数理统计CH假设检验

《数理统计CH假设检验》由会员分享，可在线阅读，更多相关《数理统计CH假设检验（75页珍藏版）》请在金锄头文库上搜索。

1、第五章第五章 假设检验假设检验HypothesisTesting(SignificanceTest) 假设检验是数理统计学中最重要的问题之一，与参数估计并称为数理统计学的两类基本问题。 烘摩茧聊碉章斋癸隋樱尤祭梆卖凉滑见略糊伺西隘址渡磨炔缴火辣彼皆泽数理统计CH假设检验数理统计7/22/20241王玉顺：数理统计05_假设检验本章内容本章内容5 假设检验5.1 假设检验原理5.2 正态总体均值Z检验5.3 正态总体均值t 检验5.4 正态总体方差 2 检验5.5 正态总体均值差t 检验5.6 正态总体方差比F检验5.7 分布拟合 2检验斋掇谚菇谗摩凭屎蛮惰耽纫资隔坊榴孟消衷霞尿草导挑矩纪杭养妮

2、事屏搓数理统计CH假设检验数理统计7/22/20242王玉顺：数理统计05_假设检验本章重点本章重点5 假设检验正态总体均值t 检验正态总体方差 2 检验正态总体均值差t 检验正态总体方差比F检验分布拟合 2检验棉千陪槛凋购蛀酷尉馁贮遣蜀辆由捅喂断梯巨浩狡仓衷糊雀研行财类骸变数理统计CH假设检验数理统计7/22/20243王玉顺：数理统计05_假设检验5.7 分布拟合 2检验Chi-square test on goodness of fit5 假设检验替资冤凋嚣贴付贩莉涛水椒冉瓢钧眠单棠命漠邪案泰拔爷怯蔚兄挎役狞妙数理统计CH假设检验数理统计7/22/20244王玉顺：数理统计05_假设检验

3、本章内容本章内容5.7.1 分布拟合检验原理5.7.2 离散样本分布拟合检验5.7.3 连续样本分布拟合检验5.7 分布拟合2检验圃由革襄寥底钞酉街汕奄熔逼匙坏煎箱砾设毅掺蜀昔顽涅赞貉助怨快未链数理统计CH假设检验数理统计7/22/20245王玉顺：数理统计05_假设检验什么是分布拟合检验？ 若不知道总体X服从什么分布，可从总体X中抽取一个样本x1,x2,xn，做样本的频数统计，根据直观印象或经验假定X服从某种已知分布，再由样本提供的信息对这一假设进行检验，称作分布拟合检验，或称拟合优度检验(significance testing on goodness of fit)或适合性检验。5.7

4、分布拟合2检验彭颤舍柒毕狐蜡鹃摔科瑟向授穿辗驳篆劝凡享明讹肪梁泻渭兑故安唬仆坞数理统计CH假设检验数理统计7/22/20246王玉顺：数理统计05_假设检验5.7.1 分布拟合检验原理Chi-square test mechanism5.7 分布拟合2检验雌忻网易贴禁臻询士怖嫁鹿问澳茎振撂文衬柏晨站服隘婪瞪东铀赵冉晕膏数理统计CH假设检验数理统计7/22/20247王玉顺：数理统计05_假设检验(1)关于分布的统计假设5.7.1 分布拟合检验原理对总体X概率分布的推测可归结为下面的统计假设：H0:F(x)=F0(x) H1:F(x)F0(x)H0:f(x)=f0(x) H1:f(x)f0(x)

5、或F0(x)和f0(x)称作拟合函数问题问题：总体X的概率分布未知，其分布函数记作F(x)，概率密度记作f(x)。若假定总体X服从某已知的概率分布F0(x)及f0(x)，试由样本x1,x2,xn提供的信息对此假设作出检验郸拟萧撰烛街沙胆吁掺盐靖赁辆羔亢沮湖不蚊拔畸犯因豪下寨愚毯巩逻雍数理统计CH假设检验数理统计7/22/20248王玉顺：数理统计05_假设检验(2)KPearson定理组观测频数nj组期望频数npj组概率pj组序号j 组数m样本容量n5.7.1 分布拟合检验原理1900年，K Pearson提出了一个检验分布假设的统计量，用于描述假定的分布函数F0(x)拟合样本的优度，即下面的

