正態(tài)性檢驗(yàn)的幾種方法比較

楊 斌

0 引言

正態(tài)分布是許多檢驗(yàn)的基礎(chǔ)，在實(shí)際使用統(tǒng)計(jì)分析時(shí),人們總是樂(lè)于正態(tài)假定,但該假定是否成立,牽涉到正態(tài)性檢驗(yàn)。比如χ2檢驗(yàn)、F檢驗(yàn)以及t檢驗(yàn)等在總體不是正態(tài)分布時(shí)是沒(méi)有任何意義的，因此，對(duì)一個(gè)總體是否來(lái)自正態(tài)總體的檢驗(yàn)至關(guān)重要。另外，方差分析、回歸分析等統(tǒng)計(jì)分析中也都首先驗(yàn)證待分析的數(shù)據(jù)是否服從正態(tài)分布，檢驗(yàn)樣本的正態(tài)性一直以來(lái)都是統(tǒng)計(jì)學(xué)里比較重要的問(wèn)題，檢驗(yàn)方法的多樣性使得這個(gè)問(wèn)題始終保持著活力。歷史上不僅有D'Agostino,Kolmogorov-Smirnov(Lillie檢驗(yàn)),Shapiro-Wilk,Ryan-Joiner等一系列的檢驗(yàn)方法,還有Anderson-Darling test(ad檢驗(yàn)),Cramer-von Mises test(cvm檢驗(yàn)),Pearson chi-square test(pearson檢驗(yàn)),Shapiro-Francia test(sf檢驗(yàn))等這些都是檢驗(yàn)樣本正態(tài)性的方法[1]。但對(duì)這幾種不同的檢驗(yàn)方法，有些檢驗(yàn)法針對(duì)小樣本,有些針對(duì)大樣本,有些則對(duì)于任何大小的樣本量都可以用,但可能效果不太好,這些不同的檢驗(yàn)方法隨著樣本的變化有何不同？檢驗(yàn)的錯(cuò)誤率大小如何？檢驗(yàn)的結(jié)果是否合理，這些問(wèn)題都需要進(jìn)一步分析和解決。本文概述了Anderson-Darling test(ad檢驗(yàn))、Pearson chi-square test(pearson檢驗(yàn))以及Kolmogorov-Smirnov(Lillie檢驗(yàn))的統(tǒng)計(jì)原理，通過(guò)隨機(jī)模擬實(shí)現(xiàn)了這幾種不同檢驗(yàn)方法的結(jié)果，并針對(duì)ad檢驗(yàn)給出了具體檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)方法，著重比較了ad檢驗(yàn)、cvm檢驗(yàn)、lillie檢驗(yàn)、pearson檢驗(yàn)、sf檢驗(yàn)這五種方法的優(yōu)劣。分析了來(lái)自不同總體的樣本數(shù)據(jù)，并做了結(jié)論分析，為更好的做正態(tài)性檢驗(yàn)提供了更加準(zhǔn)確的方法參考。

1 檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)原理

1.1 ad檢驗(yàn)原理

已知樣本為 X1，X2，…，Xn，做如下檢驗(yàn)：

H0:Xi～N(0，1)?H1:Xi不服從N(0，1)(i=1，2，…，n)

zi=，其中Φ(x)表示標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布函數(shù) ：，mean(x)表示樣本的均值：，sd(x)表示樣本標(biāo)準(zhǔn)差：

可以知道[2],這里 Fn是經(jīng)驗(yàn)分布函數(shù)，F(xiàn)0是零假設(shè)下樣本服從的分布（在本文中F0為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布）。在文獻(xiàn)[3]中提到了A2的特征函數(shù)為：，由逆轉(zhuǎn)公式及傅里葉變換：

1.2 lillie檢驗(yàn)原理

該檢驗(yàn)是對(duì)Kolmogorov-Smirnov檢驗(yàn)的修正，故先介紹Kolmogorov-Smirnov檢驗(yàn)，Kolmogorov-Smirnov檢驗(yàn)是基于經(jīng)驗(yàn)分布函數(shù)（ECDF）的檢驗(yàn)。其檢驗(yàn)方法是以樣本數(shù)據(jù)的累積頻數(shù)分布與理論正態(tài)分布比較，若兩者間的差距很小，則推斷該樣本取自某正態(tài)分布族。F0(x)表示分布的分布函數(shù)，F(xiàn)n(x)表示一組隨機(jī)樣本的累計(jì)概率函數(shù)。，設(shè) D 為 F0(x)與Fn(x)差距的最大值，定義如下式:D=max|Fn(x)-F0(x)|，當(dāng)原假設(shè)為真時(shí)，D的值應(yīng)較小，若過(guò)大，則懷疑原假設(shè)，從而，對(duì)于給定的 α ，拒絕域?yàn)椋篟={D ＞d }，p=P{D ＞d}=α,結(jié)論：當(dāng)實(shí)際觀測(cè) D＞Dn，則接受 H1，反之則不拒絕 H0假設(shè)。又，該檢驗(yàn)是對(duì)Kolmogorov-Smirnov檢驗(yàn)的修正，參數(shù)未知時(shí)，由可計(jì)算得檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值。

