phí để xử lý lại lô tấm lợp đó mà lẽ ra được chấp nhận. Còn nếu mắc sai lầm loại 2
thì sẽ dẫn đến mất an toàn cho hàng ngàn người tới nhà thi đấu thể thao. Rõ ràng người ta dễ
nghiêng về phía sai lầm loại 1 hơn so với sai lầm loại 2, có nghĩa là chọn mức ý nghĩa cho
kiểm định cao để có β thấp. Nhưng ngược lại, nếu mắc sai lầm loại 1 sẽ dẫn đến việc phải
tháo rời toàn bộ một động cơ hoàn chỉnh tại nhà máy, và mắc sai lầm loại 2 sẽ chỉ dẫn đến
phải tiến hành một số sửa chữa bảo hành không đắt lắm, thì nhà sản xuất sẽ nghiêng về phía
sai lầm loại 2, thà mắc sai lầm loại 2 còn hơn mắc sai lầm loại 1 và do đó sẽ chọn mức ý
nghĩa kiểm định thấp.
Thông thường α được lấy là 0,01 ; 0,02 ; 0,05 hoặc 0,10. Từ mức ý nghĩa kiểm định
α có thể xác định miền bác bỏ giả thiết H0 và miền thừa nhận.
1.3. Tiêu chuẩn kiểm định.
Tiêu chuẩn kiểm định là quy luật phân phối xác suất nào đó được dùng để kiểm định.
Trong tập hợp các kiểm định thống kê có cùng mức ý nghĩa α (tức là có xác suất mắc sai lầm
loại 1 như nhau), kiểm định nào có xác suất mắc sai lầm loại 2 nhỏ nhất sẽ được xem là “tốt
nhất”. Vì vậy sau khi chọn mức ý nghĩa của kiểm định, việc tiếp theo là lựa chọn dạng phân
phối thích hợp. Tuỳ thuộc vào giả thiết thống kê cần kiểm định mà người ta có thể sử dụng
một số quy luật phân phối thông dụng như: quy luật phân phối chuẩn, phân phối T-Student,
phân phối χ2, phân phối Fisher...
1.4. Các bước tiến hành một kiểm định giả thiết thống kê.
115
THỐNG KÊ TRONG KINH DOANH
Chương 5 – Kiểm định
Để tiến hành một kiểm định giả thiết thống kê cần thực hiện tuần tự các bước sau:
+ Phát biểu giả thiết H0 và giả thiết đối H1.
+ Định rõ mức ý nghĩa α (xác suất mắc sai lầm loại 1)
+ Chọn tiêu chuẩn kiểm định.
+ Tính giá trị của tiêu chuẩn kiểm định từ mẫu quan sát.
+ Kết luận bác bỏ hay chấp nhận H0 tuỳ theo giá trị của tiêu chuẩn kiểm định rơi vào
miền bác bỏ hay chấp nhận. Cụ thể :
- Nếu giá trị của tiêu chuẩn kiểm định thuộc miền bác bỏ: H0 sai, bác bỏ giả thiết H0 ,
thừa nhận H1.
- Nếu giá trị của tiêu chuẩn kiểm định thuộc miền chấp nhận: Trong trường hợp này
không nên hiểu rằng H0 hoàn toàn đúng mà chỉ nên hiểu rằng qua mẫu cụ thể này chưa đủ cơ
sở để bác bỏ H0, cần nghiên cứu thêm.
2. Kiểm định và so sánh số trung bình
Nội dung phần này đề cập đến một số vấn đề: Kiểm định giả thiết về giá trị trung bình
của một tổng thể chung; so sánh hai giá trị trung bình của hai tổng thể chung và so sánh
nhiều trung bình thuộc nhiều tổng thể chung.
2.1. Kiểm định giả thiết về giá trị trung bình của một tổng thể chung.
Giả sử lượng biến của tiêu thức X trong tổng thể chung phân phối theo theo quy luật
chuẩn với trung bình (kỳ vọng) là μ và phương sai là σ2. Ký hiệu: N (μ,σ2).Ta chưa biết μ,
nhưng nếu có cơ sở để giả thiết rằng nó bằng μ0, ta đưa ra giả thiết thống kê H0 : μ = μ0.
Để kiểm định giả thiết này, từ tổng thể chung ta tiến hành điều tra chọn mẫu ngẫu
nhiên n đơn vị và tính được trung bình mẫu là x.
Để chọn tiêu chuẩn kiểm định thích hợp, ta xét các trường hợp sau:
2.1.1 Phương sai của tổng thể chung σ2 đã biết.
Tiêu chuẩn kiểm định được chọn là thống kê Z :
x −μ 0
)
n
Z =
(5.1)
σ
Nếu giả thiết H0 đúng, ta có :
(
x −μ 0
)
n
x −μ
)
n
Z =
=
σ
σ
Đại lượng Z phân phối theo quy luật chuẩn hoá N(0,1). Từ đó tuỳ thuộc vào dạng của
giả thiết đối H1 mà miền bác bỏ được xây dựng theo các trường hợp sau:
Kiểm định phía phải: Giả thiết H0: μ = μ0
116
THỐNG KÊ TRONG KINH DOANH
Chương 5 – Kiểm định
H1: μ > μ0
Với mức ý nghĩa của kiểm định α cho trước, ta tra bảng N(0,1) tìm được Z0,5 - α
Nếu Z > Z0,5 - α , ta bác bỏ giả thiết H0, nhận H1 .
.
.
Kiểm định phía trái: Giả thiết H0: μ = μ0
H1: μ < μ0
Với mức ý nghĩa của kiểm định α cho trước, ta tra bảng N(0,1) tìm được Z0,5 - α
Nếu Z < - Z0,5 - α hay Z > Z0,5 - α ; ta bác bỏ giả thiết H0, nhận H1 .
