Tôi sẽ giả định rằng "sống sót 100%" có nghĩa là các trang web của bạn chỉ chứa một sinh vật duy nhất. vì vậy 30 có nghĩa là 30 sinh vật đã chết và 31 có nghĩa là 31 sinh vật thì không. Dựa trên điều này, bình phương sẽ ổn, nhưng nó sẽ chỉ cho biết giả thuyết nào không được hỗ trợ bởi dữ liệu - nó sẽ không cho bạn biết liệu hai giả thuyết hợp lý có tốt hơn hay không. Tôi trình bày một phân tích xác suất trích xuất thông tin này - nó đồng ý với kiểm tra chi bình phương, nhưng nó cung cấp cho bạn nhiều thông tin hơn kiểm tra chi bình phương, và cách tốt hơn để trình bày kết quả.
Mô hình này là mô hình bernouli cho chỉ báo "cái chết", ( biểu thị ô của bảng và biểu thị đơn vị riêng lẻ trong tế bào).i 2 × 3 jYtôi j~ B i n ( 1 , θtôi j)Tôi2 × 3j
Có hai giả định toàn cầu trong bài kiểm tra chi bình phương:
- trong một ô đã cho của bảng, đều bằng nhau, đó là θ i j = θ i k = θ iθtôi jθTôij= =θTôi k= =θTôi
- các là độc lập về mặt thống kê, do . Điều này có nghĩa là các tham số xác suất cho bạn biết mọi thứ về - tất cả thông tin khác đều không liên quan nếu bạn biết θ i Y i j θ iYtôi jθTôiYtôi jθTôi
Suy ra là tổng của , (vì vậy ) và đặt là kích thước nhóm (vì vậy ). Bây giờ chúng tôi có một giả thuyết để kiểm tra: Y i j X 1 = 30 , X 2 = 10 , X 3 = 1 N i N 1 = 61 , N 2 = 30 , N 3 = 11XTôiYtôi jX1= 30 , X2= 10 , X3= 1NTôiN1= 61 , N2= 30 , N3= 11
HMột: θ1= θ2, θ1= θ3, θ2= θ3
Nhưng các lựa chọn thay thế là gì? Tôi sẽ nói các kết hợp khác có thể bằng hoặc không bằng.
H B 2 : θ 1 ≠ θ 2 , q 1 = θ 3 , θ 2 ≠ θ 3 H B 3 : θ 1 = θ 2 , θ 1 ≠ θ 3 , θ 2 ≠
HB 1: θ1≠ θ2, θ1≠ θ3, θ2= θ3
HB 2: θ1≠ θ2, θ1= θ3, θ2≠ θ3
HB 3: θ1= θ2, θ1≠ θ3, θ2≠ θ3
HC: θ1≠ θ2, θ1≠ θ3, θ2≠ θ3
Một trong những giả thuyết này phải là sự thật, với các giả định "toàn cầu" ở trên. Nhưng lưu ý rằng không ai trong số này chỉ định các giá trị cụ thể cho tỷ lệ - vì vậy chúng phải được tích hợp. Bây giờ được cho rằng là đúng, chúng ta chỉ có một tham số (vì tất cả đều bằng nhau) và đồng phục trước là một lựa chọn bảo thủ, biểu thị điều này và các giả định toàn cầu bởi . vì vậy chúng tôi có:HMộtTôi0
P( X1, X2, X3| N1, N2, N3, HMột, Tôi0) = ∫10P( X1, X2, X3, θ | N1, N2, N3, HMột, Tôi0) dθ
= ( N1X1) ( N2X2) ( N3X3) ∫10θX1+ X2+ X3( 1 - θ )N1+ N2+ N3- X1- X2- X3dθ
= ( N1X1) ( N2X2) ( N3X3)( N1+ N2+ N3+ 1 ) ( N1+ N2+ N3X1+ X2+ X3)
Đó là một phân phối siêu bội chia cho một hằng số. Tương tự cho chúng ta sẽ có:
HB 1
P( X1, X2, X3| N1, N2, N3, HB 1, Tôi0) = ∫10P( X1, X2, X3, θ1θ2| N1, N2, N3, HB 1,Tôi0) dθ1dθ2
= ( N2X2) ( N3X3)( N1+ 1 ) ( N2+ N3+ 1 ) ( N2+ N3X2+ X3)
Bạn có thể thấy mô hình cho những người khác. Chúng ta có thể tính toán tỷ lệ cược cho bằng cách chia hai biểu thức trên. Câu trả lời là khoảng , có nghĩa là dữ liệu hỗ trợ so với theo hệ số - bằng chứng khá yếu ủng hộ tỷ lệ bằng nhau. Các xác suất khác được đưa ra dưới đây.HMộtv sHB 14HMộtHB 14
Hyp o t h e s i s( HMột| D)( HB 1| D)( HB 2| D)( HB 3| D)( HC| D)p r o b a b i l i t y0,0189822650,0047906690,0516200220.4841558740,440451171
Điều này đang cho thấy bằng chứng mạnh mẽ chống lại tỷ lệ bằng nhau, nhưng không ủng hộ bằng chứng mạnh mẽ của một sự thay thế defintie. Có vẻ như có bằng chứng mạnh mẽ rằng tỷ lệ "ngoài khơi" khác với hai tỷ lệ còn lại, nhưng bằng chứng không thuyết phục về việc liệu tỷ lệ "trong nước" và "giữa kênh" có khác nhau hay không. Đây là những gì mà bài kiểm tra chi bình phương sẽ không nói với bạn - nó chỉ cho bạn biết rằng giả thuyết là "tào lao" chứ không phải là cách thay thế để đặt vào vị trí của nóMột