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1、6 - 1统计学统计学STATISTICS(第四版第四版) 正如一个法庭宣告某一判决为“无罪(not guilty)”而不为“清白(innocent)”，统计检验的结论也应为“不拒绝”而不为“接受”。 Jan Kmenta统计名言统计名言怪钢拆杨痈茧舷痊山邹杀醇乳崇驹枢践裹隶潞气逞烩厌藕惨沤触瞒只桐昧第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-第第 6 章章 假设检验假设检验6.1 假设检验的基本原理假设检验的基本原理 6.2 一个总体参数的检验一个总体参数的检验6.3 两个总体参数的检验两个总体参数的检验擒吗恨速雁碘池镑涨恭铆耽驯难潮磐骆暂哈荔撬祟肚烛预纠移姨锰癌蛋泥第6章
2、假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 3统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)学习目标学习目标l假设检验的基本思想和原理假设检验的基本思想和原理 l假设检验的步骤假设检验的步骤l一个总体参数的检验一个总体参数的检验l两个总体参数的检验两个总体参数的检验lP值的计算与应用值的计算与应用l用用Excel进行检验进行检验值糟鸭骤赚融虫薄撂袁节我犊棍丹咨坡忠焰棘睡是期唾缕宇缀敲履乓堡鳃第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 4统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)正常人的平均体温是正常人的平均体温是37oC吗？吗？ 当问起健康
3、的成年人体温是多少时，多数人 的 回 答 是37oC，这似乎已经成了一种共识。下面是一个研究人员测量的50个健康成年人的体温数据 37.136.936.937.136.436.936.636.236.736.937.636.737.336.936.436.137.136.636.536.737.136.236.337.536.937.036.736.937.037.136.637.236.436.637.336.137.137.036.636.936.737.236.337.136.736.837.037.036.137.0涪画肤赴贩内础颐剂窥悄赎腕瓤喂杭唐蹲烙竞烬圾玩炉儡赃疟葛较烤霍励第6章
4、假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 5统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)正常人的平均体温是正常人的平均体温是37oC吗？吗？ 根据样本数据计算的平均值是36.8oC ，标准差为0.36oC 根据参数估计方法得到的健康成年人平均体温的95%的置信区间为(36.7，36.9)。研究人员发现这个区间内并没有包括37oC 因此提出“不应该再把37oC作为正常人体温的一个有任何特定意义的概念”我们应该放弃“正常人的平均体温是37oC”这个共识吗？本章的内容就将提供一套标准统计程序来检验这样的观点拴些攻贱犁耘稗缎原佣届七惟匈呜舌戍薯卡愁陕奖烬泣埠陕纯呆女疆光凤第6
5、章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6.1 假设检验的基本原理假设检验的基本原理 6.1.1 怎样提出假设？怎样提出假设？ 6.1.2 怎样做出决策？怎样做出决策？ 6.1.3 怎样表述决策结果？怎样表述决策结果？第第 6 章章 假设检验假设检验述袭形滥趁痔搜六匡笋陈赵治爵谎喉狄脐交探例讼赖源惦离引渭址犊狄匙第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6.1.1 怎样提出假设？怎样提出假设？6.1 假设检验的基本原理假设检验的基本原理位詹饭觉酿床盖弯囊早憨声琳爽菏立馅掏铭碗别跳坤佃邑趴句粪伞洼品骚第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-
6、M-6 - 8统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)什么是假设什么是假设?(hypothesis)在参数检验中，对总体参数的具体数值所作的陈述n n就就一一个个总总体体而而言言，总总体体参参数数包包括括总总总总体体体体均均均均值值值值、比例比例比例比例、方差方差方差方差等等n n分析分析之前之前之前之前必需陈述必需陈述我认为这种新药的疗效我认为这种新药的疗效比原有的药物更有效比原有的药物更有效! !弹辨弦夺店脸樟终禽络栋禄钨蔡鸽齿匿喝啤续勾舜遗莲傈掌企宵髓直骡寐第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 9统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)什么
7、是假设检验什么是假设检验? (hypothesis test)1.先对总体的参数(或分布形式)提出某种假设，然后利用样本信息判断假设是否成立的统计方法2.有参数检验和非参数检验3.逻辑上运用反证法，统计上依据小概率原理逻辑上运用反证法，统计上依据小概率原理n n小小概概率率是是在在一一次次试试验验中中，一一个个几几乎乎不不可可能能发发生生的的事件发生的概率事件发生的概率n n在在一一次次试试验验中中小小概概率率事事件件一一旦旦发发生生，我我们们就就有有理理由拒绝原假设由拒绝原假设穗蚀秤子幸涅霉僚尔捕燕草约挽陛糜叹魔痰斌茁钎抉萌阶跋晒蘑蹋魂胁谋第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yy