Kiểm định hai phía : Giả thiết H0: μ = μ0
H1: μ ≠ μ0
Với mức ý nghĩa của kiểm định α cho trước, ta tra bảng N(0,1) tìm được Z0,5 - α/2
Nếu Z > Z0,5 - α/2 ; ta bác bỏ giả thiết H0, nhận H1 .
.
2.1.2 Phương sai của tổng thể chung σ2 chưa biết, mẫu lớn (n ≥ 30).
Trong trường hợp này ta vẫn dùng tiêu chuẩn kiểm định như trên, trong đó độ lệch
tiêu chuẩn σ được thay bằng độ lệch tiêu chuẩn mẫu .
(
x − μ0
)
n
Z =
(5.2)
s
Trong đó : s là độ lệch tiêu chuẩn mẫu
Theo định lý giới hạn trung tâm, đại lượng Z có phân phối xấp xỉ chuẩn, cho dù
tổng thể chung có phân phối như thế nào. Và cũng tương tự như trên, tuỳ thuộc vào giả
thuyết đối H1 mà miền bác bỏ được xây dựng theo các trường hợp sau:
Kiểm định phía phải: Giả thiết H0: μ = μ0
H1: μ > μ0
Với mức ý nghĩa của kiểm định α cho trước, ta tra bảng N(0,1) tìm được Z0,5 - α
Nếu Z > Z0,5 - α , ta bác bỏ giả thiết H0, nhận H1 .
.
.
Kiểm định phía trái: Giả thiết H0: μ = μ0
H1: μ < μ0
Với mức ý nghĩa của kiểm định α cho trước, ta tra bảng N(0,1) tìm được Z0,5 - α
Nếu Z < - Z0,5 - α hay Z > Z0,5 - α ; ta bác bỏ giả thiết H0, nhận H1 .
Kiểm định hai phía : Giả thiết H0: μ = μ0
H1: μ ≠ μ0
117
THỐNG KÊ TRONG KINH DOANH
Chương 5 – Kiểm định
Với mức ý nghĩa của kiểm định α cho trước, ta tra bảng N(0,1) tìm được Z0,5 - α/2
Nếu Z > Z0,5 - α/2 ; ta bác bỏ giả thiết H0, nhận H1 .
.
Thí dụ 1:
Một công ty có hệ thống máy tính có thể xử lý 1200 hoá đơn trong 1 giờ. Công ty
mới nhập một hệ thống máy tính mới. Hệ thống này khi chạy kiểm tra trong 40 giờ cho thấy
số hoá đơn được xử lý trung bình trong 1 giờ là 1260 với độ lệch tiêu chuẩn là 215. Với mức
ý nghĩa 5% hãy nhận định xem hệ thống mới có tốt hơn hệ thống cũ hay không?
Ta cần kiểm định giả thiết:
H0 : μ = 1200 (Hệ thống mới tốt bằng hệ thống cũ)
H1 : μ > 1200 (Hệ thống mới tốt hơn hệ thống cũ)
Đây là bài toán kiểm định giả thiết về giá trị trung bình của tổng thể chung khi chưa
biết phương sai tổng thể chung nhưng mẫu lớn, kiểm định phải, tiêu chuẩn kiểm định được
chọn là công thức 5.2; kết quả như sau:
(
1260 −1200 40
)
Z =
= 1,76
215
Tra bảng : Z0,5 - α = Z0,5 - 0,05 = Z0,45 = 1,64
Ta thấy : Z > Z0,5 - α nên bác bỏ H0 và kết luận hệ thống mới tốt hơn hệ thống cũ ở
mức ý nghĩa 0,05.
Cách tra bảng :
Z = ? khi α = 0.05
0.5 - 0.05 = 0.45
Z
.05
.06
.04
1.6
.4505
.4495
.5515
.5608
α = .05
1.7 .5591
1.8 .5671
.5599
.5678
.5686
.5750
0 1.645
Z
Giá trị tới hạn
1.9
.5738
.5744
Z = 1.645
Thí dụ 2:
Một nhà máy sản xuất săm lốp ô tô tuyên bố rằng tuổi thọ trung bình một chiếc lốp
ôtô của họ là 30.000 dặm. Cơ quan giám định chất lượng nghi ngờ lời tuyên bố này đã kiểm
118
THỐNG KÊ TRONG KINH DOANH
Chương 5 – Kiểm định
tra 100 chiếc lốp và tìm được trung bình mẫu là 29000 dặm với độ lệch tiêu chuẩn là 5000
dặm. Với mức ý nghĩa 0,05 cơ quan giám định có bác bỏ được lời quảng cáo của nhà máy
trên không ?
Trong trường hợp này cơ quan kiểm định nghĩ rằng tuổi thọ trung bình của một
chiếc lốp ôtô không phải là 30.000 dặm, giả thiết cần kiểm định là:
H0 : μ = 30000
H1 : μ < 30000
Đây là bài toán kiểm định giả thiết về giá trị trung bình của tổng thể chung khi chưa
biết phương sai tổng thể chung nhưng mẫu lớn, kiểm định trái, tiêu chuẩn kiểm định được
chọn là công thức 5.2; kết quả như sau:
(
29000 − 30000 100
)
Ta có: Z =
= −2
5000
Tra bảng : Z0,5 - α = Z0,5 - 0,05 = Z0,45 = 1,64
Ta thấy : Z < - Z0,5 - α nên ta bác bỏ H0 và kết luận quảng cáo của nhà máy là quá sự
thật ở mức ý nghĩa 0,05.
Thí dụ 3:
Một nhóm nghiên cứu công bố rằng trung bình một người vào siêu thị A tiêu hết 140
ngàn đồng. Chọn ngẫu nhiên 50 người mua hàng ta tính được số tiền trung bình họ tiêu là
154 ng.đồng với độ lệch tiêu chuẩn là 62 ng.đồng. Với mức ý nghĩa 0,02 hãy kiểm định xem
công bố của nhóm nghiên cứu có đúng không?
Ta cần kiểm định giả thiết:
H0 : μ = 140
H1 : μ ≠ 140
Đây là bài toán kiểm định giả thiết về giá trị trung bình của tổng thể chung khi chưa
biết phương sai tổng thể chung nhưng mẫu lớn, kiểm định hai phía, tiêu chuẩn kiểm định
được chọn là công thức 5.2; kết quả như sau:
(
154 −140 50
)
Ta có: Z =
= 1,59
62
Tra bảng : Z0,5 - α/2 = Z0,5 - 0,02/2 = Z0,49 = 2,33
Vì Z < Z0,5 - α/2 nên có thể kết luận rằng với mẫu đã điều tra chưa đủ cơ sở để bác
bỏ H0 , ta tạm thời chấp nhận rằng báo cáo của nhóm nghiên cứu là đúng.
2.1.3. Phương sai của tổng thể chung σ2 chưa biết, mẫu nhỏ (n < 30).
Trong trường hợp này tiêu chuẩn kiểm định được chọn là thống kê t :
119
THỐNG KÊ TRONG KINH DOANH
Chương 5 – Kiểm định
(
x − μ0
)
n
t =
(5.3)
s
Người ta đã chứng minh được rằng nếu H0 đúng thì t sẽ phân phối theo quy luật
Student với (n - 1) bậc tự do, s là độ lệch tiêu chuẩn mẫu .
Tuỳ thuộc vào giả thuyết đối H1 mà miền bác bỏ được xây dựng theo các trường hợp
sau:
Kiểm định phía phải: Giả thiết H0: μ = μ0
H1: μ > μ0
Với mức ý nghĩa của kiểm định α cho trước, ta tra bảng tìm giá trị của tα,(n -1) . Nếu t
> tα,(n -1) , ta bác bỏ giả thiết H0 .
Kiểm định phía trái: Giả thiết H0: μ = μ0
H1: μ < μ0
Với mức ý nghĩa của kiểm định α cho trước, ta tra bảng tìm giá trị của tα,(n -1) . Nếu t
< - tα,(n -1) hay t > tα,(n -1), ta bác bỏ giả thiết H0 .
Kiểm định hai phía : Giả thiết H0: μ = μ0
H1: μ ≠ μ0
Với mức ý nghĩa của kiểm định α cho trước, ta tra bảng tìm giá trị của tα/2,(n -1) . Nếu
t > tα/2,(n -1), ta bác bỏ giả thiết H0 .
Thí dụ 4:
Một bản nghiên cứu thông báo rằng mức tiêu dùng hàng tháng của một sinh viên là
420 nghìn đồng. Để kiểm tra người ta chọn ngẫu nhiên 16 sinh viên và tính được trung bình
mỗi tháng họ tiêu 442 nghìn đồng với độ lệch tiêu chuẩn mẫu điều chỉnh là 60 nghìn đồng.
Với mức ý nghĩa 5% nhận định xem kết luận của bản thông báo có thấp hơn sự thật hay
không?
Ta cần kiểm định giả thiết:
H0 : μ = 420
H1 : μ > 420
(
442 − 420 16
)
Ta có :
t =
= 1,47
60
Tra bảng phân phối Student với 15 bậc tự do ta tìm được t0,05;15 = 1,753.
Vì t < tα,(n -1) do đó không có cơ sở để bác bỏ H0. Bản thông báo đó được chấp nhận là
đúng.
120
THỐNG KÊ TRONG KINH DOANH
Chương 5 – Kiểm định
2.2. Kiểm định hai giá trị trung bình của hai tổng thể chung.
Trong phần này ta xét bài toán so sánh hai trung bình của hai tổng thể chung. Đây là
vấn đề rất có ý nghĩa của thống kê. Trong thực tế chúng ta luôn phải làm phép so sánh: so
sánh chất lượng của hai loại sản phẩm, của hai loại dịch vụ; so sánh hai cơ hội đầu tư; so
sánh hai phương pháp dạy học ... Để giải quyết vấn đề trên ta có thể dùng các phương pháp
kiểm định thống kê như kiểm định tham số trong các trường hợp hai mẫu độc lập và hai
mẫu phụ thuộc ; kiểm định phi tham số.
2.2.1. Kiểm định hai giá trị trung bình của hai tổng thể chung - trường hợp
hai mẫu độc lập
Giả sử có hai tổng thể chung: Tổng thể chung thứ nhất có các lượng biến của tiêu
thức X1 phân phối theo quy luật chuẩn N (μ1, σ2 ) và tổng thể chung thứ hai có các lượng
1
biến của tiêu thức X2 phân phối theo quy luật chuẩn N (μ2, σ 2 )
2
Nếu μ1 và μ2 chưa biết song có cơ sở để giả thiết rằng giá trị của chúng bằng nhau ta
có giả thiết thống kê H0 : μ1 = μ2 .
Để kiểm định giả thiết trên, từ hai tổng thể chung người ta rút ra hai mẫu ngẫu nhiên
độc lập với kích thước mẫu tương ứng là n1 và n2 , từ đó tính các trung bình mẫu là x1 và
x2 . Để chọn tiêu chuẩn kiểm định thích hợp, ta xét các trường hợp sau:
a) Đã biết phương sai của 2 tổng thể chung σ12 và σ22 .
