1 Zakład Bioinformatyki, Instytut Informatyki, Uniwersytet w Białymstoku
✉ Correspondence: Jarosław Kotowicz <j.kotowicz@uwb.edu.pl>
Przedział ufności dla średniej
Poziom istotności i kwantyle rozkładu normalnego
alpha <- .05
qnorm(1 - alpha/2)
[1] 1.959964
alpha <- .01
qnorm(1 - alpha/2)
[1] 2.575829
Próbka (liczby pseudolosowe z rozkładu normalnego).
set.seed(16042020)
x <- rnorm(100, mean = 2, sd = 1)
Min. 1st Qu. Median Mean 3rd Qu. Max.
-0.3604 1.4289 2.0532 2.0568 2.5542 4.3378
Funkcje wyznaczające przedział ufności dla średniej
Dla rozkładu normalnego ze znanym odchyleniem standardowym
Wykorzystujemy rozkład normalny.
CI_mean_N_sigma <- function(dane, odchylenie = 1, alpha = .05) {
blad <- odchylenie *qnorm(1-alpha/2)/ sqrt(length(dane))
konieclewy <- mean(x) - blad
koniecprawy <- mean(x) + blad
cat(paste("Przedział ufności dla średniej wynosi:\n [", konieclewy, ",", koniecprawy, "]\n"))
}
Różne sposoby wywołania
Przedział ufności dla średniej wynosi:
[ 1.86084336617044 , 2.25283616307845 ]
Ostrzeżenie: Jeżeli nie podajemy nazw argumentów funkcji, to kolejność wypiswyania argumentów jest istotna!
CI_mean_N_sigma(x, .7, .01)
Przedział ufności dla średniej wynosi:
[ 1.87653171337603 , 2.23714781587287 ]
CI_mean_N_sigma(x, .01, .7)
Przedział ufności dla średniej wynosi:
[ 2.05645444415804 , 2.05722508509086 ]
c.d. ostrzeżenia: Jeżeli podajemy nazw argumentów funkcji, to kolejność wypiswyania argumentów jest nieistotna!
CI_mean_N_sigma(x, alpha = .01, odchylenie = .7)
Przedział ufności dla średniej wynosi:
[ 1.87653171337603 , 2.23714781587287 ]
Dla rozkładu normalnego z nieznanym odchyleniem standardowym (mała próbka)
Wykorzystujemy rozkład t-Studenta
CI_mean_T <- function(dane, alpha = .05) {
blad <- sd(dane)*qt(1-alpha/2, df = length(dane) -1)/ sqrt(length(dane))
konieclewy <- mean(x) - blad
koniecprawy <- mean(x) + blad
cat(paste("Przedział ufności dla średniej wynosi:\n [", konieclewy, ",", koniecprawy, "]\n"))
}
Przedział ufności dla średniej wynosi:
[ 1.88422260943793 , 2.22945691981097 ]
Dla rozkładu normalnego z nieznanym odchyleniem standardowym (wersja przybliżona - aproksymacja rozkładem normalnym)
Ten sposób wyznaczania przedziału ufności dla średniej wykorzystywany był w dobie bezkompterowej.
Wykorzystujemy rozkład normalny (rozkład graniczny rozkładów t-Studenta, gdy liczba stopni swobody zbiega do nieskończoności).
CI_mean_N <- function(dane, alpha = .05) {
blad <- sd(dane)*qnorm(1-alpha/2)/ sqrt(length(dane))
konieclewy <- mean(x) - blad
koniecprawy <- mean(x) + blad
cat(paste("Przedział ufności dla średniej wynosi:\n [", konieclewy, ",", koniecprawy, "]\n"))
}
Przedział ufności dla średniej wynosi:
[ 1.88633249876885 , 2.22734703048005 ]
Przedziały ufności dla różnych wartości poziomu istotności (różne sposoby wywołania).
Przedział ufności dla średniej wynosi:
[ 1.83275523280489 , 2.28092429644401 ]
CI_mean_N(x, alpha = .01)
Przedział ufności dla średniej wynosi:
[ 1.83275523280489 , 2.28092429644401 ]
Przedziały ufności dla średniej w bibliotekach R
t.test i przedział unfości dla średniej
One Sample t-test
data: x
t = 23.643, df = 99, p-value < 2.2e-16
alternative hypothesis: true mean is not equal to 0
95 percent confidence interval:
1.884223 2.229457
sample estimates:
mean of x
2.05684
Jak liczony jest przedział unfości w t.test
Przedział ufności dla średniej wynosi:
[ 1.88633249876885 , 2.22734703048005 ]
Przedział ufności dla średniej wynosi:
[ 1.88422260943793 , 2.22945691981097 ]
Przedział ufości dla wariancji
Kwantyle rozkładu chi-kwadrat
qchisq(1 - alpha/2, df = 99)
[1] 138.9868
[1] 66.51011
Przedział ufności dla wariancji liczymy tylko dla rozkładu normalnego!
CI_var_N <- function(dane, alpha = .05) {
konieclewy <- (length(dane) -1) * var(dane) / qchisq(1- alpha/2, df = length(dane) - 1)
koniecprawy <- (length(dane) -1) * var(dane) / qchisq(alpha/2, df = length(dane) - 1)
cat(paste("Przedział ufności dla wariancji wynosi:\n [", konieclewy, ",", koniecprawy, "]\n"))
}
Przedział ufności dla wariancji wynosi:
[ 0.583425493925659 , 1.02131350792665 ]
Pytanie / Praca domowa
W jakich innych biblitekach są funkcje wyznaczające przedział ufności?
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