假設(shè)檢驗(yàn)兩個(gè)總體演示文稿

假設(shè)檢驗(yàn)兩個(gè)總體演示文稿本文檔共48頁；當(dāng)前第1頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分假設(shè)檢驗(yàn)兩個(gè)總體本文檔共48頁；當(dāng)前第2頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分方差的卡方(2)檢驗(yàn)檢驗(yàn)一個(gè)總體的方差或標(biāo)準(zhǔn)差假設(shè)總體近似服從正態(tài)分布檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：樣本方差假設(shè)的總體方差本文檔共48頁；當(dāng)前第3頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分總體方差的區(qū)間估計(jì)(圖示)2df＝（n－1）本文檔共48頁；當(dāng)前第4頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分方差的卡方(2)檢驗(yàn)(例題分析)【例】某廠商生產(chǎn)出一種新型的飲料裝瓶機(jī)器，按設(shè)計(jì)要求，該機(jī)器裝一瓶一升(1000cm3)的飲料誤差是否為1cm3?，F(xiàn)從該機(jī)器裝完的產(chǎn)品中隨機(jī)抽取25瓶，分別進(jìn)行測(cè)定，得到如下結(jié)果(用樣本減1000cm3)。

(=0.05)0.3-0.4-0.71.4-0.6-0.3-1.50.6-0.91.3-1.30.71-0.50-0.60.7-1.5-0.2-1.9-0.51-0.2-0.61.1綠色健康飲品雙側(cè)檢驗(yàn)H0:2=1本文檔共48頁；當(dāng)前第5頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分解：設(shè)H0:2=1H1:2

1=0.05df=25－1=24選擇檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為:本文檔共48頁；當(dāng)前第6頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分解：設(shè)H0:2=1H1:2

1=0.05df=25－1=24選擇檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為:20臨界值點(diǎn)本文檔共48頁；當(dāng)前第7頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分H0:2=1H1:2

1=0.05df=25－1=24統(tǒng)計(jì)量:2039.3612.40/2=.05臨界值本文檔共48頁；當(dāng)前第8頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分H0:2=1H1:2

1=0.05df=25－1=24檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量:2039.3612.40/2=.05臨界值右圖中的兩個(gè)臨界值點(diǎn)可查表得到：本文檔共48頁；當(dāng)前第9頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分H0:2=1H1:2

1=0.05df=25-1=24計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量:本文檔共48頁；當(dāng)前第10頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量:如何決策？結(jié)論？2039.3612.40/2=.0520.8/2=.05H0:2=1本文檔共48頁；當(dāng)前第11頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分統(tǒng)計(jì)量:

在=0.05的水平上不拒絕H0在=0.05的水平上可以認(rèn)為該機(jī)器的性能達(dá)到設(shè)計(jì)要求。

決策:結(jié)論:H0:2=12039.3612.40/2=0.0520.8/2=0.05本文檔共48頁；當(dāng)前第12頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分有人說在大學(xué)中男生的學(xué)習(xí)成績比女生的好，現(xiàn)從南農(nóng)大隨機(jī)抽取了25名男生和16名女生，對(duì)他們進(jìn)行了同樣題目的測(cè)試。結(jié)果男生的平均成績?yōu)?2分，方差為56分；女生的平均成績?yōu)?8分，方差為49分。假設(shè)顯著性水平為0.02，從上述數(shù)據(jù)中能得到什么結(jié)論？本文檔共48頁；當(dāng)前第13頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分§5.3兩個(gè)正態(tài)總體參數(shù)的檢驗(yàn)本文檔共48頁；當(dāng)前第14頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分§5.3兩個(gè)正態(tài)總體參數(shù)的檢驗(yàn)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的確定兩個(gè)總體均值之差的檢驗(yàn)兩個(gè)總體方差比的檢驗(yàn)本文檔共48頁；當(dāng)前第15頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分兩個(gè)正態(tài)總體參數(shù)的檢驗(yàn)兩個(gè)總體的檢驗(yàn)Z檢驗(yàn)(大樣本)t檢驗(yàn)(小樣本)F檢驗(yàn)獨(dú)立樣本均值方差本文檔共48頁；當(dāng)前第16頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分獨(dú)立樣本總體均值之差的檢驗(yàn)本文檔共48頁；當(dāng)前第17頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分兩個(gè)獨(dú)立樣本之差的抽樣分布m1s1總體1s2

