Jeśli z przyjemnością przyjmiesz, że każda liczba jest zgodna z rozkładem Poissona (z własną średnią pod alternatywną hipotezą; ze wspólną średnią pod zerą), nie ma problemu - po prostu nie możesz sprawdzić tego założenia bez powtórzeń. Nadmierna dyspersja może być dość powszechna w przypadku danych zliczania.
x1x2)n = x1+ x2)X1∼ B i n ( 12), n )
Zobacz : Testowanie hipotez opartych na prawdopodobieństwie dla testu Walda (przybliżenie).
† Każda liczba ma rozkład Poissona ze średnią λ i f X ( x i ) = λ x i i e - λ ixjaλja
Reparametrize as
θ
fX(xi)=λxiie−λixi!i=1,2
gdzie
θjest tym, co Cię interesuje, a
ϕto parametr uciążliwy. Następnie można ponownie zapisać funkcję masy wspólnej:
f X 1 , X 2 ( x 1 , x 2 )θϕ=λ1λ1+λ2=λ1+λ2
θϕ
Całkowita liczba
njest pomocnicza dla
θ, mająca rozkład Poissona ze średnią
ϕfN(n)fX1,X2(x1,x2)fX1,N(x1,n)=λx11λx22e−(λ1+λ2)x1!x2!=θx1(1−θ)n−x1⋅ϕne−ϕx1!(n−x1)!
nθϕ
podczas gdy rozkład warunkowy
X1 dladanego
njest dwumianowy z prawdopodobieństwem Bernoulliego
θi nie. próby
nfX1| n(x1;n)faN.( n )= ∑x1= 0∞faX1, N( x1, n )= ϕnmi- ϕn !∑x1= 0∞n !x1! ( n - x1) !θx1( 1 - θ )n - x1= ϕnmi- ϕn !
X1nθn
faX1| n( x1; n )= fX1, N( x1, n )faN.( n )= θx1( 1 - θ )n - x1⋅ ϕnmi- ϕx1! ( n - x1) !⋅ n !ϕnmi- ϕ= n !x1! ( n - x1) !θx1( 1 - θ )n - x1