Tiêu chuẩn kiểm định được chọn là:
x1 − x2
−
μ1 −μ 2
Z =
σ12 σ22
+
n1 n2
Đại lượng Z phân phối theo quy luật chuẩn hoá N (0, 1). Nếu giả thiết H0 đúng thì :
x1 − x2
σ 12 σ 22
+
Z =
cũng có phân phối N (0, 1)
(5.4)
n1 n2
Với mức ý nghĩa của kiểm định α cho trước và tuỳ thuộc vào giả thiết đối H1 mà ta
xây dựng các miền bác bỏ như sau :
Kiểm định phía phải: Giả thiết H0: μ1 = μ2
121
THỐNG KÊ TRONG KINH DOANH
Chương 5 – Kiểm định
H1: μ1 > μ2
Với mức ý nghĩa của kiểm định α cho trước, ta tra bảng N(0,1) tìm được Z0,5 - α
Nếu Z > Z0,5 - α , ta bác bỏ giả thiết H0 .
.
Kiểm định phía trái: Giả thiết H0: μ1 = μ2
H1: μ1 < μ2
Nếu Z < - Z0,5 - α hay Z > Z0,5 - α ; ta bác bỏ giả thiết H0 .
Kiểm định hai phía : Giả thiết H0: μ1 = μ2
H1: μ1 ≠ μ2
Với mức ý nghĩa của kiểm định α cho trước, ta tra bảng N(0,1) tìm được Z0,5 - α/2
Nếu Z > Z0,5 - α/2 ; ta bác bỏ giả thiết H0 .
.
b) Chưa biết phương sai của hai tổng thể chung σ2 và σ2 , mẫu lớn (n1 và n2 ≥ 30).
1
2
Trong trường hợp này ta vẫn dùng thống kê Z làm tiêu chuẩn kiểm định như phần a) ,
trong đó các phương sai σ12 và σ22 được thay bởi các phương sai mẫu .
Như vậy thống kê Z có dạng :
x1 − x2
)
Z =
(5.5)
s12 s22
+
n1 n2
Nếu n1 và n2 ≥ 30 thì theo định lý giới hạn trung tâm, Z có phân phối xấp
xỉ chuẩn N (0, 1). Với mức ý nghĩa của kiểm định α cho trước và tuỳ thuộc vào giả thiết đối
H1 mà ta xây dựng các miền bác bỏ như sau :
Kiểm định phía phải: Giả thiết H0: μ1 = μ2
H1: μ1 > μ2
Nếu Z > Z0,5 - α , ta bác bỏ giả thiết H0 .
Kiểm định phía trái: Giả thiết H0: μ1 = μ2
H1: μ1 < μ2
Nếu Z < - Z0,5 - α hay Z > Z0,5 - α ; ta bác bỏ giả thiết H0 .
Kiểm định hai phía : Giả thiết H0: μ1 = μ2
122
THỐNG KÊ TRONG KINH DOANH
Chương 5 – Kiểm định
H1: μ1 ≠ μ2
Nếu Z > Z0,5 - α/2 ; ta bác bỏ giả thiết H0 .
c) Chưa biết phương sai của hai tổng thể chung σ2 và σ2 , mẫu nhỏ (n1 và n2 < 30).
1
2
Trong trường hợp này tiêu chuẩn kiểm định được chọn là thống kê t :
x1 − x2
x1 − x2
t =
=
(5.6)
s2 s2
1
1
s
+
+
n1 n2
n1 n2
Trong đó : s2 là giá trị chung của hai phương sai mẫu s12 và s22
(
n1 −1
)
s12 +
n2 −1
s22
)
s2 =
(5.7)
n1 + n2 − 2
Người ta đã chứng minh được rằng nếu H0 đúng, cả hai tổng thể chung có phân phối
chuẩn thì t sẽ có phân phối Student với (n1 + n2 - 2) bậc tự do.
Tuỳ thuộc vào giả thuyết đối H1 mà miền bác bỏ được xây dựng theo các trường hợp
sau:
Kiểm định phía phải: Giả thiết H0: μ1 = μ2
H1: μ1 > μ2
tα,
Với mức ý nghĩa của kiểm định α cho trước, ta tra bảng tìm giá trị của
.
(
n1+n2 −2
)
t
t
Nếu
>
, ta bác bỏ giả thiết H0 .
n1+n2 −2
α,
(
)
Kiểm định phía trái: Giả thiết H0: μ1 = μ2
H1: μ1 < μ2
t t
t
Nếu t < -
hay
>
, ta bác bỏ giả thiết H0 .
α,
(
n1+n2 −2
)
α,
(
n1+n2 −2
)
Kiểm định hai phía : Giả thiết H0: μ1 = μ2
H1: μ1 ≠ μ2
tα/2 ,
Với mức ý nghĩa của kiểm định α cho trước, ta tra bảng tìm giá trị của
.
(
n1 +n2 −2
)
t
Nếu t >
, ta bác bỏ giả thiết H0 .
α/2 ,
(
n1 +n2 −2
)
123
THỐNG KÊ TRONG KINH DOANH
Chương 5 – Kiểm định
2.2.2. Kiểm định hai giá trị trung bình của hai tổng thể chung - trường hợp
hai mẫu phụ thuộc
Trong phần trên hai mẫu được lấy ra một cách độc lập. Tuy nhiên, trong nhiều trường
hợp việc chọn các mẫu phụ thuộc, liên hệ với nhau lại có ý nghĩa. Thường việc sử dụng các
mẫu phụ thuộc (các mẫu theo cặp) sẽ cho phép phân tích chính xác hơn vì khi đó loại trừ
được các yếu tố ngoại vi mà ta không nghiên cứu. Chẳng hạn ta chỉ muốn so sánh năng suất
của giống lúa mới với giống lúa cũ và bỏ qua sự khác nhau về các yếu tố khác như phân bón,
nước tưới, sâu bọ... thì hai loại giống đó phải được trồng trên hai mảnh của mỗi thửa ruộng
và ghi lại sản lượng thu được trên hai mảnh ở các thửa ruộng khác nhau đó...