1.3 pearson檢驗(yàn)原理（基于經(jīng)驗(yàn)分布函數(shù)（ECDF）的檢驗(yàn)）

檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為[4]：

其中r是被估參數(shù)的個(gè)數(shù)，fi為樣本中Ai發(fā)生的實(shí)際頻數(shù),npi為H0為真時(shí)Ai發(fā)生的理論頻數(shù)。若 χ2=0，則 fi=npi,意味著對(duì)于Ai，觀測(cè)頻數(shù)與期望頻數(shù)完全一致，即完全擬合。

觀察頻數(shù)與期望頻數(shù)越接近，則χ2值越小。當(dāng)原假設(shè)為真時(shí)，有大數(shù)定理，與 pi不應(yīng)有較大差異，即 χ2值應(yīng)較小。若 χ2值過(guò)大，則懷疑原假設(shè)。拒絕域?yàn)镽={χ2≥d }，判斷統(tǒng)計(jì)量是否落入拒絕域，得出結(jié)論。從而拒絕域?yàn)?R={χ2≥d}，對(duì)于給定的α，P{χ2≥d}=α，又，判斷統(tǒng)計(jì)量是否落入拒絕域，得出結(jié)論。

2 檢驗(yàn)方法

2.1 當(dāng)樣本來(lái)自正態(tài)總體

本文進(jìn)行隨機(jī)模擬的辦法抽取樣本 X1，X2，…，Xn～N(0，1)，而樣本量n我們分別取10,100,1000，來(lái)觀察檢驗(yàn)方法的p值大?。▽?shí)驗(yàn)次數(shù)為1000次），嘗試對(duì)樣本進(jìn)行程序包nortest里的ad檢驗(yàn)、cvm檢驗(yàn)、lillie檢驗(yàn)、pearson檢驗(yàn)、sf檢驗(yàn)五種檢驗(yàn)方法分別計(jì)算得到的p值的箱線(xiàn)圖如下:

圖1 樣本n=10，100，1000時(shí)的箱線(xiàn)圖

并且我們得到了判斷錯(cuò)誤率(得到p值小于0.05的次數(shù)占1000次試驗(yàn)的比例)如表1所示:

表1 判斷錯(cuò)誤率

我們進(jìn)行隨機(jī)模擬的辦法抽取簡(jiǎn)單隨機(jī)樣本X1，X2，…，Xn～H(x) ，其中 H(x)=εΦ(x)+(1-ε)Φ(，我們?nèi)?ε=0.9 ，樣 本 量 n=10，100，1000 ，以 及 k=3，10，30，100分別對(duì)得到的樣本做ad正態(tài)性檢驗(yàn)。我們得到了圖2：

對(duì)于不同的樣本量，觀測(cè)不同的k值的影響：

從圖1中看出在樣本量較小(n=10)的情況下,lillie檢驗(yàn)和pearson檢驗(yàn)的p值均值較大,但是pearson檢驗(yàn)錯(cuò)誤率很高，其他檢驗(yàn)的錯(cuò)誤較低,同時(shí)p值的均值較大。說(shuō)明在小樣本的情況下,pearson檢驗(yàn)不夠穩(wěn)定,我們可以選用其他4個(gè)檢驗(yàn)較好。在樣本量較大(n=100,1000)的情況下,pearson檢驗(yàn)的p值均值較小,并且錯(cuò)誤率也較高(在n=100時(shí)0.061),sf檢驗(yàn)的錯(cuò)誤率也比較高(在n=1000時(shí),0.061),所以在樣本量較大時(shí),選用ad檢驗(yàn)、cvm檢驗(yàn)、lillie檢驗(yàn)較好。

2.2 當(dāng)樣本來(lái)自混合正態(tài)總體

圖2 不同樣本量ad正態(tài)性檢驗(yàn)箱線(xiàn)圖

對(duì)于不同的k值，觀測(cè)不同樣本影響：

圖3 不同的k值ad正態(tài)性檢驗(yàn)箱線(xiàn)圖

從圖2和圖3發(fā)現(xiàn):

對(duì)于樣本量比較小n=10,無(wú)論k值大小,在ad檢驗(yàn)下樣本多數(shù)為正態(tài),而對(duì)于樣本量較大的情況(n=100，1000),除了k=1.5，n=100的情況下檢驗(yàn)基本上都拒絕零假設(shè),也就是樣本并不從正態(tài)總體中得到。所以我們對(duì)該問(wèn)題有如下結(jié)論：

