Statystyka, prognozowanie, ekonometria, data mining

MK · Wysłany: 2009-08-08, 12:07

http://office.microsoft.c...2093251033.aspx
http://office.microsoft.c...2038731045.aspx

Google

Crunchy · Wysłany: 2009-08-08, 12:12

Używaj R

kod:

Kod:

p<-c(1.04,.06,.24,3.52,.55,.34)
t.test(p,mu=7.41)

...i wynik:

Kod:

One Sample t-test

data: p
t = -12.1629, df = 5, p-value = 6.64e-05
alternative hypothesis: true mean is not equal to 7.41
95 percent confidence interval:
-0.4051968 2.3218635
sample estimates:
mean of x
0.9583333

d0men · Szeregowy Posty: 8 Skąd: Katowice

Dzieki MK, juz tą strone przestudiowalem ;) i niezrozumialem...musialbym opanowac sama teorie Test-T

Crunchy
Dzieki za szybka odpowiedz.
Moglbys opisac mi to krok po kroku, bo sie pogubilem. Mam wiecej do zrobienia podobnych statystyk i chcialbym to doglebnie zrobumiec. Gdzie mam wpisac ten kod itd.

Przepraszam Was za moja niewiedze :mrgreen:

licze na Wasza wyrozumiałość :roll:

Mam excel z "openoffice 2.4.1".

Pozdrowienia

Crunchy · Wysłany: 2009-08-08, 17:36

R
Oczywiście wszystko można policzyć... luźna uwaga: często się pytacie "jak zrobić coś", kiedy to "coś" nie bardzo pasuje do weryfikacji jakiegoś problemu. Użycie t-testu bez sprawdzenia normalności rozkładu jest cokolwiek niefrasobliwe, szczególnie jeśli wchodzimy na grunt dotyczący zdrowa/życia ludzi, musimy być odpowiedzialni.
W międzyczasie dostałem jeszcze jedno zadanie, które chociaż nie pasuje do działu, to pozwoli się nieco lepiej zorientować [w R ;-)

]
Wszystko piszemy w okienku konsoli R.
1.

Kod:

p<-c(1.04,.06,.24,3.52,.55,.34)
shapiro.test(p)
wilcox.test(p,mu=7.41,exact=T,conf.int=T,a=c("less"))

2. Cyt."Mozesz podac mi kod R, wraz z wynikiem do nastepujacego zadania: Mam sprawdzic czy istnieja statysyczne roznice pomiedzy poziomem hormonu hgh (grupa A) przed trenigiem, a poziomem hormonu hgh po treningu (grupa B) oraz ktora grupa ma wiekszy, badz mniejszy poziom hormonow w porownaniu z druga grupa."

Kod:

a<-c(.0429,.0624,.0507,.4667,.236,.071,.075)
b<-c(.37,1.29,.091,3.68,.384,.306,4.037)
shapiro.test(a)
shapiro.test(b)
wilcox.test(a,b,exact=T,conf.int=T,p=T)
wilcox.test(a,b,exact=T,conf.int=T,p=T,a="less")
boxplot(a,b,col=c("blue","red"),names=c("Przed treningiem","Po treningu"),main="Poziom hormonu hGH w badanej grupie",ylab="ng/ml")

Resztę doczytujemy w dokumentacji testów R i odpowiednich książkach.

Kod:

?wilcox.test

wynik.png

Plik ściągnięto 840 raz(y) 3,91 KB

d0men · Szeregowy Posty: 8 Skąd: Katowice

Dziekuje za pomoc ;)

Graficznie można to łatwo zinterpretowac;).
Staram sie to zrozumiec, ale szczerze powiedziawszy slabo mi to wychodzi :-/

. Moglbys mi to przyblizyc, albo napisac przykladowa interpretacje do ponizszego wyniku ?

