HP 50g Gebruikershandleiding pagina 613
Verberg thumbnails
Zie ook voor 50g:
- Gebruiksaanwijzing (192 pagina's) ,
- Snel aan de slag (49 pagina's)
Inhoudsopgave
Advertenties
Voor grotere steekproeven, dus n
populatievarianties σ
verschil en de som van de gemiddelde waarden van de populaties, dus μ
gegeven door:
⎛
⎜
(
X
±
X
⎜
1
⎝
Als een van de steekproeven klein is, dus n
onbekende, maar gelijke populatievarianties σ
"gepoolde" schatting krijgen van de variantie van μ
2
2
1)⋅s
+(n
-1)⋅s
1
2
2
In dit geval worden de gecentreerde betrouwbaarheidsintervallen voor de som
en het verschil van de gemiddelde waarde van de populaties, dus μ
gegeven als:
(
(
waarbij ν = n
+n
1
In de laatste twee opties hebben we gespecificeerd dat de populatievarianties,
hoewel ze onbekend zijn, gelijk moeten zijn. Dat is het geval waarin de twee
steekproeven worden genomen uit de dezelfde populatie of uit twee populaties
waarvan we vermoeden dat ze dezelfde populatievariantie hebben. Als we
echter vermoeden dat de twee onbekende populatievarianties anders zijn, dan
kunnen we het volgende betrouwbaarheidsinterval gebruiken
(
(
X
±
1
waarbij de geschatte standaardafwijking voor de som of het verschil het
volgende is
2
2
= σ
, worden de betrouwbaarheidsintervallen voor het
1
2
2
S
)
−
z
⋅
1
α
2
2 /
n
1
]/( n
+n
-2).
1
2
X
±
X
)
−
t
ν
α
1
2
,
-2 het aantal vrijheidsgraden in de Student-t-verdeling is.
2
X
)
−
t
⋅
ν
α
2
,
2 /
s
X
> 30 en n
> 30 en onbekende maar gelijke
1
2
2
S
+
2
( ,
X
±
X
1
n
2
< 30 of n
1
1
2
⋅
s
( ,
X
±
X
2 /
p
1
2
s
( ,
X
±
1
X
±
X
1
2
2
s
s
=
1
+
±
X
n
n
1
2
1
S
)
+
z
⋅
α
2
2 /
n
< 30 en met de
2
2
2
= σ
, kunnen we een
2
±μ
, want s
1
2
2
)
+
t
⋅
s
ν
α
2
,
2 /
p
2
X
)
+
t
⋅
s
ν
α
2
,
2 /
X
2
2
2
±μ
,
1
2
⎞
2
2
S
⎟
1
+
2
.
⎟
n
⎠
1
2
2
= [(n
-
p
1
±μ
,
1
2
)
)
±
X
1
2
Blz. 18-26
Advertenties
Inhoudsopgave