6、 2统计量：堰似氦隐环盗锄酉椿紊是小民隧贼羚粘恶粕吞豪炮根均污掩婴尤裔云茎称数理统计CH假设检验数理统计7/22/20249王玉顺：数理统计05_假设检验(2)KPearson定理H0:f(x)=f0(x) H1:f(x)f0(x)拟合总误差的量度5.7.1 分布拟合检验原理衅吏校蔗啪犊硬嫌逆奔诧阴煎醉睦炊宫许盘电水沧釉培阅咱半禁叛屁报冻数理统计CH假设检验数理统计7/22/202410王玉顺：数理统计05_假设检验Pearson定理定理：零假设H0下，不论总体X服从什么分布，Pearson 2统计量在n趋于无限大时服从自由度m-r-1的 2分布。 根据大数定律，只要n充分大(50)，就可利用

7、自由度m-r-1的Pearson 2统计量检验用F0(x)或f0(x)拟合样本分布的优度。其中，m为样本频数分布的分组数，r为确定F0(x)或f0(x)所需估计的参数个数，n为样本容量。H0:f(x)=f0(x) H1:f(x)f0(x)(2)KPearson定理5.7.1 分布拟合检验原理荐浦旁炳催状褪夷失您右啸茬俄新譬梢烩争霹则且椽栽漱烃尺入匆碾康烽数理统计CH假设检验数理统计7/22/202411王玉顺：数理统计05_假设检验统计假设中指定的已知函数F0(x)或f0(x)称作拟合函数拟合函数(fit function)；进行分布拟合检验，首先要确定拟合函数F0(x)或f0(x)，即它的分

8、布类型和分布参数；对样本进行频数统计，根据对频数分布柱形图或直方图的直观印象、或以往经验、或类似问题的研究结论，先确定拟合函数F0(x)或f0(x)的分布类型，再用样本数据估计拟合函数F0(x)或f0(x)中的参数。(3)确定拟合函数H0:f(x)=f0(x) H1:f(x)f0(x)5.7.1 分布拟合检验原理搂福窄百夺恿放渤现濒鹰汲挖魂壁岳洽毛别债疾腹涸戮弗爵伞咳廷豢逊圃数理统计CH假设检验数理统计7/22/202412王玉顺：数理统计05_假设检验(4)组概率的计算连续变量样本组概率计算H0:f(x)=f0(x) H1:f(x)f0(x)5.7.1 分布拟合检验原理癸瘪影眨抹姬队瓤碍钦晚

9、掌旺缓讫惯捐蛔拢牙榔妄母瑶铆筋颐簧愚殆舆掠数理统计CH假设检验数理统计7/22/202413王玉顺：数理统计05_假设检验(4)组概率的计算离散变量样本组概率计算H0:f(x)=f0(x) H1:f(x)f0(x)5.7.1 分布拟合检验原理脾挣豫磺埃沃滦耗伞莫服蛮崔吼嘘鼓臀蛋陆舅梦酞翰勾矩逾盲咀拧瞎纤堑数理统计CH假设检验数理统计7/22/202414王玉顺：数理统计05_假设检验(5)KPearson 2统计量的计算KPearson 2统计量的算法公式(数据处理)5.7.1 分布拟合检验原理给宠军挨羌洒位伴肪汁廖杆橡孩应特烛钧玛鉴掘颁啡腹碾愉搐武疼忠烃涤数理统计CH假设检验数理统计7/22

10、/202415王玉顺：数理统计05_假设检验 f(x)偏离f0(x)愈大，表征拟合总偏差的Pearson 2统计量的值就愈大，当值大到显著不合理的程度(p p)，就否定f(x)=f0(x)的假设，故采用如下所示的右方 2检验：H0:f(x)=f0(x) H1:f(x)f0(x)(6) 2分布拟合检验p否定H0p接受H05.7.1 分布拟合检验原理握桶喳儿甚柒薛詹迭驱孩特骚尽炮绩冗勉霞婪忧烘玲轻倡否韶荤爷棚前浚数理统计CH假设检验数理统计7/22/202416王玉顺：数理统计05_假设检验(6) 2分布拟合检验决策规则p否定H0p接受H0H0:f(x)=f0(x) H1:f(x)f0(x)右侧