Cytat:

> a<-c(29.1,38.55,24.9,24.6,18.5,15.5,23.5)
> b<-c(34.5,23.1,23.4,20.025,20.55,17.54,26.55)
> shapiro.test(a)

Shapiro-Wilk normality test

data: a
W = 0.942, p-value = 0.6564

> shapiro.test(b)

Shapiro-Wilk normality test

data: b
W = 0.8985, p-value = 0.3217

> wilcox.test(a,b,exact=T,conf.int=T,p=T)

Wilcoxon signed rank test

data: a and b
V = 13, p-value = 0.9375
alternative hypothesis: true location shift is not equal to 0
95 percent confidence interval:
-3.725 8.475
sample estimates:
(pseudo)median
-0.2725

> wilcox.test(a,b,exact=T,conf.int=T,p=T,a="less")

Wilcoxon signed rank test

data: a and b
V = 13, p-value = 0.4688
alternative hypothesis: true location shift is less than 0
95 percent confidence interval:
-Inf 6.705
sample estimates:
(pseudo)median
-0.2725

Jecze jedna sprawa...:

Cytat:

Shapiro-Wilk normality test

data: a
W = 0.9784, p-value = 0.8114

> shapiro.test(b)

Shapiro-Wilk normality test

data: b
W = 0.9614, p-value = 0.3769

> wilcox.test(a,b,exact=T,conf.int=T,p=T)

Wilcoxon signed rank test with continuity correction

data: a and b
V = 221.5, p-value = 0.442
alternative hypothesis: true location shift is not equal to 0
95 percent confidence interval:
-77.99996 134.49991
sample estimates:
(pseudo)median
39.99999

Cytat:

Warning messages:
1: In wilcox.test.default(a, b, exact = T, conf.int = T, p = T) :
cannot compute exact p-value with ties
2: In wilcox.test.default(a, b, exact = T, conf.int = T, p = T) :
cannot compute exact confidence interval with ties
3: In wilcox.test.default(a, b, exact = T, conf.int = T, p = T) :
cannot compute exact p-value with zeroes
4: In wilcox.test.default(a, b, exact = T, conf.int = T, p = T) :
cannot compute exact confidence interval with zeroes
> wilcox.test(a,b,exact=T,conf.int=T,p=T,a="less")

Wilcoxon signed rank test with continuity correction

data: a and b
V = 221.5, p-value = 0.786
alternative hypothesis: true location shift is less than 0
95 percent confidence interval:
-Inf 115.5001
sample estimates:
(pseudo)median
40.00006

Warning messages:
1: In wilcox.test.default(a, b, exact = T, conf.int = T, p = T, a = "less") :
cannot compute exact p-value with ties
2: In wilcox.test.default(a, b, exact = T, conf.int = T, p = T, a = "less") :
cannot compute exact confidence interval with ties
3: In wilcox.test.default(a, b, exact = T, conf.int = T, p = T, a = "less") :
cannot compute exact p-value with zeroes
4: In wilcox.test.default(a, b, exact = T, conf.int = T, p = T, a = "less") :
cannot compute exact confidence interval with zeroes

Moze jakis blad w kodzie popelnilem?

Pozdrowienia ;-)

Crunchy · Wysłany: 2009-08-24, 19:02

Nie, nie - chodzi o przełącznik exact, w zwykłym teście ten algorytm jest niezbyt doskonały, więc możesz albo ustawić e=F, lub opuścić tą część, albo użyć pakietu z dokładnymi testami (coin, exactRankTests), albo nie obliczać przedziałów ufności (conf.int).

mathkit · Wysłany: 2009-10-08, 19:01

Cytat:

1)Czas rozwiazywania jednego zadania na egzaminie ze statystyki jest zmienna losowa o rozkladzie normalnym z odchyleniem standardowym 5 minut. Wykladowca przewiduje na te czynnosc 10 minut. Wsrod studentow panuje przekonanie , ze taki czas jest zbyt krotki. Zmierzono czas rozwiazywania zadania przez wybranych losowo 6 studentow i otrzymano nastepujace wyniki (minutach)
17.0; 8.5; 20.0; 11.0; 15.5;

Na poziomie istotnosci 0.05 stwierdzic czy przekonanie studentow jest sluszne.