Với các mẫu phụ thuộc, các bước kiểm định vẫn như trước. Điểm khác nhau chỉ ở
chỗ quy mô mẫu phải bằng nhau và kiểm định sự khác nhau theo cặp (hay gọi là phương
pháp so sánh từng cặp).
Bài toán tổng quát như sau: Giả sử có hai tổng thể chung: Tổng thể chung thứ nhất
có các lượng biến của tiêu thức X1 phân phối theo quy luật chuẩn N (μ1, σ2 ) và tổng thể
1
chung thứ hai có các lượng biến của tiêu thức X2 phân phối theo quy luật chuẩn N (μ2, σ 2 ).
2
Muốn so sánh sự khác nhau giữa μ1 và μ2 ta xét độ lệch trung bình μd . Ta chưa biết μd
nhưng nếu có cơ sở để giả thiết rằng giá trị của nó bằng μ0 , ta đua ra giả thiết thống kê H0 :
μd = μ0 .
Để kiểm định giả thiết trên, từ hai tổng thể chung người ta rút ra hai mẫu phụ thuộc
được hình thành bởi các cặp n quan sát độc lập của hai mẫu, từ đó tính d là trung bình của
các độ lệch giữa các cặp giá trị của hai mẫu di. Như vậy ta đưa bài toán so sánh về bài toán
kiểm định giả thiết về giá trị trung bình đã xét ở phần I. Tuy nhiên ở đây thường không biết
phương sai của các độ lệch của tổng thể chung nên thay bằng phương sai của các độ lệch của
tổng thể mẫu 2 , và dùng tiêu chuẩn kiểm định t :
Sd
d − μ
)
n
0
t =
(5.8)
S
d
Với mức ý nghĩa α cho trước, tuỳ thuộc vào giả thiết đối H1 mà các miền bác bỏ
được xây dựng tương tự như ở phần 1.
Nhận xét: Phương pháp so sánh từng cặp như trên có ưu điểm hơn phương pháp so
sánh hai mẫu độc lập ở chỗ:
- Nó không cần giả thiết gì về phương sai của hai tổng thể chung σ12 và σ22
- Nó thường cho kết quả chính xác hơn vì đã bỏ được các nhân tố ngoại lai ảnh hưởng
đến giá trị trung bình. Tuy nhiên nhược điểm của nó là việc bố trí thí nghiệm (điều tra) phức
tạp hơn, chẳng hạn trong ví dụ trên phương pháp so sánh từng cặp đòi hỏi phải trồng lúa thí
nghiệm trên hai mảnh của cùng một thửa ruộng với hai loại giống khác nhau.
124
THỐNG KÊ TRONG KINH DOANH
Chương 5 – Kiểm định
Ta xét thí dụ sau để minh hoạ:
Người ta quảng cáo là những người tham gia chương trình luyện tập giảm cân trung
bình sẽ giảm trên 17 pound. Một người rất quan tâm đến chương trình này nhưng còn nghi
ngờ về lời quảng cáo và đòi có bằng chứng. Người ta đã đồng ý cho anh ta phỏng vấn ngẫu
nhiên 10 người để ghi lại cân nặng của họ trước và sau chương trình. Số liệu ghi trong bảng
sau (đvị: Pound)
Thứ tự người
được ĐT
Cân nặng
Cân nặng
Số cân giảm
di2
trước chương trình
sau chương trình
(di)
1
189
202
220
207
194
177
193
202
208
233
2025
170
179
203
192
172
161
174
187
186
204
1828
19
23
17
15
22
16
19
15
22
29
197
361
529
289
225
484
256
361
225
484
841
4055
2
3
4
5
6
7
8
9
10
Cộng
Anh ta muốn kiểm định lời quảng cáo về mức giảm cân trung bình ít nhất là 17
pound với mức ý nghĩa 5%.
Giải: Ở đây có hai mẫu: một mẫu trước chương trình và một mẫu sau chương trình.
Chúng rõ ràng có liên hệ với nhau vì vẫn chính là mười người được điều tra trong hai lần.
Điều mà chúng ta thực sự quan tâm không phải là số cân nặng trước hay sau chương trình
mà là sự khác nhau về số cân nặng. Nói cách khác, không phải chúng ta có hai mẫu về số
cân nặng trước và sau chương trình mà đúng hơn là có một mẫu về số cân nặng giảm được
sau chương trình tập luyện.
Như vậy giả thiết cần kiểm định là:
H0 : μd = 17 (Mức giảm cân trung bình là 17 pound)
H1 : μd > 17 (Mức giảm cân trung bình lớn hơn 17 pound)
Với mẫu là 10 người, tiêu chuẩn kiểm định được sử dụng là:
125
THỐNG KÊ TRONG KINH DOANH
Chương 5 – Kiểm định
(
d − μ
)
n
0
t =
S
d
Với số liệu tính toán trong bảng trên ta tính được d và sd như sau:
d
197
10
∑
i
d =
=
= 19,7
n
Sd = 4.4
(
d − μ0
)
n
19,7 −17 10
)
Vậy : t =
=
=1,94
Sd
4,4
Với mức ý nghĩa 0,05 và bậc tự do là 9, tra bảng ta có t0.05;9 = 1,833. Ta thấy t > tα,(n-
1) do đó có thể bác bỏ giả thiết H0 và kết luận rằng lời quảng cáo cho chương trình tập luyện
về số cân giảm là đúng.