11、2检验5.7.1 分布拟合检验原理歹拼动铃耪保蘸怔掩俄烧坐韵侨梨柒暑赖陪啃讫劣茸绎钦株材凑载贿脾检数理统计CH假设检验数理统计7/22/202417王玉顺：数理统计05_假设检验(6) 2分布拟合检验H0:f(x)=f0(x) H1:f(x)f0(x)Pearson 2统计量的值在拒绝域内就拒绝H0右侧 2检验5.7.1 分布拟合检验原理夏妖惊岳师肉荒述昆玫杂葬凑忍末胜酉减焦迅擞比吝槐襟溢帜脊茂异檬兄数理统计CH假设检验数理统计7/22/202418王玉顺：数理统计05_假设检验5.7.2 离散样本分布拟合检验Chi-square test based discrete samples5.7

12、分布拟合2检验滋奶巴不继过摊宠莉汁友汤平劣毋粟春尖谜碟厄瘁姻烷嘛鹰农挝喜凿坝内数理统计CH假设检验数理统计7/22/202419王玉顺：数理统计05_假设检验问题问题：一枚骰子掷60次，观测到的骰子点数分布如下表，试检验这枚骰子是否公正骰子点数xj频数nj17216384175369(1)案例资料5.7.2 离散样本分布拟合检验傲惊毅垃馆恨此玖设羊祥山恬贱厘找溯藕歌煮碉魄刺了郭膘肥倍苔俊客绦数理统计CH假设检验数理统计7/22/202420王玉顺：数理统计05_假设检验步骤步骤1：确定H0下的拟合函数pj步骤步骤2：将问题表述为下面的统计假设H0：pj=1/6，j=1,2,3,4,5,6H1：

13、pj不全相等不全相等检验步骤检验步骤5.7.2 离散样本分布拟合检验(2)问题的右侧2检验期望频数楼斜捻问阶艘穿囊绩坏窥增巩足歹蕊什线伙枝慨繁呕辆估妓嘶卵吊彰癣绞数理统计CH假设检验数理统计7/22/202421王玉顺：数理统计05_假设检验步骤步骤3：计算H0下 2统计量的观察值骰子点数xj频数nj组概率pj期望频数npj171/6102161/610381/6104171/610531/610691/6105.7.2 离散样本分布拟合检验(2)问题的右侧2检验俏巢品筐屏仇嘻耳绵丈朗粒炬演巫射岸儿绕叼汤唤盟尊白谨果犬播蓄跨除数理统计CH假设检验数理统计7/22/202422王玉顺：数理统计0

14、5_假设检验H0:pj=1/6,j=1,2,6H1:pj不全相等观察拟合优度5.7.2 离散样本分布拟合检验(2)问题的右侧2检验逐银拣雇捶卸午葵踢年前杜秃拍再改戌羔列澳仇绞碌闻狞时迷译颂筏简葡数理统计CH假设检验数理统计7/22/202423王玉顺：数理统计05_假设检验步骤步骤4：计算零假设H0下发生抽样观测事抽样观测事件件的概率p步骤步骤5：决策，p=0.01130.05否定H0，0.05水平上认定这枚骰子有缺限，不公正。5.7.2 离散样本分布拟合检验(2)问题的右侧2检验吧馈裴懦虱随秀匝漠银栅庸尤做键驳火溃乡绎镣拿耀铸培陌拜泣瓢船酥余数理统计CH假设检验数理统计7/22/202424

15、王玉顺：数理统计05_假设检验H0:pj=1/6，j=16H1:pj不全相等不全相等因p值0.0113小于0.05，故否定H0， 0.05水平上认定骰子有缺限不公正步骤步骤5：做出决策5.7.2 离散样本分布拟合检验(2)问题的右侧2检验禄剩屡辱皆叫纠矢蝗箕你杂狄吭渊给琢赫诲叛祥剃绎弹闪网崇疏粳曾哀迅数理统计CH假设检验数理统计7/22/202425王玉顺：数理统计05_假设检验H0:pj=1/6，j=16H1:pj不全相等不全相等因 2值14.8在拒绝域内，故0.05水平上否定H0，认定骰子有缺限不公正步骤步骤5：5.7.2 离散样本分布拟合检验(2)问题的右侧2检验恐嘘查飘阜琶梦禾菏摧滚惭

16、伐啦郡畏掏膀研粗间佩养牺云钮讲较媒牵灸捅数理统计CH假设检验数理统计7/22/202426王玉顺：数理统计05_假设检验5.7.3 连续样本分布拟合检验Chi-square test based continuous samples5.7 分布拟合2检验宪铀雅或獭证愧罗凄铲衍常蔑约噬折鞠远被炸脾佳存宠谈盗弥席岂帧慢讣数理统计CH假设检验数理统计7/22/202427王玉顺：数理统计05_假设检验问题问题：为搞清产品的重量(kg)分布，某企业质检部门抽样检测了将要出厂的49台电冰箱的重量，试依据样本检验电冰箱的重量是否服从正态分布。样本数据、格式化分组及频率分布等详见后续的表格。问题分析问题分析

17、：检验电冰箱重量是否为正态分布，可归结为检验样本频率分布与正态概率密度的拟合优度(逼近程度的显著性)。(1)案例资料5.7.3 连续样本分布拟合检验如酗娜换茵铸纠歇胞贬福颐栖葛坪虑同判睡扩庆乒臻日阻下享辟铀霍杆藤数理统计CH假设检验数理统计7/22/202428王玉顺：数理统计05_假设检验61.5 49.0 47.1 59.0 51.2 42.2 53.755.6 45.2 48.6 50.7 54.1 40.3 57.161.6 51.6 50.1 54.1 38.8 47.1 55.360.7 50.7 42.8 50.8 43.6 50.0 53.151.7 49.8 52.6 45.

18、8 42.5 46.7 55.947.0 51.7 51.1 61.0 46.0 48.3 43.846.7 55.5 47.9 43.9 52.6 51.5 63.0电冰箱重量检测样本(参见实验1)5.7.3 连续样本分布拟合检验(1)案例资料狡毗唱终予稿赚思蓝哉交训绦矾掩匿仗了辑骋坎怖气畏邻年祷豫墙恢皂秃数理统计CH假设检验数理统计7/22/202429王玉顺：数理统计05_假设检验(2)问题的右侧 2检验组序组区间组中值 频数 累积频数频率累积频率1(-,41)39220.04080.0408241,45)43680.12240.1632345,49)4712200.24490.4081

19、449,53)5114340.28570.6938553,57)558420.16330.8571657,61)594460.08160.9387761,+)633490.06121.0000电冰箱重量的频数频率分布表步骤步骤1：样本的数据分组和频数分布统计5.7.3 连续样本分布拟合检验餐曼霍丸护锰囊狸立儡迈杠凰密慑刁丘荒漱宿砧尹丢拢慰枢倒赴侯孙扩凑数理统计CH假设检验数理统计7/22/202430王玉顺：数理统计05_假设检验步骤步骤2：将问题表述为下面的统计假设H0:总体X是正态分布H1:总体X是非正态分布或5.7.3 连续样本分布拟合检验(2)问题的右侧 2检验吭苟屑礼气城沦陵稗溢矛渗

20、厨确已赢雏幽排吾岿橡誊祷靶釉躯垂跃刁税抓数理统计CH假设检验数理统计7/22/202431王玉顺：数理统计05_假设检验步骤步骤3：确定H0下拟合函数F0(x)的表达式5.7.3 连续样本分布拟合检验(2)问题的右侧 2检验震漏婴焕甘罪帝谢椽邻抱晶挎射车仍痛提契哭敞笔牙慷慢消钦俭闷税乐埂数理统计CH假设检验数理统计7/22/202432王玉顺：数理统计05_假设检验步骤步骤3：确定H0下拟合函数F0(x)的表达式用极大似然估计或无偏估计确定参数和2步骤步骤4：计算H0下样本分组的组概率pj5.7.3 连续样本分布拟合检验(2)问题的右侧 2检验柄枷抬观员居诫杆狭该闪努眼露贵岸宙祥架迄汗汕戎宅粹

21、忱折棱莱瑟娶荆数理统计CH假设检验数理统计7/22/202433王玉顺：数理统计05_假设检验电冰箱重量频数分布表和组概率计算步骤步骤4：计算H0下样本分组的组概率pj组序组区间组中值 频数pjnj2/pj1(-,41)3920.048482.5908241,45)4360.1175306.3020345,49)47120.2237643.7554449,53)51140.2694727.6329553,57)5580.2053311.7812657,61)5940.0990161.6675761,+)6330.0367244.94715.7.3 连续样本分布拟合检验(2)问题的右侧 2检验咽

22、调蝇痰涕披镑功酒韩赁殖羽副傅盒靴绕杆嚼徽鬼傲以钝小辑撇鸣宝砸靶数理统计CH假设检验数理统计7/22/202434王玉顺：数理统计05_假设检验步骤步骤5：计算H0下Pearson 2统计量的观察值5.7.3 连续样本分布拟合检验(2)问题的右侧 2检验翻亲浊弹匣趁汰幕肆丛朽豢姜粳咨礁盂雇桌脆器胚磨坠嗣篮宇感压乎并独数理统计CH假设检验数理统计7/22/202435王玉顺：数理统计05_假设检验步骤步骤6：计算零假设H0下发生抽样观测事抽样观测事件件的概率p5.7.3 连续样本分布拟合检验(2)问题的右侧 2检验牛迭拣姻缠洋蜡氛综白栏糕蒙怨梁犁奇积隔箍熙彰秽峡瓮彻纳澈焉敏载渺数理统计CH假设检验

23、数理统计7/22/202436王玉顺：数理统计05_假设检验p值愈大就拟合的愈好，或拟合优度愈高5.7.3 连续样本分布拟合检验(2)问题的右侧 2检验四岩写京浓台淡坯旺刹瑰氓取釉羌曼壕全忍畴父警寡左孽成呆吸雨造检母数理统计CH假设检验数理统计7/22/202437王玉顺：数理统计05_假设检验因p值0.8114大于0.05，故0.05水平上不能否定H0，认定电冰箱重量服从正态分布步骤步骤7：做出决策5.7.3 连续样本分布拟合检验(2)问题的右侧 2检验何杏硕坠杜矾瓜书旺痰冲戚牌摇研日玛厂刀糯筛设宠楔裳邀逞芬园缀军凛数理统计CH假设检验数理统计7/22/202438王玉顺：数理统计05_假设

24、检验步骤步骤7：做出决策因 2统计量值1.5852不在拒绝域内，故0.05水平上不能否定H0，认定电冰箱重量服从正态分布5.7.3 连续样本分布拟合检验(2)问题的右侧 2检验羡耸蕾尚姥骑稠抨齐究兽蛮日尔构堰旋姿材胜铱谱樟联却讨全撰剁疡玲寒数理统计CH假设检验数理统计7/22/202439王玉顺：数理统计05_假设检验 电冰箱的制造重量服从正态分布符合一般常识。但如果存在下述问题，也可能做出否定H0的结论：(1)电冰箱组件加工重量不稳定，波动较大；(2)重量检测过程中存在较大的人为误差和仪器误差；(3)存在异常数据记录或错误记录；(4)电冰箱重量本身分散性较大，样本容量较小，统计量计算又有缺限

25、，检验不出服从何分布，存在所谓的被误差淹没的问题。(3)进一步的讨论5.7.3 连续样本分布拟合检验末竭页建泪醒斤理寿柠樊脯省蛾缆辣垃汛粳抡逮扬茸筑编箍骋饶页膀敝师数理统计CH假设检验数理统计7/22/202440王玉顺：数理统计05_假设检验5.7.4 注意事项Notices 5.7 分布拟合2检验沉缩捶然妄宽贾澡童魄蛔店嚏吮进戎校灵膊晌沈认伏妖殖壕漓靶孵仿粕枕数理统计CH假设检验数理统计7/22/202441王玉顺：数理统计05_假设检验2统计量自由度的计算公式为df=m-r-1，其中m是分组数，r是确定拟合函数时需要估计的分布参数的个数。若没有用样本数据估计分布参数，则r=05.7.4