Ewidentnie zadanie na t-studenta dla małej próby.

cubana · Szeregowy Posty: 1 Skąd: Lublin

Mam prosbe do wszystkich uzytkownikuw forum o pomoc w rozwiazaniu zadani o nastepujacej tresci :

Prowadzono badania nad zawartoscia popiolu ogolnego w mace pszennej. Na podstawie analizy n=25 probek maki uzyskano ×= 0.67 oraz S²= 0.048. Dopuszczalna norma zawartosci wynosi 0.6.
a) zweryfikowac hipoteze, ze zawartosc popiolu nie rozni sie istotnie od normy (dla 0,01),
b) obliczyc srednia, wariancje dla proby i dla populacji,

Z gry dziekuje za szybka odpowiedz :)

Shidley · Wysłany: 2009-10-22, 14:31

a) Ho:m=0,6
H1:m≠0,6
czyli test dla jednej średniej

b) dla próby masz i średnia i wariancje... a jak to zrobić dla populacji? ja by wyestymował przedziałowo...

batman · Szeregowy Posty: 6 Skąd: Warszawa

Witam
Czy istnieja jakies test, ktorych zadaniem jest wykazanie braku roznicy?
Zelozny, ze uzywam jakiegos czynnika - powiedzmy np. leku nasennego - i zalezy mi na wykazaniu, ze ten lek nie zaburza np. wynikow testow na inteligencje (i bede porownywal srednie IQ).
Mam wiec grupe osob z lekiem i bez, testuje ich IQ i chce STATYSTYCZNIE WYKAZAĆ, ze NIE MA ROZNICY. Jak to zrobic?

Wydaje mi sie, ze nie wystarczy uzyc "zwyklego" (gdzie h0 zaklada brak roznicy) testu. Bo jak założę, że srednie są równe i dostanę powiedzmy p=0,8, albo p=0,08 to co? Jak moge wykazac, ze srednie statystycznie sie nie roznia?
Bede wdzieczny za odpowiedz i/lub wskazanie stosownej literatury.
Pozdrawiam

PS
pozwolilem sobie napisac jeszcze raz, bo moj poprzedni post zostal przeniesiony do tematu test t - moim zdaniem troche na wyrost.

Maro · Podporucznik **Pomógł:** 9 razy Posty: 340 Skąd: Nisko

Niedawno uczestniczyłem w zajęciach, które prowadził człowiek na co dzień zajmujący się badaniami medycznymi. Oni właśnie w medycynie stawiają czasem problem braku różnicy pomiędzy lekami (np. podstawowym i jego tańszym odpowiednikiem). Do tego celu używają zwykłego testu, gdzie h0 mówi o braku różnicy. Zwykle umawiają się na α=0.05. Jeśli bardzo zależy Ci na nieodrzucaniu h0 możesz (jeśli masz ku temu uzasadnienie) zgodzić sie na obniżenie poziomu alfa, co zwiększy prawdopodobieństwo Takiego wyniku. Ale decyzje o obnizeniu alfa powinieneś podjąć przed badaniem i rozumieć jej konsekwencje.

Cytat:

i dostanę powiedzmy p=0,8, albo p=0,08 to co?

W obu przypadkach na poziomie 0.05 nie ma podstaw do odrzucenia h0. Co prawda w drugim przypadku możemy juz mówić o tzw. tendencji statystycznej, ale na założonym poziomie nadal nie odrzucamy.

Pozdrawiam.

Osanna · Szeregowy Posty: 6 Skąd: Warszawa

Maro · Podporucznik **Pomógł:** 9 razy Posty: 340 Skąd: Nisko

mathkit · Wysłany: 2009-11-11, 10:07

Cytat:

Do tego celu używają zwykłego testu, gdzie h0 mówi o braku różnicy.

Mówimy o teście t studenta ?

Maro · Podporucznik **Pomógł:** 9 razy Posty: 340 Skąd: Nisko

Tak zrozumiałem to co mówił ten człowiek.

Czy masz jakieś wątpliwości? Dla mnie ma to sens, bo w teście t dla dwóch prób porównujemy dokładnie tyle prób ile potrzebujemy, a h0 zakłada brak różnic pomiędzy średnimi. Gdybyśmy ze względu na liczbę poziomów zmiennej niezależnej, nie mogli zastosować porównania testem t, to jego rolę przejmują kontrasty lub porównania post hoc. Tak rozumuję :-)

Gorzej jeśli rozkład badanej zmiennej nie jest normalny. Trzeba wtedy zastosować np. test U Manna Whitneya, a wówczas: