概率論與數(shù)理統(tǒng)計浙大四版3講課件

1、第四節(jié) 區(qū)間估計區(qū)間估計 引言引言 前面，我們討論了參數(shù)點估計前面，我們討論了參數(shù)點估計. 它它是用樣本算得的一個值去估計未知參數(shù)是用樣本算得的一個值去估計未知參數(shù). 但是，點估計值僅僅是未知參數(shù)的一個但是，點估計值僅僅是未知參數(shù)的一個近似值，它沒有反映出這個近似值的誤近似值，它沒有反映出這個近似值的誤差范圍，使用起來把握不大差范圍，使用起來把握不大. 區(qū)間估計區(qū)間估計正好彌補了點估計的這個缺陷正好彌補了點估計的這個缺陷 .求置信區(qū)間的一般步驟求置信區(qū)間的一般步驟:1. 明確問題明確問題, 是求什么參數(shù)的置信區(qū)間是求什么參數(shù)的置信區(qū)間? 置信水平置信水平 是多少是多少? 12. 尋找參數(shù)尋找參

2、數(shù) 的一個良好的點估計的一個良好的點估計T (X1,X2,Xn) 稱稱S(T, )為為樞軸量樞軸量. 3. 尋找一個待估參數(shù)尋找一個待估參數(shù) 和估計量和估計量T的函數(shù)的函數(shù) S(T, ),且其分布為已知且其分布為已知. 4. 對于給定的置信水平對于給定的置信水平 ，根據(jù)，根據(jù)S(T, )的分布，確定常數(shù)的分布，確定常數(shù)a, b，使得，使得 1 1 P(a S(T, )b)= 5. 對對“aS(T, )b”作等價變形作等價變形,得到如下得到如下形式形式: 121P,21 1 則則 就是就是 的的100( )的置信區(qū)間的置信區(qū)間. 可見，確定區(qū)間估計很關(guān)鍵的是要尋找可見，確定區(qū)間估計很關(guān)鍵的是要尋

3、找一個待估參數(shù)一個待估參數(shù) 和估計量和估計量T 的函數(shù)的函數(shù)S(T, ), 且且S(T, )的分布為已知的分布為已知, 不依賴于任何未知不依賴于任何未知參數(shù)參數(shù) (這樣我們才能確定一個大概率區(qū)間這樣我們才能確定一個大概率區(qū)間).而這與總體分布有關(guān)，所以，而這與總體分布有關(guān)，所以，總體分布的總體分布的形式是否已知，是怎樣的類型，至關(guān)重要形式是否已知，是怎樣的類型，至關(guān)重要. 這里，我們主要討論總體分布為這里，我們主要討論總體分布為正態(tài)正態(tài)的情形的情形. 若樣本容量很大，即使總體分布若樣本容量很大，即使總體分布未知，應(yīng)用中心極限定理，可得總體的近未知，應(yīng)用中心極限定理，可得總體的近似分布，于是也可

4、以近似求得參數(shù)的區(qū)間似分布，于是也可以近似求得參數(shù)的區(qū)間估計估計.主要討論以下幾種情形：主要討論以下幾種情形：單個正態(tài)總體均值單個正態(tài)總體均值 和方差和方差 的區(qū)間估計的區(qū)間估計. 2 兩個正態(tài)總體均值差兩個正態(tài)總體均值差 和方差比和方差比 的區(qū)間估計的區(qū)間估計.21 2221 書末附有書末附有 分布、分布、t 分布、分布、F分布的上側(cè)分布的上側(cè)分位數(shù)表，供使用分位數(shù)表，供使用. 需要注意的事項在教需要注意的事項在教材上有說明材上有說明.2 至于如何由標準正態(tài)分布函數(shù)表查表至于如何由標準正態(tài)分布函數(shù)表查表求得分位數(shù)，若你對分布函數(shù)定義熟悉的求得分位數(shù)，若你對分布函數(shù)定義熟悉的話，這個問題不難解

5、決話，這個問題不難解決.在求置信區(qū)間時，要查表求分位數(shù)在求置信區(qū)間時，要查表求分位數(shù).,),( , ,12221本方差本方差分別是樣本均值和樣分別是樣本均值和樣的樣本的樣本總體總體為為并設(shè)并設(shè)設(shè)給定置信水平為設(shè)給定置信水平為SXNXXXn 一、單個總體 的情況 ,)1(2為已知為已知 由例由例1可知可知: 1 的置信區(qū)間的置信區(qū)間的一個置信水平為的一個置信水平為 .2/ znX 的置信區(qū)間的置信區(qū)間均值均值 1. 包糖機某日開工包了包糖機某日開工包了1212包糖包糖, ,稱得質(zhì)量稱得質(zhì)量( (單單位位: :克克) )分別為分別為506,500,495,488,504,486,505,506,5

