coffeshot behöver inte mer hjälp
coffeshot 429
Postad: 6 maj 15:28 Redigerad: 6 maj 15:30

"Tänk efter noga vid nollhypotesvalet"

Hej,

jag har fastnat på den här uppgiften:

13.20 i Gunnar Blom, Sannolikhetsteori och statistikteori med tillämpningar

Vid tillverkning av öl tas ett slumpvist stickprov av 10 flaskor. Man antar att alkoholhalten i varje flaska är normalfördelad med standardavvikelse 0.10%. TIllverkaren får kännbara påföljder om alkoholhalten är 3% eller större och man är villig att ta 1% risk för dessa påföljder.
Formulera:

a) lämpliga hypoteser och mothypoteser

b) giv signifikanskriterium

c) tillämpa detta om stickprovsmedelvärdet visar sig vara 2.8%

Obs! Tänk efter noga vid nollhypotesvalet!

Jag förstår inte riktigt vad man avser med Obs! Tänk efter noga vid nollhypotesvalet! och är osäker på om jag utvärderar min nollhypotes rätt. Facit använder H0:μ3,H1:μ<3H_0: \mu \ge 3, H_1: \mu < 3 medan ett annat lösningsförslag online använder H0:μ=3,H1:μ<3H_0: \mu = 3, H_1: \mu < 3. Ingen verkar motivera när det kan gå fel vid valet av nollhypotes.

Jag tänkte mig en tredje variant: H0:μ<3,H1:μ3H_0: \mu < 3, H_1: \mu \ge 3.

Jag tänker mig att sättet jag kan utvärdera om min nollhypotes är bra, är att kolla om

P(förkasta H0,H1 sann)P(\text{förkasta } H_0, H_1 \text{ sann}) är hög.

Jag tänker mig att om man antar att alkholhalterna är N(μ,σ)\in N(\mu, \sigma) och sen kör att 

μobs*=x¯μ*N(μ,σ/n)\mu^*_{obs} = \bar x \implies \mu^* \in N(\mu, \sigma/\sqrt n)

så blir ett ensidigt konfidensintervall för μobs*\mu^*_{obs} med konfidensnivån 0.990.99

(-,x¯+0.1/10·2.3263)(-\infty, \bar x + 0.1/\sqrt{10} \cdot 2.3263)

styrkefunktionen

P(förkasta H0,μ1 sann)P(\text{förkasta } H_0, \mu_1 \text{ sann})

1-P(-0.1/10·2.3263<X¯<0.1/10·2.3263)omX¯N(μ1,σ)1-P(-0.1/\sqrt{10} \cdot 2.3263 < \bar X < 0.1/\sqrt{10} \cdot 2.3263) om \bar X \in N(\mu_1, \sigma)

Och vi vill att den här sannolikheten ska gå mot 11 om μ\mu är stort. Det verkar den göra; om jag gör om till N(0,1)N(0,1):

1-P(-0.1/10·2.3263-μ1σ<X¯-μ1σ<0.1/10·2.3263-μ1σ)omX¯N(μ1,σ)1-P(\frac{-0.1/\sqrt{10} \cdot 2.3263-\mu_1}{\sigma} < \frac{\bar X-\mu_1}{\sigma} < \frac{0.1/\sqrt{10} \cdot 2.3263-\mu_1}{\sigma}) om \bar X \in N(\mu_1, \sigma)

om jag sätter in μ=4\mu=4 exempelvis så får jag

1-(φ(-3.920.1/10-φ(-4.070.1/10))1-(\varphi(\frac{-3.92}{0.1/\sqrt{10}}-\varphi(\frac{-4.07}{0.1/\sqrt{10}})) 

men jag får alllt inom parentesen till 00, och känns blir ju testet väääldigt starkt, så jag är osäker om jag tänkt rätt? 

Marilyn 4014
Postad: 6 maj 19:50

Det här har jag glömt om jag kunnat det. Men ingen annan har svarat så jag spånar. Lita inte på mig, möjligen får du någon ingivelse.

 

Grejen kanske är att man inte ska betrakta normalfördelning runt 2,8 utan runt 3,0.

Du ska undersöka hur troligt ett stickprovsmedelvärde ≤ 2.8 är om väntevärdet är ≥ 3,0

Om en avvikelse nedåt med ≥ 2 standardavvikelser har mindre än 0.01 sannolikhet så förkastar du nollhypotesen att väntev är över 3.

Stickprovet har standardavv 0,1 / 100,5 = 0,0316

så 0,2 procent avvikelse motsvarar drygt 6 standardavv. Ooops, känns ganska safe. 

Jag litar inte på räkningarna.

Marilyn 4014
Postad: 7 maj 20:07

Jag har tänkt lite till. 

”Tillverkaren är villig att ta 1% risk.” Vad betyder det?

Betyder det att 99 procent av flaskorna måste ligga under 3 procent alkoholhalt? (a)

Eller att väntevärdet måste ligga under 3 procent?    (b)

Om halten är normalfördelad kommer ju alltid en viss andel att ligga över tillåtna gränsen, även om det bara är en flaska på miljarden.

(a) Väntevärdet för alkoholhalten måste vara under 2,8 (jag får det till ca 2,75) för att bara var hundrade flaska ska ligga för högt. Eftersom stickprovet ligger på 2,8 känns det helt otillräckligt även utan räkningar.

(b) Om kravet är att väntevärdet ska ligga under 3, så verkar ett stickprovsmedelvärde på 2,8 (med n = 10) väldigt betryggande (enligt både din och min beräkning).

Men jag tycker uppgiften är oklart formulerad.

Som sagt, detta är gissningar, en statistiker får gärna reda ut det.

coffeshot 429
Postad: 19 maj 19:23

Tusen tack för dina kvalificerade gissningar! Jag får nog nöja med att uppgiften är tokigt formulerat och att det finns flera sätt att lösa den, uppenbarligen.

Svara
Close