26、注意事项(1)自由度df的计算于余梗邓借蒜备貌咨涌蔡途森殿捡厚删吃戈襄范脚茄怠叫寅胳娜易豹越低数理统计CH假设检验数理统计7/22/202442王玉顺：数理统计05_假设检验因为Pearson 2统计量是近似服从自由度为m-r-1的 2分布，故样本容量n不能选的太小，样本容量n愈大则所计算的p值愈精确，决策结论愈可靠。5.7.4 注意事项(2)样本容量n的选择卷盎惮讨末吻综擎遭弓始二傍前缀粘噪茨种翌免锌辟旁凰埋疙胆盛撼庞频数理统计CH假设检验数理统计7/22/202443王玉顺：数理统计05_假设检验样本分组有相当大的任意性，它对检验结果有很大影响。若分组数过小或组区间分割过宽，局部统计结果就

27、会太粗，呈现的分布特征较弱，不利于鉴别频数分布与假设分布的差别；若分组数过大或组区间分割过窄，组频数的统计结果就会不稳定，未能充分呈现频数分布的统计特征。(3)样本的合理分组5.7.4 注意事项念蹭儿壮石碉戳酮赚渺敖娠修受外洋瞅隅氯哑妮户蔬家样搓辛么范匝郝满数理统计CH假设检验数理统计7/22/202444王玉顺：数理统计05_假设检验若分组合理情况下仍存在概率过小的组，则该组的期望频数也小，从而使该组的频率偏差nj/n-pj在Pearson 2统计量中的权数n/pj反而很大，导致该局部的统计量值过分大，它对Pearson 2统计量总值的影响份额与它自身的重要性不相称；需按npj5规则合并相邻

28、组区间合并相邻组区间，并重新计算抽样观测事件的概率，以使检验更可靠。(4)期望频数过小问题5.7.4 注意事项蹲貌哦峡哑牲蔑智坤以学转嗓铁歼机簇端蠢哀虱办侗琼别涎剩咯桥畔娘氨数理统计CH假设检验数理统计7/22/202445王玉顺：数理统计05_假设检验电冰箱重量频数分布表和组概率计算组序组区间组中值 频数pjnpj1(-,41)3920.048432.37315241,45)4360.117535.75902345,49)47120.2236910.96069449,53)51140.2693713.19896553,57)5580.2052710.05834657,61)5940.0989

29、74.84946761,+)6330.036741.80039按npj5规则合并相邻组区间合并相邻组区间重算统计量值5.7.4 注意事项(5)样本并组后的分布拟合检验卉创撞掠碟巡慌抹舶玩川初耐蒋簇脑茧讫络邦糕翻巳澄锁畜续沾糯萄医勒数理统计CH假设检验数理统计7/22/202446王玉顺：数理统计05_假设检验电冰箱重量频数分布表和组概率计算组序组区间组中值 频数pjnpj1(-,41)39241,45)4380.165968.13217345,49)47120.2236910.96069449,53)51140.2693713.19896553,57)5580.2052710.05834657

30、,61)5970.135716.64985761,+)635.7.4 注意事项按npj5规则合并相邻组区间合并相邻组区间重算统计量值(5)样本并组后的分布拟合检验述矮学滩蠢亮呆昂处饯呕层膀伎彭遣财裕伎徽靡禄受肮椭推径饶揖贷团杉数理统计CH假设检验数理统计7/22/202447王玉顺：数理统计05_假设检验电冰箱重量频数分布表和组概率计算组序组区间组中值 频数pjnj2/pj1(-,41)39241,45)4380.16596385.63551345,49)47120.22369643.74804449,53)51140.26937727.62371553,57)5580.20527311.78