6、00,495,488,504,486,505,513,521,520,512,485. 513,521,520,512,485. 假設(shè)重量服從正態(tài)分布假設(shè)重量服從正態(tài)分布, ,解解,12,10 n ,92.502 x計計算算得得,10. 0)1(時時當當 05. 02/ zz 查查表表得得0.05). 0.10 ( 1 10, 和和分別取分別取置信區(qū)間置信區(qū)間的的試求糖包的平均質(zhì)量試求糖包的平均質(zhì)量且標準差為且標準差為.新建文件夾新建文件夾42-1.ppt42-1.ppt2-12-1,95. 021 ,645. 1例例2 2/ znx645. 1121092.502 ,67.507 2/ zn

7、x645. 1121092.502 ,17.498 90% 的置信區(qū)間為的置信區(qū)間為的置信度為的置信度為即即 ).67.507,17.498(,05. 0)2(時時當當 ,975. 021 025. 02/zz 95%的置信區(qū)間為的置信區(qū)間為的置信度為的置信度為同理可得同理可得 ).58.508,26.497(.,1 ;,1 ,置信區(qū)間也較小置信區(qū)間也較小較小時較小時當置信度當置信度置信區(qū)間也較大置信區(qū)間也較大較大時較大時當置信度當置信度從此例可以看出從此例可以看出 附表附表2-22-2,96. 1查表得查表得 ,)2(2為為未未知知 , , 2/直接使用此區(qū)間直接使用此區(qū)間不能不能中含有未知

8、參數(shù)中含有未知參數(shù)由于區(qū)間由于區(qū)間 znX , , 222 替換替換可用可用的無偏估計的無偏估計是是但因為但因為SSS 1 的置信區(qū)間的置信區(qū)間的置信度為的置信度為 .)1(2/ ntnSX 推導(dǎo)過程如下推導(dǎo)過程如下:,1)1()1( 2/2/ ntnSXntnSXP即即 1 的置信區(qū)間的置信區(qū)間的置信度為的置信度為于是得于是得 .)1(2/ ntnSX ),1(/ ntnSX 又根據(jù)第六章定理三知又根據(jù)第六章定理三知 ,1)1(/)1( 2/2/ ntnSXntP則則解解 有一大批糖果有一大批糖果,現(xiàn)從中隨機地取現(xiàn)從中隨機地取16袋袋, 稱得重稱得重量量(克克)如下如下: 496509502

9、506496493505514512497510504503499508506設(shè)袋裝糖果的重量服從正態(tài)分布設(shè)袋裝糖果的重量服從正態(tài)分布, 試求總體均值試求總體均值,151 0.05, n : )1( 分布表可知分布表可知查查 nt )15(025. 0t,2022. 6,75.503 sx計計算算得得 . 0.95 的置信區(qū)間的置信區(qū)間的置信度為的置信度為 附表附表3-13-1,1315. 2例例3 5%9 的的置置信信區(qū)區(qū)間間的的置置信信度度為為得得 1315. 2162022. 675.503).1 .507, 4 .500(即即就是說估計袋裝糖果重量的均值在就是說估計袋裝糖果重量的均值在

10、500.4克與克與507.1克之間克之間, 這個估計的可信程度為這個估計的可信程度為95%. ).( 61. 621315. 2162022. 6 克克其其誤誤差差不不大大于于 , 的的近近似似值值為為若若依依此此區(qū)區(qū)間間內(nèi)內(nèi)任任一一值值作作 這個誤差的可信度為這個誤差的可信度為95%.推導(dǎo)過程如下推導(dǎo)過程如下: , 22的的無無偏偏估估計計是是因因為為 S),1()1(222 nSn 根據(jù)第六章第二節(jié)定理二知根據(jù)第六章第二節(jié)定理二知 1 2的的置置信信區(qū)區(qū)間間的的置置信信度度為為方方差差 .)1()1(,)1()1(22/1222/2 nSnnSn . ,未知的情況未知的情況只介紹只介紹根據(jù)

