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--- c:ms:2025:lecture_note_week_04 [2025/03/26 01:33] – [Sampling distribution output] hkimscil
+++ c:ms:2025:lecture_note_week_04 [2025/03/26 07:41] (current) – [Hypothesis testing] hkimscil
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-위에서 standard deviation of sample means (샘플평균들로 이루어진 집합의 표준편차) 값을 standard error라고 부른다. 그리고 이 standard error 값은 원래 population의 $\sigma^2$ 값을 샘플의 사이즈로 나누어준 값을 ($\sigma^2/n$) 갖게 된다. 또한 이 샘플평균들의 집합의 평균은 (샘플평균들의 기대값, the mean of sample means) population의 평균값을 ($\mu$) 갖게 된다. 이에 대한 수학적 증명 문서는 [[:mean and variance of the sample mean]]
+====== mean and variance of sample means ======
+위에서 standard deviation of sample means (샘플평균들로 이루어진 집합의 표준편차) 값을 standard error라고 부른다. 그리고 이 standard error 값은 원래 population의 $\sigma^2$ 값을 샘플의 사이즈로 나누어준 값을 ($\sigma^2/n$) 갖게 된다. 또한 이 샘플평균들의 집합의 평균은 (샘플평균들의 기대값, the mean of sample means) population의 평균값을 ($\mu$) 갖게 된다. 이에 대한 수학적 증명 문서는 [[:mean and variance of the sample mean]].
+====== Hypothesis testing ======
+먼저 이해하기
+  * pnorm (and rnorm, qnorm)
+  * 표준점수
+  * sampling distribution
+  * = distribution of sample means
+  * = distribution of the sample mean
+  * standard error
+  * = standard deviation of sample means
+  * = standard deviation of sampling distribution
+  * CLT
+  * $\overline{X} \sim N(\mu, \displaystyle \frac{\sigma^2}{n}) $
+위를 이해한다면 이제 우리는 차이의가설을 만들어 테스트해볼 수 있다. [[:hypothesis testing]]
+<code>
+# 가설 테스트
+set.seed(2000)
+pop <- rnorm2(1000000, 50, 10)
+m.pop <- mean(pop)
+sd.pop <- sd(pop)
+var.pop <- var(pop)
+# 시뮬레이션 시작
+iter <- 10000 # 사실은 무한대
+n <-100 # sample size
+means <-rep(NA, iter) # means memory reservation
+for(i in 1:iter){
+  means[i] = mean(sample(pop, n))
+}
+m.empirical <- mean(means)
+se.empirical <- sd(means)
+m.empirical
+se.empirical
+se <- sd.pop/sqrt(n)
+se2 <- se * 2
+se3 <- se * 3
+vlines <- c(m.empirical,
+            m.empirical+c(-se,se),
+            m.empirical+c(-se2,se2),
+            m.empirical+c(-se3,se3))
+colors = c("blue",
+           "red", "red",
+           "darkgreen", "darkgreen",
+           "black", "black")
+hist(means)
+abline(v=vlines, col=colors, lwd=2, lty="dashed")
+# 아래는 n=100 샘플을 하여 평균을 구해본 것
+s1 <- sample(pop, n)
+s1
+mean(s1)
+s2 <- sample(pop, n)
+mean(s2)
+# set.seed(2000)
+iter <- 20
+n <-100
+means <-rep(NA, iter)
+for(i in 1:iter){
+  means[i] = mean(sample(pop, n))
+}
+means
+means < 48
+means > 52
+table(means<48)
+table(means>52)
+table(means<48|means>52)
+s3 <- rnorm2(n, 53.2, 10)
+m.s3 <- mean(s3)
+m.s3
+p.val.one.tail <-
+  pnorm(m.s3, m.pop, se, lower.tail = F)
+p.val.two.tail <-
+  pnorm(m.s3, m.pop, se, lower.tail = F) * 2
+p.val.one.tail
+p.val.two.tail
+set.seed(1010)
+s4 <- rnorm(100, 54, 10)
+m.s4 <- mean(s4)
+m.s4
+p.val.two.tail <- pnorm(m.s4,
+                        m.pop,
+                        se, lower.tail = F) * 2
+p.val.two.tail
+p.val.one.tail <-p.val.two.tail/2
+p.val.one.tail
+z.score <- (m.s4-m.pop)/se
+z.score
+pnorm(z.score, lower.tail = F)*2
+# 만약에 pnorm을 이용하여 정확한
+# probability를 구할 수 없는 상황
+# 이라고 가정하면
+# 우리는 CLT 정리를 생각하여
+# n = 100인 샘플을 무한 반복하여
+# 샘플링 하고, 각 샘플의 평균을
+# 기록하여 모아둔다면 그 분포는
+# N(mu, sigma^2/n) 이라는 것을
+# 안다. N(50, 100/100)
+# 따라서 이 집합의 표준편차값은
+# sigma/sqrt(n) = 1
+# 대충 바로 위의  그래프와 같은
+# 모습이고, 이 그래프에서 sd를
+# 위로 두개, 밑으로 두개 쓴 구간은
+# 녹색에 해당하는 48-52 이다.
+# 이 구간에서 샘플의 평균이 나타날
+# 확률은 95%라고 하였다. 따라서
+# 우리가 가지고 있는 m.s4의 값은
+# 52점 밖에 존재하므로
+# 5%의 확률로서만 얻을 수 있는 샘플
+# 평균이라는 것을 알수 있다.
+# 위의 결과를 가지고 두가지 판단을 할 수
+# 있다. 하나는 이 샘플의 평균이 모집단
+# 평균이 50이고 표준편차가 10인 집단에서
+# 나올 수 있는 샘플일 확률이 1/20밖에
+# 안되므로 이 샘플은 우리가 염두에 둔
+# 원래 모집단에서 나온 것이 아니라는
+# 생각이다.
+# 두 번째는 이 샘플이 그 모집단에서
+# 나오기는 했다. 그러나 1/20 확률에
+# 우연찮게 이번에 걸려서 m.s4의 평균값이
+# 나왔다.
+# 이것은 1/20확률에 근거한 판단이므로 첫
+# 번째 판단을 나의 주 판단으로 한다. 즉,
+# 이 샘플은 원래 모집단에서 나올 샘플이
+# 아닌 다른 집단에서 나온 샘플이다.
+# 그런데 여기서 추가로 주목할 점은 내가 샘플이
+# 정상적인지 아니면 비정상적인지 판단하는 기준
+# 선을 표준점수 +- 2에 두었다는 점이다.
+# m.s4의 점수는 53.2 이므로 m.s4-m.pop(50)
+# 인 3.2는 샘플평균들의 집합에서 구하는
+# 표준편차가 3.2만큼 떨어진 것을 알 수 있다.
+# 우리는 이것을 표준점수라고 하였으므로
+# 우리가 구한 z-score = 3.2라는 것을 알 수 있고
+# 이 점수가 표준편차값 2개를 위아래로 적용한 선보다
+# 밖에 존재하므로 샘플이 모집단에서 나오지 않은
+# 특별한 샘플이라는 것을 주장할 수 있다.
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