2.2.2 I praksis
2.2.2.1 Beregning
Når vi skal estimere forskellen μ1−μ2 mellem middelværdierne i to grupper af normalfordelte observationer, kan vi bruge det nedenstående resultat til at sige noget om, hvor præcist vores estimat ˆμ1−ˆμ2 er.
Resultat: Konfidensinterval for μ1−μ2
Under antagelserne i det foregående afsnit vil forskellen μ1−μ2 mellem middelværdierne i de to grupper ligge i intervallet [ˆμ1−ˆμ2+tα/2(f)⋅√ˆσ21n1+ˆσ22n2;ˆμ1−ˆμ2−tα/2(f)⋅√ˆσ21n1+ˆσ22n2] med sandsynlighed 1−α, hvor tα/2(f) er α/2-fraktilen i t(f)-fordelingen og f er som anført i foregående afsnit.
Vi ser igen på prisen på Grøn Tuborg i Føtex og Bilka og beregner nu et konfidensinterval for forskellen mellem de forventede priser μ1 og μ2 i de to supermarkeder.
Sætter vi α=5%, finder vi, at et 95% (=1−α) konfidensinterval for forskellen μ1−μ2 er givet som =[ˆμ1−ˆμ2+t2,5%(f)⋅√ˆσ21n1+ˆσ22n2;ˆμ1−ˆμ2−t2,5%(f)⋅√ˆσ21n1+ˆσ22n2]=[0,286−1,97⋅0,0251;0,286+1,97⋅0,0251]=[0,24;0,34]

Figur 2.5: 95%-konfidensinterval for forskellen i middelværdier
Med 95% sandsynlighed vil den sande forskel mellem de forventede priser på Grøn Tuborg i Føtex og Bilka således ligge mellem 0,24 kr. og 0,34 kr.
På tilsvarende vis er eksempelvis et 99%-konfidensinterval givet som [0,22 kr.;0,35 kr.].

Figur 2.6: 99%-konfidensinterval for forskellen i middelværdier
Med 99% sandsynlighed vil den sande forskel mellem de forventede priser på Grøn Tuborg i Føtex og Bilka således ligge mellem 0,22 kr. og 0,35 kr.
Der ser dermed på baggrund af datamaterialet ud til at være tegn på en prisforskel på Grøn Tuborg mellem Føtex og Bilka på i hvert fald 20 øre.2.2.2.2 Intuition
- Jo flere observationer n1, desto smallere bliver konfidensintervallet, indtil et vist punkt hvorefter intervallets bredde reelt er uændret. Intuitionen er, at jo flere observationer i gruppe 1 (dvs. jo mere information om μ1) vi har til rådighed, desto mere præcist er vi i stand til at gætte på værdien af μ1 og dermed på værdien af μ1−μ2. Men uanset hvor meget information vi har fra gruppe 1, er der fortsat usikkerhed om μ2 og dermed også om μ1−μ2.
- Jo højere konfidensniveau 1−α, desto bredere bliver konfidensintervallet. Intuitionen er, at jo mere sikker vi vil være på, at intervallet indeholder den sande værdi μ1−μ2, desto bredere er vi nødt til at gøre intervallet.
- Jo højere standardafvigelse σ1, desto bredere bliver konfidensintervallet, men med en vis mindstebredde uanset hvor lille σ1 er. Intuitionen er, at jo mere usikkerhed, der er omkring hver enkelt observation i gruppe 1, desto mindre præcist er vi i stand til at gætte på værdien af μ1 og dermed på værdien af μ1−μ2. Selv med stort set ingen usikkerhed om μ1 er der fortsat usikkerhed om μ1−μ2, som skyldes usikkerheden omkring observationerne fra gruppe 2.