11、實際需要根據(jù)實際需要 . 22的置信區(qū)間方差 1 2的置信區(qū)間的置信區(qū)間的置信度為的置信度為于是得方差于是得方差 ,1)1()1()1( 22/2222/1 nSnnP則則 ,1)1()1()1()1( 22/12222/2 nSnnSnP即即 .)1()1(,)1()1(22/1222/2 nSnnSn 1 的的置置信信區(qū)區(qū)間間的的一一個個置置信信度度為為標標準準差差 .)1(1,)1(122/122/ nSnnSn 進一步可得進一步可得:注意注意: 在密度函數(shù)不對稱時在密度函數(shù)不對稱時, , 2分分布布分分布布和和如如F 習(xí)慣上仍取對稱的分位點來習(xí)慣上仍取對稱的分位點來確定置信區(qū)間確定置信

12、區(qū)間(如圖如圖). (續(xù)例續(xù)例2) 求例求例2 2中總體標準差中總體標準差 的置信度為的置信度為0.950.95的置信區(qū)間的置信區(qū)間. .解解,151 0.975,21 0.025,2 n : )1( 2分布表可知分布表可知查查 n )15(2025. 0 ,2022. 6 s計算得計算得 )15(2975. 0 代入公式得標準差的置信區(qū)間代入公式得標準差的置信區(qū)間).60. 9,58. 4(附表附表4-14-1 ,488.27,262. 6附表附表4-24-2例例4 需要指出的是，給定樣本，給定置信水需要指出的是，給定樣本，給定置信水平，平，置信區(qū)間也置信區(qū)間也不是唯一不是唯一的的. .對同

13、一個參數(shù)，我們可以構(gòu)造許多置信區(qū)間對同一個參數(shù)，我們可以構(gòu)造許多置信區(qū)間. .N(0, 1)nXU 取樞軸量取樞軸量由標準正態(tài)分布表，對任意由標準正態(tài)分布表，對任意a、b，我們可我們可以求得以求得P( aUb) .,2已知 例如，設(shè)例如，設(shè)X1,Xn是取自是取自 的樣本，的樣本， ),(2 N求參數(shù)求參數(shù) 的置信水平為的置信水平為 的的 1置信區(qū)間置信區(qū)間.N(0, 1)nXU 例如，由例如，由P(-1.96U1.96)=0.95)(ufu96. 196. 195. 0我們得到我們得到 均值均值 的置信水平為的置信水平為 1的的置信區(qū)間為置信區(qū)間為96. 1,96. 1nXnX 由由 P(-1

14、.75U2.33)=0.95這個區(qū)間比前面一個要長一些這個區(qū)間比前面一個要長一些. .置信區(qū)間為置信區(qū)間為33. 2,75. 1nXnX 我們得到我們得到 均值均值 的置信水平為的置信水平為 1的的)(ufu33. 275. 1我們總是希望置信區(qū)間盡可能短我們總是希望置信區(qū)間盡可能短. .類似地，我們可得到若干個不同的置信類似地，我們可得到若干個不同的置信區(qū)間區(qū)間. . 任意兩個數(shù)任意兩個數(shù)a和和b，只要它們的縱標包含，只要它們的縱標包含f(u)下下95%的面積，就確定一個的面積，就確定一個95%的置信的置信區(qū)間區(qū)間. .0buuu)(ufaaabb950.950.950.在概率密度為單峰且對

15、稱的情形，當在概率密度為單峰且對稱的情形，當a =-b時時求得的置信區(qū)間的長度為最短求得的置信區(qū)間的長度為最短. .0buuu)(ufaaabb950.950.950.a =-b 即使在概率密度不對稱的情形，如即使在概率密度不對稱的情形，如 分布分布，F(xiàn)分布分布，習(xí)慣上仍取對稱的分位點來，習(xí)慣上仍取對稱的分位點來計算未知參數(shù)的置信區(qū)間計算未知參數(shù)的置信區(qū)間. .2 我們可以得到未知參數(shù)的的任何我們可以得到未知參數(shù)的的任何置信水置信水平小于平小于1的的置信區(qū)間，并且置信區(qū)間，并且置信水平越高，置信水平越高，相應(yīng)的相應(yīng)的置信區(qū)間置信區(qū)間平均長度平均長度越長越長. .)(22n)(221n)(xfx