m2總體2抽取簡單隨機(jī)樣樣本容量n1計(jì)算X1抽取簡單隨機(jī)樣樣本容量n2計(jì)算X2計(jì)算每一對(duì)樣本的X1-X2所有可能樣本的X1-X2m1-m2抽樣分布本文檔共48頁；當(dāng)前第18頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分兩個(gè)總體均值之差的檢驗(yàn)(12、22已知)1. 假定條件兩個(gè)樣本是獨(dú)立的隨機(jī)樣本兩個(gè)總體都是正態(tài)分布若不是正態(tài)分布,可以用正態(tài)分布來近似(n130和n230)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為本文檔共48頁；當(dāng)前第19頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分兩個(gè)總體均值之差的檢驗(yàn)(12、22已知)1. 假定條件兩個(gè)樣本是獨(dú)立的隨機(jī)樣本兩個(gè)總體都是正態(tài)分布若不是正態(tài)分布,可以用正態(tài)分布來近似(n130和n230)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為本文檔共48頁；當(dāng)前第20頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分兩個(gè)總體均值之差的檢驗(yàn)(假設(shè)的形式)假設(shè)研究的問題沒有差異有差異均值1均值2均值1<均值2均值1均值2均值1>均值2H0

1–2=0

1–20

1–20H1

1–20

1–2<0

1–2>0本文檔共48頁；當(dāng)前第21頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分兩個(gè)總體均值之差的檢驗(yàn)(假設(shè)的形式)假設(shè)研究的問題沒有差異有差異均值1均值2均值1<均值2均值1均值2均值1>均值2H0

1–2=0

1–20

1–20H1

1–20

1–2<0

1–2>0本文檔共48頁；當(dāng)前第22頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分兩個(gè)總體均值之差的檢驗(yàn)(假設(shè)的形式)假設(shè)研究的問題沒有差異有差異均值1均值2均值1<均值2均值1均值2均值1>均值2H0

1–2=0

1–20

1–20H1

1–20

1–2<0

1–2>0本文檔共48頁；當(dāng)前第23頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分1-aa/2a/2－本文檔共48頁；當(dāng)前第24頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分兩個(gè)總體均值之差的檢驗(yàn)(例題分析)

雙側(cè)檢驗(yàn)！【例】有兩種施肥方法可用于提高作物產(chǎn)量。根據(jù)以往的資料得知，第一種施肥方法作物產(chǎn)量的標(biāo)準(zhǔn)差為8公斤，第二種方法的標(biāo)準(zhǔn)差為10公斤。從采用兩種施肥方法中的試驗(yàn)小區(qū)各抽取一個(gè)隨機(jī)樣本，樣本容量分別為n1=32，n2=40，測(cè)得x2=50公斤，x1=44公斤。問采用這兩種施肥方法的作物產(chǎn)量是否有顯著差別？

(=0.05)H0:1-2=0本文檔共48頁；當(dāng)前第25頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分兩個(gè)樣本是獨(dú)立的隨機(jī)樣本兩個(gè)總體都是正態(tài)分布若不是正態(tài)分布,可以用正態(tài)分布來近似(n130和n230)選用的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為本文檔共48頁；當(dāng)前第26頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分解：設(shè)H0:1-2=0H1:1-2

0=0.05n1=32，n2

=40選擇檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量并計(jì)算:確定接受域和拒絕域：Z01.96-1.96.025拒絕H0拒絕H0.025臨界值本文檔共48頁；當(dāng)前第27頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量:決策？結(jié)論？Z01.96-1.96.025拒絕H0拒絕H0.0252.83本文檔共48頁；當(dāng)前第28頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量:決策:結(jié)論:

在=0.05的水平上拒絕H0在=0.05的水平上兩種施肥方法的作物產(chǎn)量有顯著差異Z01.96-1.96.拒絕H0拒絕H02.83本文檔共48頁；當(dāng)前第29頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分兩個(gè)正態(tài)總體均值之差的檢驗(yàn)

(12、22未知且不相等,小樣本)本文檔共48頁；當(dāng)前第30頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分兩個(gè)總體均值之差的檢驗(yàn)

(12、22未知且不相等,小樣本)檢驗(yàn)具有不等方差的兩個(gè)總體的均值假定條件：兩個(gè)樣本是獨(dú)立的隨機(jī)樣本；兩個(gè)總體都是正態(tài)分布；兩個(gè)總體方差未知且不相等1222檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：本文檔共48頁；當(dāng)前第31頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分兩個(gè)總體均值之差的檢驗(yàn)

(12、22未知且不相等,小樣本)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：其中：自由度v：當(dāng)n1＝n2時(shí)，自由度為n1＋n2－2本文檔共48頁；當(dāng)前第32頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分兩個(gè)正態(tài)總體均值之差的檢驗(yàn)

(12、22未知但相等,小樣本)本文檔共48頁；當(dāng)前第33頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分兩個(gè)總體均值之差的檢驗(yàn)

(12、22未知但相等,小樣本)檢驗(yàn)具有等方差的兩個(gè)總體的均值假定條件兩個(gè)樣本是獨(dú)立的隨機(jī)樣本兩個(gè)總體都是正態(tài)分布兩個(gè)總體方差未知但相等12=22檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：本文檔共48頁；當(dāng)前第34頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分H0:1-2

0

單側(cè)檢驗(yàn)案例：樣本1均值為583，方差＝2698.095，樣本2均值為629.25，方差＝3675.461問：總體1均值是否小于總體2的均值？（缺少兩個(gè)總體方差水平的信息。）本文檔共48頁；當(dāng)前第35頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分兩個(gè)總體方差比的檢驗(yàn)本文檔共48頁；當(dāng)前第36頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分兩個(gè)總體方差比的檢驗(yàn)(F檢驗(yàn))假定條件兩個(gè)總體都服從正態(tài)分布兩個(gè)獨(dú)立的隨機(jī)樣本假定形式H0：s12=s22

或H0：s12

s22

(或

)H1：s12

s22H1：s12

<s22

(或>)本文檔共48頁；當(dāng)前第37頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分兩個(gè)總體方差比的檢驗(yàn)(F檢驗(yàn))檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：？本文檔共48頁；當(dāng)前第38頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分兩個(gè)總體方差比的檢驗(yàn)(F檢驗(yàn))檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：本文檔共48頁；當(dāng)前第39頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分兩個(gè)總體方差比的檢驗(yàn)(F檢驗(yàn))檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：由于假設(shè)H0：＝即：F=S12/S22～F(n1–1,n2–1)本文檔共48頁；當(dāng)前第40頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分兩個(gè)總體方差的F檢驗(yàn)

(臨界值)0不能拒絕H0F拒絕H0a/2a/2拒絕H0本文檔共48頁；當(dāng)前第41頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分0不能拒絕H0F拒絕H0a/2a/2拒絕H0可直接查表得到本文檔共48頁；當(dāng)前第42頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分例如：分別從兩個(gè)正態(tài)總體中抽樣，樣本容量分別為n1＝15，n2＝20；樣本方差分別為S12=2431.429，S22=3675.461，請(qǐng)?jiān)讦粒?.05的水平下檢驗(yàn)兩個(gè)總體方差水平的差異性。本文檔共48頁；當(dāng)前第43頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分解：設(shè)H0:12=22

H1:12

22

=0.05n1=15，n2

=20臨界值0FF0.975=0.352.025拒絕H0拒絕H0.025F0.025=2.62本文檔共48頁；當(dāng)前第44頁；編輯于星期五\22點(diǎn)51分H0:12=22

H1:12