2.2.3. Kiểm định phi tham số
Các tiêu chuẩn thống kê để kiểm định sự khác nhau giữa hai trung bình của hai tổng
thể chung được trình bày ở trên gọi là kiểm định có tham số. Khi tiến hành các kiểm định
này thường phải dựa trên giả thiết quan trọng là tổng thể chung đang xét có phân phối chuẩn
và hoặc kích thước mẫu khá lớn. Nếu một trong các điều kiện trên bị vi phạm thì các tiêu
chuẩn đó không thể thực hiện được. Trong tình huống như vậy ta phải sử dụng các tiêu
chuẩn phi tham số. Tiêu chuẩn này không đòi hỏi phải có các giả thiết về các dạng phân phối
của tổng thể chung và dùng trong các phương pháp kiểm định tự do (đối với dạng phân
phối), đó là các phương pháp kiểm định phi tham số.
Sau đây là một số phương pháp kiểm định thông dụng để kiểm định sự giống và khác
nhau giữa hai trung bình của hai tổng thể (dùng trong hai trường hợp mẫu độc lập và mẫu
phụ thuộc).
2.2.3.1. Kiểm định Mann - Whitney.
Kiểm định Mann - Whitney được sử dụng khi chỉ có hai tổng thể nghiên cứu. Kiểm
định này cho phép ta xác định xem có phải các mẫu độc lập được lấy ra từ cùng một tổng thể
chung hoặc từ các tổng thể khác nhau nhưng có chung một phân phối hay không.
Bài toán tổng quát như sau:
Giả sử có hai tổng thể chung X và Y. Phân phối của hai tổng thể này chưa biết và
không nhất thiết là phân phối chuẩn. Ta muốn biết liệu hai tổng thể chung này có khác nhau
không, giả thiết cần kiểm định là:
H0: μ1 = μ2 (không có sự khác nhau giữa hai tổng thể chung và do đó có
cùng số trung bình)
H1: μ1 ≠ μ2 (có sự khác nhau giữa hai tổng thể chung và chúng có số
126
THỐNG KÊ TRONG KINH DOANH
Chương 5 – Kiểm định
trung bình khác nhau)
Để kiểm định giả thiết này, từ tổng thể chung lấy ra 2 mẫu: Mẫu thứ nhất, gồm n1
đơn vị có các lượng biến (x1, x2 ...xn1) lấy ra từ tổng thể chung X. Mẫu thứ hai, gồm n2 đơn
vị có các lượng biến (y1, y2 ...yn2) lấy ra từ tổng thể chung Y.
Tiêu chuẩn kiểm định Mann - Whitney được xây dựng như sau:
-
-
Gộp 2 mẫu trên thành 1 mẫu với cỡ mẫu là (n1 + n2)
Sắp xếp (n1 + n2) lượng biến của 2 mẫu theo thứ tự tăng dần và xác định hạng của
mỗi lượng biến đó.
-
Tính tổng hạng của các lượng biến thuộc mẫu thứ nhất là R1 và của mẫu thứ hai
là R2.
Như vậy tổng hạng chung R = R1 + R2 = 1 +2 + ... + (n1 + n2).
Người ta đã chứng minh được rằng: nếu H0 đúng và n1, n2 ≥ 10 thì R1 có phân phối
xấp xỉ chuẩn với trung bình là:
n1
n1 + n2 +1
μ R
=
(5.9)
1
2
n1.n2
n1 + n2 +1
và phương sai là σ2R =
(5.10)
1
12
( Tương tự, ta có R2 có phân phối xấp xỉ chuẩn với giá trị trung bình là:
n2
n1 + n2 +1
μ R
=
(5.11)
(5.12)
2
2
n1.n2
n1 + n2 +1
và phương sai là σ 2R
=
)
2
12
Thông thường chúng ta chọn số nhỏ nhất giữa R1 và R2 để tính tiêu chuẩn kiểm định.
Giả sử R1 < R2 , khi đó tiêu chuẩn kiểm định được chọn là :
R1 −μ R
1
Z =
(5.13)
σR
1
nếu Z > Z0,5−α / 2 ta bác bỏ giả thiết H0 .
(Nếu thay R1 bằng R2 cũng sẽ cho ta cùng một kết luận)
Chú ý: Nếu trong dãy (n1 + n2) các lượng biến của 2 mẫu có những giá trị trùng
nhau thì ta quy ước hạng của các lượng biến trùng nhau đó đều được gán giá trị tính bằng
trung bình cộng các số thứ tự của các lượng biến đó. Chẳng hạn có 4 lượng biến bằng nhau
127
THỐNG KÊ TRONG KINH DOANH
Chương 5 – Kiểm định
có số thứ tự trong dãy số là 5, 6, 7, 8 thì hạng của 4 lượng biến đó đều được gán giá trị là (5
+ 6 + 7 + 8)/ 2 = 6,5 còn lượng biến tiếp theo đó vẫn có hạng là 9 như cũ.
Thí dụ:
Có 1 người lái xe thường xuyên đi lại giữa hai điểm A và B. Có 2 đường nối A và B
là đường X và đường Y. Anh ta muốn chọn con đường đi nào mất ít thời gian nhất. Chọn
ngẫu nhiên 10 ngày đi trên đường X và 10 ngày đi trên đường Y, anh ta có số liệu sau (thời
gian tính bằng phút):
Đường X:
Đường Y:
34
45
28
49
46
41
42
55
56
39
85
45
48
65
25
50
37
47
49
51
Với mức ý nghĩa 5%, hãy nhận định xem có sự khác nhau về thời gian đi lại khi đi
theo đường X và đường Y hay không.
Giải: Đầu tiên ta tính được thời gian trung bình đi trên đường X là 45 phút và trên
đường Y là 48,5 phút. Tuy nhiên ta không có cơ sở để cho rằng thời gian đi trên đường X và
thời gian đi trên đường Y có phân phối chuẩn hay xấp xỉ chuẩn với phương sai bằng nhau.