16、)(2nX 也就是說，要想得到的區(qū)間估計可靠也就是說，要想得到的區(qū)間估計可靠度高，區(qū)間長度就長，估計的精度就差度高，區(qū)間長度就長，估計的精度就差. .這是一對矛盾這是一對矛盾. . 實用中應(yīng)在保證足夠可靠的前提下，實用中應(yīng)在保證足夠可靠的前提下，盡量使得區(qū)間的長度短一些盡量使得區(qū)間的長度短一些 .休息片刻繼續(xù)休息片刻繼續(xù)二、兩個總體 的情況., , ,),(,),( , ,122212222121121的的樣樣本本方方差差分分別別是是第第一一、二二個個總總體體總總體體的的樣樣本本均均值值分分別別是是第第一一、二二個個的的樣樣本本個個總總體體為為第第二二的的樣樣本本第第一一個個總總體體為為并并設(shè)

17、設(shè)設(shè)設(shè)給給定定置置信信度度為為SSYXNYYYNXXXnn 討論兩個總體均值差和方差比的估計問題討論兩個總體均值差和方差比的估計問題.均為已知均為已知和和2221)1( 1 21的的置置信信區(qū)區(qū)間間的的一一個個置置信信度度為為 .2221212/ nnzYX , , , 21的的無無偏偏估估計計分分別別是是因因為為 YX推導(dǎo)過程如下推導(dǎo)過程如下: , 21的無偏估計的無偏估計是是所以所以 YX 21的的置置信信區(qū)區(qū)間間兩兩個個總總體體均均值值差差 1. , 的的獨獨立立性性及及由由YX,1211 nNX ,2222 nNY , 22212121 nnNYX 可可知知 ,1, 0 2221212

18、1NnnYX 或或 1 21的的置置信信區(qū)區(qū)間間的的一一個個置置信信度度為為于于是是得得 .2221212/ nnzYX ,)2(2221均均為為未未知知和和 ),50(21則則有有即即可可實實用用上上都都很很大大和和只只要要 nn 1 21的的近近似似置置信信區(qū)區(qū)間間的的一一個個置置信信度度為為 .2221212/ nSnSzYX , ,)3(222221為未知為未知但但 1 21的的置置信信區(qū)區(qū)間間的的一一個個置置信信度度為為 .11)2(21212/ nnSnntYXw .,2)1()1( 2212222112wwwSSnnSnSnS 其其中中例例5為比較為比較, 兩種型號步槍子彈的槍口

19、速度兩種型號步槍子彈的槍口速度,隨機地取隨機地取型子彈型子彈10發(fā)發(fā), 得到槍口速度的平均值為得到槍口速度的平均值為),s/m(5001 x),s/m(10. 1 1 s標標準準差差隨機地取隨機地取型子彈型子彈20發(fā)發(fā), 得槍口速度平均值為得槍口速度平均值為),s/m(4962 x),s/m(20. 1 2 s標標準準差差假設(shè)兩總體都可認為近似假設(shè)兩總體都可認為近似地服從正態(tài)分布地服從正態(tài)分布,且由生產(chǎn)過程可認為它們的方差且由生產(chǎn)過程可認為它們的方差相等相等, 求兩總體均值差求兩總體均值差 .950 21的的置置的的置置信信度度為為 信區(qū)間信區(qū)間.解解 由題意由題意, 兩總體樣本獨立且方差相等

20、兩總體樣本獨立且方差相等(但未知但未知), 0.025,2 ,20,1021 nn,28221 nn : )1( 分布表可知分布表可知查查 nt,0484. 2)28(025. 0 t,2820. 11910. 19 222 ws,1688. 12 wwSs .950 21的置信區(qū)間的置信區(qū)間的一個置信度為的一個置信度為于是得于是得 201101)28(025. 021tSxxw),93. 04( ).93. 4,07. 3( 即所求置信區(qū)間為即所求置信區(qū)間為 . , 21為為未未知知的的情情況況僅僅討討論論總總體體均均值值 1 2221的置信區(qū)間的置信區(qū)間的一個置信度為的一個置信度為 .)1

21、, 1(1,)1, 1(1212/12221212/2221 nnFSSnnFSS推導(dǎo)過程如下推導(dǎo)過程如下: ),1()1( 1221211 nSn 由由于于 ),1()1(2222222 nSn 2221的置信區(qū)間的置信區(qū)間兩個總體方差比兩個總體方差比 2. , )1( )1( 2222221211相互獨立相互獨立與與且由假設(shè)知且由假設(shè)知 SnSn 根據(jù)根據(jù)F分布的定義分布的定義, 知知 ),1, 1(2122222121 nnFSS 22222121 SS即即 )1()1()1()1(222222121211 nSnnSn ),1, 1(21 nnF,1 )1, 1()1, 1(212/2