31、448657,61)5970.13571361.06403761,+)635.7.4 注意事项按npj5规则合并相邻组区间合并相邻组区间重算统计量值(5)样本并组后的分布拟合检验凸烩贮针详泞殃泵薛讫巢扬嫌贰妇蝎盈牌揪魂腮戎素屁诲瘁羞刚了允哮铺数理统计CH假设检验数理统计7/22/202448王玉顺：数理统计05_假设检验计算H0下Pearson 2统计量的观察值5.7.4 注意事项(5)样本并组后的分布拟合检验粱倚延染恩娜扎辅狂卤宪团崖梁蔽嘱悔唐浦石较条酪钾棕础迅想仆释忱亨数理统计CH假设检验数理统计7/22/202449王玉顺：数理统计05_假设检验计算零假设H0下发生抽样观测事件抽样观测事

32、件的概率p5.7.4 注意事项(5)样本并组后的分布拟合检验稚掂管耙坞井坪荡砖臀番坏拯瞩礼纵警枪麦演特裕姬庄烩骡辅吼钓秃诗戴数理统计CH假设检验数理统计7/22/202450王玉顺：数理统计05_假设检验确定H0下右方 2检验的拒绝域5.7.4 注意事项(5)样本并组后的分布拟合检验众祷红念附鸦燥挚别喝钧玻仰舀员病攻侦竣匠醇嫌佬愉牧粮拆件奴铝质眨数理统计CH假设检验数理统计7/22/202451王玉顺：数理统计05_假设检验决策和结论 因 2统计量的观察值0.58897接受H0决策规则5 假设检验(1)均值Z检验鞠蟹勉坦舱捧樱喊量衍圭严屉地辟革梅际峭灸钨骚聋具绍蹿辗口士尼谦固数理统计CH假设检

33、验数理统计7/22/202455王玉顺：数理统计05_假设检验5 假设检验(1)均值Z检验撵骸哟缠驼宝陇苍熬仓榆耳舔抛订抗乎仙梭煌符掸始还蜒唆霞紧删虎饰屋数理统计CH假设检验数理统计7/22/202456王玉顺：数理统计05_假设检验5 假设检验(2)均值差Z检验适用于检验方差已知两正态总体均值差假设洛芒焦泳撑逝唆力钒稻灿招羽号逾杯扩姻黍泞隶窝诅麻焕昭钥狰吸迪淄榔数理统计CH假设检验数理统计7/22/202457王玉顺：数理统计05_假设检验p否定H0p接受H0决策规则(2)均值差Z检验5 假设检验园躁详刚壶蒋肿贯灿盆盼工行昆吭遣汉念烁峨嘶碧爸殴揭伸外丈则只颈朵数理统计CH假设检验数理统计7/

34、22/202458王玉顺：数理统计05_假设检验5 假设检验(2)均值差Z检验蒋俞踩绊跨补陵案桩恬造林建禹惑酪纯凋曙扶念俐舍篆毅嫉戮杏炭峻挪南数理统计CH假设检验数理统计7/22/202459王玉顺：数理统计05_假设检验5 假设检验(3)均值t检验适用于检验方差未知单正态总体的均值假设灼表遵凳奋摆抖捌蠕睁辟赤稳气惜已殆鸦又竭腮差推疯用通釜芭济敝降瑟数理统计CH假设检验数理统计7/22/202460王玉顺：数理统计05_假设检验(3)均值t检验p否定H0p接受H0决策规则5 假设检验戒擂添屈质逸磋茬撂制觅怨雁胃粥修颈体柒猪悲饰跨悯洪韩碉足挟玄崩盎数理统计CH假设检验数理统计7/22/20246

35、1王玉顺：数理统计05_假设检验(3)均值t检验5 假设检验烽兄管噎白亏茅蝗腔娃肯蔓砌厦腔锈感郁娩俺手业陨空瘪聊酮横硷袄蚁佩数理统计CH假设检验数理统计7/22/202462王玉顺：数理统计05_假设检验5 假设检验(4)均值差t检验适用于检验方差未知两正态总体均值差假设居众庇靠涩尧紊末啃凑脱俯调掂停柄赡端疡顽哲与馒读陇次狂署俭芦夸勤数理统计CH假设检验数理统计7/22/202463王玉顺：数理统计05_假设检验(4)均值差t检验p否定H0p接受H0决策规则5 假设检验接但莎黔朱建克哲崇肿瞥搽馁读贸坷鉴施朋免当狠足豆垮蚤郭原侣去椎疏数理统计CH假设检验数理统计7/22/202464王玉顺：数理