Do đó, việc áp dụng tiêu chuẩn kiểm định Student đã trình bày ở phần trước là không “hợp
pháp” (phù hợp) . Vì vậy cần áp dụng phương pháp kiểm định Mann - Whitney.
Trước hết ta lập bảng xếp hạng các số liệu như sau:
Đường
Thời gian
Hạng
Đường
Thời gian
Hạng
11
X
X
X
X
Y
Y
X
Y
Y
X
25
28
34
37
39
41
42
43
45
46
1
2
Y
X
X
Y
Y
Y
Y
X
Y
X
47
48
49
49
50
51
55
56
65
85
12
3
13,5
13,5
15
4
5
6
16
7
17
8
18
9
19
10
20
Tổng các hạng của đường X là:
R1 = 1 + 2 + 3 + 4 + 7 + 10 + 12 + 13,5 + 18 + 20 = 90,5
Vì n1 và n2 đều bằng 10 nên R1 có phân phối xấp xỉ chuẩn với :
128
THỐNG KÊ TRONG KINH DOANH
Chương 5 – Kiểm định
n1
n1 + n2 +1
10.(10 +10 +1)
μ R
=
=
=105
1
2
2
n1.n2
n1 + n2 +1
10×10× (10 +10 +1)
và phương sai là σ 2R
=
=
=175
1
12
12
Ta tính tiêu chuẩn kiểm định:
R1 −μ R
90,5 −105
1
Z =
=
= −1,1
σ R
175
1
Với mức ý nghĩa 0,05, tra bảng ta được Z0,5 - α/2 = 1,96. Như vậy Z < Z0,5−α / 2 do
đó ta không có cơ sở bác bỏ giả thiết H0. Chúng ta tạm thời kết luận rằng thời gian đi giữa 2
con đường X và Y không khác nhau ở mức ý nghĩa 5%.
2.2.3.2. Kiểm định dấu và kiểm định hạng có dấu Wilcoxon
Đây là phương pháp kiểm định phi tham số dùng trong trường hợp 2 mẫu phụ thuộc.
Ở phần trên, chúng ta dùng phương pháp so sánh từng cặp, nhưng phương pháp này đòi hỏi
một giả thiết quan trọng là các chênh lệch của từng cặp quan sát (di) phải có phân phối chuẩn
hay xấp xỉ chuẩn. Nếu giả thiết này không được thoả mãn cần sử dụng đến các kiểm định phi
tham số. Trong phần này chúng ta sẽ đề cập đến 2 phương pháp kiểm định thông dụng nhất
là kiểm định dấu và kiểm định hạng có dấu của Wilcoxon.
a) Kiểm định dấu.
Phương pháp này kiểm định dựa trên cơ sở các dấu âm hoặc dương của các chênh
lệch trong từng cặp quan sát chứ không dựa vào giá trị của chúng.
Giả sử có hai tổng thể : chẳng hạn X là hiệu quả của phương pháp thứ nhất và Y là
hiệu quả của phương pháp thứ hai tác động lên cùng một đối tượng (hay X và Y phụ thuộc).
Ta muốn kiểm định giả thiết H0 : “Hiệu quả của phương pháp thứ nhất và của phương pháp
thứ hai là như nhau”.
Để kiểm định giả thiết trên, người ta quan sát n cặp giá trị (x1, y1); (x2, y2) ... (xn, yn).
Đặt di = xi - yi . Ta loại bỏ các di có giá trị bằng 0 vì chúng không mang lại thông tin gì. Gọi
n’ là số các di có giá trị khác 0 và n+ là số các di mang dấu + . Nếu giả thiết H0 đúng thì n+ sẽ
có phân phối nhị thức với tham số p = 0,5 và n’. Ta biết rằng nếu (n’. 0,5) >5 tức n’ > 10 thì
tần suất f = n+/n’ sẽ có phân phối xấp xỉ chuẩn với kỳ vọng 0,5 và độ lệch tiêu chuẩn là:
1 1
×
pq
1
2 2
σp =
=
=
′
′
n
n
′
2 n
Như vậy tiêu chuẩn kiểm định được chọn là:
129
THỐNG KÊ TRONG KINH DOANH
Chương 5 – Kiểm định
+
′
2n − n
′
Z = (f − 0,5)2 n =
(5.14)
′
n
Đại lượng Z trên sẽ có phân phối chuẩn.
Với mức ý nghĩa α cho trước, tuỳ thuộc giả thiết đối mà ta có các trường hợp: -
Kiểm định 2 phía: H1- “Có sự khác nhau”, ta bác bỏ H0 khi Z < Z0,5−α / 2
- Kiểm định 1 phía: H1 - “phương pháp thứ nhất hiệu quả hơn phương pháp thứ hai”, ta
sẽ bác bỏ H0 khi Z > Z0,5 - α
.
Thí dụ : Một thầy giáo dạy toán cho rằng việc cho học sinh ôn tập 1 tiết cuối kỳ có
tác dụng tốt đến kết quả học tập của các em. Một mẫu gồm 21 học sinh được chọn để theo
dõi điểm thi của các em trước và sau khi ôn tập. Kết quả thu được ở 3 cột đầu của bảng sau:
Học sinh
Điểm thi trước
Điểm thi sau
Hiệu số di
Dấu của di
(1)
(2)
(3)
(4)
(5)
1
22
21
-1
-
2
3
26
17
20
28
31
23
13
19
25
28
24
27
18
20
14
24
15
29
15
20
26
32
25
14
19
27
27
25
27
20
23
16
26
20
3
-2
0
+
-
4
0
-
5
-2
1
6
+
+
+
0
+
-
7
2
8
1
9
0
10
11
12
13
14
15
16
17
18
2
-1
1
+
0
+
+
+
+
+
0
2
3
2
2
5
130
THỐNG KÊ TRONG KINH DOANH
Chương 5 – Kiểm định
19
20
21
19
18
27
20
17
19
1
-1
2
+
-
+
Trên cơ sở khảo sát đó, với mức ý nghĩa 5% liệu có thể kết luận rằng sau khi được ôn
tập kết quả thi của các em có tốt hơn không?
