f분포 (F-distribution 또는 Snedecor's F-distribution 또는 Fisher–Snedecor distribution)는
통계학 에서 사용하는
연속 확률 분포 (continuous probability distribution)로
분산 분석 에 많이 사용한다.
독립적인 두
카이제곱분포 에 관한 비로써 정의된다. 자유도는 분자에 해당하는 카이제곱분포의 자유도와 분모에 해당하는 카이제곱분포의 자유도에 의해 결정된다. 분산 비 검정,
분산 분석 ,
회귀 분석 등에 사용한다.
F-분포로 하는
검정 (test)을
F-검정 (F-test)이라고 한다.
U 1 ∼ χ v 1 2 , U 2 ∼ χ v 2 2 U_1\sim\chi^2_{v_1},\,U_2\sim\chi^2_{v_2} U 1 ∼ χ v 1 2 , U 2 ∼ χ v 2 2 이고
U 1 U_1 U 1 과
U 2 U_2 U 2 가 독립일 때 f분포를 다음과 같이 정의한다.
F = U 1 / v 1 U 2 / v 2 ∼ F v 1 , v 2 F=\dfrac{U_1/v_1}{U_2/v_2}\sim F_{v_1,\,v_2} F = U 2 / v 2 U 1 / v 1 ∼ F v 1 , v 2 v 1 v_1 v 1 은
U 1 U_1 U 1 (분자)의 자유도이고,
v 2 v_2 v 2 는
U 2 U_2 U 2 (분모)의 자유도이다.
한편,
F v 1 , v 2 , α \Large{F_{v_1,\;v_2,\;\alpha}} F v 1 , v 2 , α 는
X ∼ F v 1 , v 2 \Large X\sim{F_{v_1,\;v_2}} X ∼ F v 1 , v 2 에 대하여
P [ X ≥ a ] = α P[X\geq a]=\alpha P [ X ≥ a ] = α 가 되도록 하는
a a a 의 값을 일컫는다.
분산비검정 (variance ratio test)이란 다음과 같이 두 분산을 비교할 때 사용하는 방법이다.
두
카이제곱분포 U 1 = ( n 1 − 1 ) s 1 2 σ 1 2 ∼ χ n 1 − 1 2 U_1=\dfrac{(n_1-1){s_1}^2}{{\sigma_1}^2}\sim\large{\chi^2_{n_1-1}} U 1 = σ 1 2 ( n 1 − 1 ) s 1 2 ∼ χ n 1 − 1 2 과
U 1 = ( n 2 − 1 ) s 1 2 σ 2 2 ∼ χ n 2 − 1 2 U_1=\dfrac{(n_2-1){s_1}^2}{{\sigma_2}^2}\sim\large{\chi^2_{n_2-1}} U 1 = σ 2 2 ( n 2 − 1 ) s 1 2 ∼ χ n 2 − 1 2 에 대하여
F = U 1 / v 1 U 2 / v 2 = ( n 1 − 1 ) s 1 2 σ 1 2 ⋅ v 1 ( n 2 − 1 ) s 1 2 σ 2 2 ⋅ v 2 = s 1 2 / σ 1 2 s 2 2 / σ 2 2 = s 1 2 / s 2 2 σ 1 2 / σ 2 2 ∼ F n 1 − 1 , n 2 − 1 \begin{aligned}F&=\dfrac{U_1/v_1}{U_2/v_2}=\dfrac{\cfrac{\cancel{(n_1-1)}{s_1}^2}{{\sigma_1}^2\cdot\cancel{{v_1}} }}{\dfrac{\cancel{(n_2-1)}{s_1}^2}{{\sigma_2}^2\cdot\cancel{{v_2}} }}\\ \\&=\dfrac{{s_1}^2/{\sigma_1}^2}{{s_2}^2/{\sigma_2}^2}=\dfrac{{s_1}^2/{s_2}^2}{{\sigma_1}^2/{\sigma_2}^2}\sim \large{F_{n_1-1,\;n_2-1}}\end{aligned} F = U 2 / v 2 U 1 / v 1 = σ 2 2 ⋅ v 2 ( n 2 − 1 ) s 1 2 σ 1 2 ⋅ v 1 ( n 1 − 1 ) s 1 2 = s 2 2 / σ 2 2 s 1 2 / σ 1 2 = σ 1 2 / σ 2 2 s 1 2 / s 2 2 ∼ F n 1 − 1 , n 2 − 1 ( ∵ v 1 = n 1 − 1 , v 2 = n 2 − 1 ) (\because v_1=n_1-1,\;v_2=n_2-1) ( ∵ v 1 = n 1 − 1 , v 2 = n 2 − 1 ) 분모와 분자의 자유도가 서로 바뀌어 있는 두
F F F 분포에 대하여 다음과 같은 중요한 성질이 성립한다.