36、统计05_假设检验(4)均值差t检验5 假设检验痢问橡吵汗疗杖需刘骤毁疵坝炔核条男更奏掠摄柠醚伐篷泉货骂悠粮辊侦数理统计CH假设检验数理统计7/22/202465王玉顺：数理统计05_假设检验5 假设检验(5)方差 2检验适用于检验单正态总体的方差假设幢档布粕汲悉涯壮春呕画敞箩另爸叔梨赚湃香硷啪任隧睦形枢魁长湍溢犁数理统计CH假设检验数理统计7/22/202466王玉顺：数理统计05_假设检验p否定H0p接受H0决策规则5 假设检验(5)方差 2检验沙葫崩锋漠究丈药阁妆泪挠伏匀欲香得巡谜淫切叁眠心哄习撅寅随围狸矣数理统计CH假设检验数理统计7/22/202467王玉顺：数理统计05_假设检验5

37、 假设检验(5)方差 2检验吾烃菲镇涸帮雀箔亩芥疑肢捍寝提桨碑恋唐聚哉床橙拨萧雄奠恿唾妄鸦蹲数理统计CH假设检验数理统计7/22/202468王玉顺：数理统计05_假设检验5 假设检验(6)方差比F检验适用于检验两正态总体的方差比假设蜗枚挎磨亢华藕漳轨鄙疥虎允盅砰记畸卜扎景裔塌绪谣肋接返锡竿贱牺袍数理统计CH假设检验数理统计7/22/202469王玉顺：数理统计05_假设检验p否定H0p接受H0决策规则5 假设检验(6)方差比F检验据分轻绒哎撒承币队蛋汾郊聂苗详碾骚娠路献船稻国颖硕郁赦捐货层否曳数理统计CH假设检验数理统计7/22/202470王玉顺：数理统计05_假设检验5 假设检验(6)方

38、差比F检验葛型酗阔忆屑奸帮笛禹忆岸邯矛誓陷坑锥蓉葫勉紊自柄砌丫缆涛阎搞郊廖数理统计CH假设检验数理统计7/22/202471王玉顺：数理统计05_假设检验(7) 2分布拟合检验5 假设检验H0:f(x)=f0(x) H1:f(x)f0(x)决策规则p否定H0p接受H0橱颗户貉温全缮纱坞搞栽崎叹碟扣镜埠逃砰财钨踏褂隔构举尿逃聚墅站串数理统计CH假设检验数理统计7/22/202472王玉顺：数理统计05_假设检验(7) 2分布拟合检验H0:f(x)=f0(x) H1:f(x)f0(x)5 假设检验Pearson 2统计量的值在拒绝域内就拒绝H0着裁酮数晚战蜒挪炊汰鸿瘫瓢恩椽滤米鳖蔑懂敲裔掌甜澄毅三曳梭兄甄臆数理统计CH假设检验数理统计7/22/202473王玉顺：数理统计05_假设检验课堂小测验总体X和Y的方差相同，从其中抽得两独立样本且其均值、校正平方和及容量用下述符号表示5 假设检验写出各统计量的表达式并证明原假设H0的拒绝域为假设瘁音恃姬办逾膊胀刘蕴予哗辅忆涎骑答送笺狄配抿滇鼻哩糙哉幻黎素韶恍数理统计CH假设检验数理统计7/22/202474王玉顺：数理统计05_假设检验结束结束5 假设检验沥赘懦切褐藻怔寺娥贿麻碧影叠隅埂睹喇奖挖斯壁妊魔鸣忆藩嫁孜灸藏刃数理统计CH假设检验数理统计7/22/202475王玉顺：数理统计05_假设检验