Giải: Ký hiệu p là tỷ lệ học sinh có điểm thi sau cao hơn điểm thi trước. Ta cần kiểm
định giả thiết H0 : p = 0,5
H1 : p > 0,5.
Với tài liệu thu được qua điều tra, ta tính được các chênh lệch giữa số điểm thi sau và
điểm thi trước khi ôn tập (di) và dấu của các chênh lệch đó biểu hiện ở cột 4 và 5 ở bảng
trên.
Theo đó ta có : n’ = 18 ; n+ = 13. Vậy f = 13 / 18 = 0,722. Và:
+
′
2n − n 2 ×13 −18
′
Z = (f − 0,5)2 n =
=
=1,886
′
n
18
Với mức ý nghĩa 0,05 tra bảng ta có Z0,5 - α = 1,64. Như vậy Z > Z0,5 - α , ta bác bỏ giả
thiết H0 nghĩa là việc cho học sinh ôn tập có tác dụng nâng cao kết quả học tập của các em.
b) Kiểm định hạng có dấu của Wilcoxon.
Trong khi kiểm định dấu chỉ quan tâm tới dấu của các hiệu số di thì kiểm định hạng
có dấu của Wilcoxon còn tính đến độ lớn của di . Như vậy kiểm định này sẽ có hiệu quả
hơn kiểm định dấu. Các bước thực hiện như sau:
-
-
Xuất phát từ 2 mẫu ta tính các di
Bỏ qua các giá trị di = 0
-
Tính hạng của di (di ≠ 0)
Gọi: n’ là số các giá trị di = 0
R+ là tổng các hạng của di ứng với di > 0
R- là tổng các hạng của di ứng với di < 0
Người ta đã chứng minh được rằng nếu H0 đúng thì R+ và R- đều có cùng phân phối
′ ′
′ ′
′
n (n + 1)
n (n +1)(2n +1)
với kỳ vọng là
và phương sai là
4
24
131
THỐNG KÊ TRONG KINH DOANH
Chương 5 – Kiểm định
Nếu n’ ≥ 8 thì R+ và R- có phân phối xấp xỉ chuẩn. Như vậy tiêu chuẩn kiểm định
được chọn là:
′ ′
R − n (n +1) / 4
Z =
(5.15)
′ ′
′
n (n + 1)(2n + 1)
24
Đại lượng Z sẽ có phân phối N(0, 1). Trong đó R là R+ hoặc R- (thường lấy số nhỏ
nhất trong 2 số đó). Giả thiết H0 sẽ bị bác bỏ ở mức ý nghĩa α nếu Z > Z0,5 - α/2
.
Nhận xét về phương pháp phi tham số: Phương pháp phi tham số có những ưu,
nhược điểm sau:
Ưu điểm :
- Chúng không đòi hỏi phải có giả thiết là tổng thể chung có phân phối chuẩn hoặc
tuân theo một dạng phânphối cụ thể nào đó.
- Nói chung các phương pháp này dễ hiểu và dễ thực hiện. Kiểm định phi tham số có
thể được dùng thay thế cho kiểm định tham số bằng cách thay thế các giá trị số bằng các thứ
hạng của chúng như đã làm ở trên.
- Đôi khi ngay cả việc sắp xếp theo thứ tự hạng cũng không cần thiết. Thông thường
cái cần làm chỉ là mô tả 1 kết quả là “tốt hơn” so với một kết quả khác. Gặp trường hợp đó
hoặc khi việc đo lường không được chính xác, không đáp ứng được yêu cầu của kiểm định
tham số thì ta có thể sử dụng các phương pháp phi tham số.
Nhược điểm:
- Kiểm định phi tham số bỏ qua một lượng thông tin nhất định chẳng hạn như việc
thay giá trị số bằng thứ hạng.
- Kiểm định phi tham số không hiệu quả hay “sắc bén” (nói cách khác là
không mạnh) bằng kiểm định tham số. Cần nhớ rằng: Nếu điều kiện cho phép dùng kiểm
định tham số được thoả mãn thì ta nên dùng kiểm định có tham số.
2.3. Kiểm định nhiều trung bình thuộc nhiều tổng thể chung
Trong phần 2.2 chúng ta đã xét đến việc so sánh giá trị trung bình của hai tổng thể
chung. ở đây chúng ta đề cập đến phương pháp so sánh đồng thời các trung bình của nhiều
tổng thể chung (từ 3 trở lên), đó là phương pháp phân tích phương sai (ANOVA). Phân tích
phương sai được vận dụng trong các trường hợp như: so sánh việc sử dụng 5 loại ống dẫn
khí khác nhau; đánh giá hiệu quả của mỗi phương pháp trong 4 phương pháp học tập khác
nhau hoặc so sánh hiệu quả của 4 loại phân bón khác nhau ... Có hai mô hình phân tích
132
THỐNG KÊ TRONG KINH DOANH
Chương 5 – Kiểm định
Tải về để xem bản đầy đủ
79 trang
23540
Free
Bạn đang xem 20 trang mẫu của tài liệu "Giáo trình Thống kê trong kinh doanh (Phần 2)", để tải tài liệu gốc về máy hãy click vào nút Download ở trên
File đính kèm:
- giao_trinh_thong_ke_trong_kinh_doanh_phan_2.pdf