22、2222121212/1 nnFSSnnFP ,1)1, 1(1)1, 1(1212/122212221212/2221 nnFSSnnFSSP 1 2221的的置置信信區(qū)區(qū)間間的的一一個個置置信信度度為為于于是是得得 .)1, 1(1,)1, 1(1212/12221212/2221 nnFSSnnFSS 解解,181 n,132 n例例6 研究由機器研究由機器 A 和機器和機器 B 生產(chǎn)的鋼管內(nèi)徑生產(chǎn)的鋼管內(nèi)徑, 隨隨機抽取機器機抽取機器 A 生產(chǎn)的管子生產(chǎn)的管子 18 只只, 測得樣本方差為測得樣本方差為均未知均未知, 求方差比求方差比 .900 的置的置的置信度為的置信度為區(qū)間區(qū)間.設(shè)

23、兩樣本相互獨設(shè)兩樣本相互獨);mm(34. 0 221 s).mm(29. 0 222 s抽取機器抽取機器B生產(chǎn)的管子生產(chǎn)的管子 13 只只, 測測得樣本方差為得樣本方差為立立,且設(shè)由機器且設(shè)由機器 A 和機器和機器 B 生產(chǎn)的鋼管內(nèi)徑分別服生產(chǎn)的鋼管內(nèi)徑分別服從正態(tài)分布從正態(tài)分布),(),(222211 NN)2 , 1(,2 iii 2221 信信,10. 0 ),mm(34. 0 221 s),mm(29. 0 222 s,59. 2)12,17()1, 1(05. 0212/ FnnF )12,17()12,17(95. 02/1FF ,38. 21)17,12(105. 0 F .9

24、00 2221的的置置信信區(qū)區(qū)間間的的一一個個置置信信度度為為于于是是得得 38. 229. 034. 0,59. 2129. 034. 0 .79. 2,45. 0 解解, 91 n, 62 n,02. 0 例例7甲、乙兩臺機床加工同一種零件甲、乙兩臺機床加工同一種零件, 在機床甲在機床甲加工的零件中抽取加工的零件中抽取9個樣品個樣品, 在機床乙加工的零件在機床乙加工的零件信區(qū)間信區(qū)間. 假定測量值都服從正態(tài)分布假定測量值都服從正態(tài)分布, 方差分別為方差分別為的置的置在置信度在置信度,245. 0 21 s,357. 0 22 s由所給數(shù)據(jù)算得由所給數(shù)據(jù)算得0.98下下, 試求這兩臺機床加工

25、精度之比試求這兩臺機床加工精度之比.,2221 21 中抽取中抽取6個樣品個樣品,并分別測得它們的長度并分別測得它們的長度(單位單位:mm), 3 .10)5, 8()1, 1(99. 0212/1 FnnF )5, 8()5, 8(01. 02/FF ,63. 61)8, 5(199. 0 F .980 21的置信區(qū)間的置信區(qū)間的一個置信度為的一個置信度為于是得于是得 )1, 1(1,)1, 1(1212/12221212/2221 nnFSSnnFSS 357. 063. 6245. 0,3 .10357. 0245. 0 .133. 2,258. 0 一個正態(tài)總體未知參數(shù)的置信區(qū)間一個正

26、態(tài)總體未知參數(shù)的置信區(qū)間待估參數(shù)待估參數(shù)隨機變量隨機變量隨機變量隨機變量的分布的分布雙側(cè)置信區(qū)間的上、下限雙側(cè)置信區(qū)間的上、下限 2 已已知知2 未知未知2 已知已知 未知未知 nX/ nSX/ niiX1221 niiXX1221 10，N 1 nt n2 12 n nzX 2 nSntX 12 nXnXniinii211221222 11211221222 nXXnXXniinii 兩個正態(tài)總體未知參數(shù)的置信區(qū)間（一）兩個正態(tài)總體未知參數(shù)的置信區(qū)間（一）待估參數(shù)待估參數(shù)隨機變量隨機變量隨機變量隨機變量的分布的分布雙側(cè)置信區(qū)間的上、下限雙側(cè)置信區(qū)間的上、下限21 均已知均已知、222 但未知