F v 1 , v 2 , α = 1 F v 2 , v 1 , 1 − α \Large{F_{v_1,\;v_2,\;\alpha}}=\dfrac1{\Large{F_{v_2,\;v_1,\;1-\alpha} }} F v 1 , v 2 , α = F v 2 , v 1 , 1 − α 1 [증명] 두
F F F 분포
X ∼ F v 1 , v 2 X\sim\Large{F_{v_1,\;v_2}} X ∼ F v 1 , v 2 이고
Y = 1 X ∼ F v 2 , v 1 Y=\dfrac1X\sim\Large{F_{v_2,\;v_1}} Y = X 1 ∼ F v 2 , v 1 이 있을 때
P [ X ≥ F v 1 , v 2 , α ] = α P [ Y ≥ F v 2 , v 1 , 1 − α ] = 1 − α \begin{aligned}{\color{red}\Large P\left[X\geq{F_{v_1,\;v_2,\;\alpha}}\right]}&=\alpha\\\Large P\left[Y\geq{F_{v_2,\;v_1,\;1-\alpha}}\right]&=1-\alpha\end{aligned} P [ X ≥ F v 1 , v 2 , α ] P [ Y ≥ F v 2 , v 1 , 1 − α ] = α = 1 − α 두 번째 식을 변형하면
P [ 1 Y ≤ 1 F v 2 , v 1 , 1 − α ] = 1 − α → P [ 1 Y ≥ 1 F v 2 , v 1 , 1 − α ] = α \begin{aligned}{\Large P\left[\dfrac1Y\leq\dfrac1{{F_{v_2,\;v_1,\;1-\alpha} }}\right]}&=1-\alpha\\\rightarrow{\color{red}{\Large P\left[\dfrac1Y\geq\dfrac1{{F_{v_2,\;v_1,\;1-\alpha} }}\right]}}&=\alpha\end{aligned} P Y 1 ≤ F v 2 , v 1 , 1 − α 1 → P Y 1 ≥ F v 2 , v 1 , 1 − α 1 = 1 − α = α 빨간색 식끼리는 값이
α \alpha α 로 같으면서,
Y = 1 X Y=\dfrac1X Y = X 1 이므로 결국 다음 양변이 같을 수밖에 없다.
F v 1 , v 2 , α = 1 F v 2 , v 1 , 1 − α \Large{F_{v_1,\;v_2,\;\alpha}}=\dfrac1{\Large{F_{v_2,\;v_1,\;1-\alpha} }} F v 1 , v 2 , α = F v 2 , v 1 , 1 − α 1 또한,
t \boldsymbol t t 분포 를 제곱하면 분자와 분모의 자유도가 각각 1, v \boldsymbol v v 인 F \boldsymbol F F 분포가 된다.t = Z U / v ∼ t v → t 2 = Z 2 / 1 U / v ∼ F 1 , v \begin{aligned}t&=\dfrac{Z}{\sqrt{U/v}}\sim t_v\\\rightarrow t^2&=\dfrac{Z^2/1}{U/v}\sim F_{1,\;v}\end{aligned} t → t 2 = U / v Z ∼ t v = U / v Z 2 /1 ∼ F 1 , v