當(dāng)樣本量較小時(shí),無(wú)論k值的大小,該混合正態(tài)模型在ad檢驗(yàn)下都服從正態(tài)總體。

當(dāng)樣本量較大時(shí),如果k值較小(k在1到3之間),那么混合正態(tài)模型在ad檢驗(yàn)下也一定依概率服從正態(tài)總體,如果k值較大(大于3),那么該混合正態(tài)模型在ad檢驗(yàn)下基本上不符合正態(tài)總體。

2.3 當(dāng)樣本來(lái)自t分布總體

對(duì)t分布的漸近性質(zhì)進(jìn)行隨機(jī)模擬的檢驗(yàn)。從總體中抽取樣本量為n=100的簡(jiǎn)單隨機(jī)樣本 X1，X2，…，Xn～t(d)我們對(duì)于自由度分別為d=5，10，…，100用ad檢驗(yàn)做正態(tài)性檢驗(yàn),得到圖4:(x軸為不同的自由度,y軸為對(duì)應(yīng)的p值)。

圖4 d=5，10，…，100時(shí)ad正態(tài)性檢驗(yàn)箱線(xiàn)圖

于是我們對(duì)自由度d=5，6，…，20重復(fù)上面的步驟,得到圖5：(x軸為不同的自由度,y軸為對(duì)應(yīng)的p值)。

圖5 d=5，6，…，20時(shí)ad正態(tài)性檢驗(yàn)箱線(xiàn)圖

我們可以從圖5看出當(dāng)自由度d較小(小于等于20)的時(shí)候,該樣本（從t分布中抽?。┎⒉荒茉赼d檢驗(yàn)下服從正態(tài)分布，而當(dāng)自由度d較大(大于20)的時(shí)候,該樣本可以認(rèn)為是從正態(tài)總體中得到。

3 結(jié)論

本文介紹了正態(tài)性檢驗(yàn)的原理及概述了幾個(gè)常用的正態(tài)性檢驗(yàn)方法，并在取不同樣本量的情況下通過(guò)隨機(jī)模擬的方法，分別計(jì)算得到五種檢驗(yàn)方法的p值并作出箱線(xiàn)圖。而且分別考慮了當(dāng)樣本來(lái)自正態(tài)總體、混合正態(tài)總體以及t分布總體的情況下各檢驗(yàn)方法的特點(diǎn)。并得到如下結(jié)論：

（1）在樣本量較小(n=10)的情況下,當(dāng)樣本來(lái)自正態(tài)總體時(shí)，lillie檢驗(yàn)和pearson檢驗(yàn)的p值均值較大,但是pearson檢驗(yàn)錯(cuò)誤率很高，其他檢驗(yàn)的錯(cuò)誤較低,同時(shí)p值的均值較大。說(shuō)明在小樣本的情況下,pearson檢驗(yàn)不夠穩(wěn)定,我們可以選用其他4個(gè)檢驗(yàn)較好。在樣本量較大(n=100,1000)的情況下,pearson檢驗(yàn)的p值均值較小,并且錯(cuò)誤率也較高(在n=100時(shí)0.061),sf檢驗(yàn)的錯(cuò)誤率也比較高(在n=1000時(shí),0.061),所以在樣本量較大時(shí),選用ad檢驗(yàn)、cvm檢驗(yàn)、lillie檢驗(yàn)較好。

（2）當(dāng)樣本量較小時(shí),無(wú)論k值的大小,混合正態(tài)模型在ad檢驗(yàn)下都服從正態(tài)總體；當(dāng)樣本量較大時(shí),如果k值較小(k在1到3之間),那么混合正態(tài)模型在ad檢驗(yàn)下也一定依概率服從正態(tài)總體,如果k值較大(大于3),那么該混合正態(tài)模型在ad檢驗(yàn)下基本上不符合正態(tài)總體。

（3）當(dāng)自由度d較小(小于等于20)的時(shí)候,樣本（從t分布中抽取）并不能在ad檢驗(yàn)下服從正態(tài)分布。而當(dāng)自由度d較大(大于20)的時(shí)候,樣本可以認(rèn)為是從正態(tài)總體中得到。

[1] 章剛勇，阮陸寧.基于Monte Carlo隨機(jī)模擬的幾種正態(tài)性檢驗(yàn)方法的比較[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2011,(7).

[2] Anderson T W,Darling D A.A Test of Goodness of Fit[J].Journal of The American Statistical Association,1954,（49）.

[3] Anderson T W,Darling D A.Asymptotic Theory of Certain Goodness of Fit Criteria Based on Stochastic Processes[J].Annals of Mathemati?cal Statistics,1952,(23).

[4] Stephens M A.EDF Statistics for Goodness of Fit and Some Compari?sons[J].Journal of The American Statistical Association,1974,(69).