27、但未知2221 nmYX222121 nmSYXw1121 10，N 2 nmt nmzYX22212 nmSnmtYXw1122 21122212 nmSnSmSw其中其中兩個正態(tài)總體未知參數(shù)的置信區(qū)間（二）兩個正態(tài)總體未知參數(shù)的置信區(qū)間（二）待估待估參數(shù)參數(shù)隨機變量隨機變量隨機變量隨機變量的分布的分布 雙側(cè)置信區(qū)間的上、下限雙側(cè)置信區(qū)間的上、下限2221 njjmiiYmXn1222212121/ nmF， ， njjmiiYmXnnmF12212121 均已知均已知、21 均未知均未知、21 njjmiiYmXnnmF122121121 ，22222121 SS），11( nmF ，22

28、211112SSnmF 222111112SSnmF ， 三、單側(cè)置信區(qū)間三、單側(cè)置信區(qū)間 上述置信區(qū)間中置信限都是雙側(cè)的，但上述置信區(qū)間中置信限都是雙側(cè)的，但對于有些實際問題，人們關(guān)心的只是參數(shù)在對于有些實際問題，人們關(guān)心的只是參數(shù)在一個方向的界限一個方向的界限. 例如對于設(shè)備、元件的使用壽命來說，平均例如對于設(shè)備、元件的使用壽命來說，平均壽命過長沒什么問題，過短就有問題了壽命過長沒什么問題，過短就有問題了. 這時，可將置信上限取這時，可將置信上限取為為+，而只著眼于置信下，而只著眼于置信下限，這樣求得的置信區(qū)間限，這樣求得的置信區(qū)間叫單側(cè)置信區(qū)間叫單側(cè)置信區(qū)間.于是引入單側(cè)置信區(qū)間和置信限

29、的定義：于是引入單側(cè)置信區(qū)間和置信限的定義： 11P),(2111nXXX 滿足滿足設(shè)設(shè) 是是 一個待估參數(shù)，給定一個待估參數(shù)，給定, 0 若由樣本若由樣本X1,X2,Xn確定的統(tǒng)計量確定的統(tǒng)計量則稱區(qū)間則稱區(qū)間 是是 的置信水平為的置信水平為 的的單側(cè)置信區(qū)間單側(cè)置信區(qū)間. ),1 11 稱為單側(cè)置信下限稱為單側(cè)置信下限.),(2122nXXX 又若統(tǒng)計量又若統(tǒng)計量 滿足滿足 12P2 則稱區(qū)間則稱區(qū)間 是是 的置信水平為的置信水平為 的的單側(cè)置信區(qū)間單側(cè)置信區(qū)間. ,(2 1 稱為單側(cè)置信上限稱為單側(cè)置信上限.單個單個正態(tài)總體均值與方差的單側(cè)置信區(qū)間正態(tài)總體均值與方差的單側(cè)置信區(qū)間 , )

30、( , 2均為未知均為未知方差是方差是的均值是的均值是設(shè)正態(tài)總體設(shè)正態(tài)總體 X , , 21是一個樣本是一個樣本nXXX),1(/ ntnSX 由由,1)1(/ ntnSXP有有,1)1( ntnSXP即即,),1( ntnSX 1 的置信下限的置信下限的置信水平為的置信水平為 ).1( ntnSX ),1()1( 222 nSn 又根據(jù)又根據(jù),1)1()1( 2122 nSnP有有 1的單側(cè)置信區(qū)間的單側(cè)置信區(qū)間的一個置信水平為的一個置信水平為于是得于是得 12的的單單側(cè)側(cè)置置信信區(qū)區(qū)間間的的一一個個置置信信水水平平為為于于是是得得 ,)1()1(, 0212 nSn 12的單側(cè)置信上限的單

31、側(cè)置信上限的置信水平為的置信水平為 .)1()1(2122 nSn ,1)1()1( 2122 nSnP即即設(shè)燈泡壽命服從正態(tài)分布設(shè)燈泡壽命服從正態(tài)分布. 求燈泡壽命均求燈泡壽命均值值 的置信水平為的置信水平為0.95的單側(cè)置信下限的單側(cè)置信下限. 例例8從一批燈泡中隨機抽取從一批燈泡中隨機抽取5只作壽命試只作壽命試驗，測得壽命驗，測得壽命X（單位：小時）如下：（單位：小時）如下：1050，1100，1120，1250，1280 ) 1(ntnSX 由于方差由于方差 未知，取樞軸量未知，取樞軸量2 解：解： 的點估計取為樣本均值的點估計取為樣本均值 X 對給定的置信水平對給定的置信水平 ，確定分位數(shù)