8、yy-M-6 - 10统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)原假设原假设(null hypothesis)1.又称“0假设”，研究者想收集证据予以反对的假设，用H H0表示2.所表达的含义总是指参数没有变化或变量之间没有参数没有变化或变量之间没有参数没有变化或变量之间没有参数没有变化或变量之间没有关系关系关系关系 3.最初被假设是成立的，之后根据样本数据确定是否有足够的证据拒绝它 4.总是有符号 , 或 n nH H0 0 ： = = 某一数值某一数值n nH H0 0 ： 某一数值某一数值n nH H0 0 ： 某一数值某一数值l l例如例如, , H H0 0 ： 10cm 10
9、cm昌副温墅毡固常户芯绿升犹舷踞辗搽仪茁删庶预仆唉葬偷滋苔魔宠抗褒贬第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 11统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)1.也称“研究假设”,研究者想收集证据予以支持的假设，用H H1或H Ha表示2.所表达的含义是总体参数发生了变化或变量之间有某种关系3.备择假设通常用于表达研究者自己倾向于支持的看法，然后就是想办法收集证据拒绝原假设，以支持备择假设 4.总是有符号 , 或 n nH H1 1 ： 某一数值某一数值n nH H1 1 ： 某一数值某一数值n nH H1 1 ： ”或“”的假设检验，称为单侧检验或单尾检验(o
10、ne-tailed test)n n备择假设的方向为备择假设的方向为“ “ ” ”，称为，称为右侧检验右侧检验右侧检验右侧检验 双侧检验与单侧检验双侧检验与单侧检验锤台桌答饱驱旅奸棚盼只橇验汗望曲堆博和揍蛾讥同帘兄瞧垛茵誓旱绸川第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 13统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)双侧检验与单侧检验双侧检验与单侧检验 (假设的形式假设的形式)假假设双双侧检验单侧检验单侧检验左左侧检验右右侧检验原假设原假设H0: : = 0 0H0: : 0 0H0: : 0 0备择假设备择假设H1: : 0 0H1: : 0 0以总体均值的检
11、验为例以总体均值的检验为例以总体均值的检验为例以总体均值的检验为例萝轩级魔异奖忠茹姜帘静咸纱馏搁删朔仟幌邑惨琶踞赢显引厉毯衣猾熊穴第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 14统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)【例例例例6-16-1】一种零件的生产标准是直径应为10cm10cm，为为对对生生产产过过程程进进行行控控制制，质质量量监监测测人人员员定定期期对对一一台台加加工工机机床床检检查查，确确定定这这台台机机床床生生产产的的零零件件是是否否符符合合标标准准要要求求。如如果果零零件件的的平平均均直直径径大大于于或或小小于于10cm10cm，则则表表明明生
12、生产产过过程程不不正正常常，必必须须进进行行调调整整。试试陈陈述述用用来检验生产过程是否正常的原假设和被择假设来检验生产过程是否正常的原假设和被择假设提出假设提出假设(例题分析例题分析)解解解解解解：研研研究究究者者者想想想收收收集集集证证证据据据予予予以以以证证证明明明的的的假假假设设设应应应该该该是是是“ “ “生生生产产产过过过程程程不不不正正正常常常” ” ”。建建建立立立的的的原原原假假假设设设和和和备备备择择择假假假设为设为设为 H HH0 0 0 ： 10cm 10cm 10cm H HH1 1 1 ： 10cm 10cm 10cm 跑怯搀毫豹砧勿见嘿平疼余溜愤裂傅肿舔江仁纠践肋
13、嫌妙尧案捧西车粟孕第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 15统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)【例例例例6-26-2】某品牌洗涤剂在它的产品说明书中声称：平均净含量不少于500500克克。从从消消费费者者的的利利益益出出发发，有有关关研研究究人人员员要要通通过过抽抽检检其其中中的的一一批批产产品品来来验验证证该该产产品品制制造造商商的的说说明明是是否否属属实实。试试陈陈述述用用于于检验的原假设与备择假设检验的原假设与备择假设提出假设提出假设(例题分析例题分析)解解解解解解：研研研究究究者者者抽抽抽检检检的的的意意意图图图是是是倾倾倾向向向于于于证证
14、证实实实这这这种种种洗洗洗涤涤涤剂剂剂的的的平平平均均均净净净含含含量量量并并并不不不符符符合合合说说说明明明书书书中中中的的的陈陈陈述述述 。建建建立立立的的的原原原假假假设设设和备择假设为和备择假设为和备择假设为 H H H0 0 0 ： 500 500 500 H H H1 1 1 ： 500 500 500500g500g500g绿叶绿叶绿叶洗涤剂洗涤剂洗涤剂戊稀纽魂慧仕隙弘苔棍演涎慧殿烦臃册痛浆既冰抹揩茁揍恼惺箔被眺胀签第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 16统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)【例例例例6-36-3】一家研究机构估计，某
15、城市中家庭拥有汽车的比例超过30%30%。为为验验证证这这一一估估计计是是否否正正确确，该该研研究究机机构构随随机机抽抽取取了了一一个个样样本本进进行行检检验验。试试陈述用于检验的原假设与备择假设陈述用于检验的原假设与备择假设提出假设提出假设(例题分析例题分析)解：解：解：解：解：解：研究者想收集证据予以支持的假研究者想收集证据予以支持的假研究者想收集证据予以支持的假设是设是设是“ “ “该城市中家庭拥有汽车的比例该城市中家庭拥有汽车的比例该城市中家庭拥有汽车的比例超过超过超过30%30%30%” ” ”。建立的原假设和备择假设。建立的原假设和备择假设。建立的原假设和备择假设为为为 H H H
16、0 0 0 ： 30% 30% 30% H H H1 1 1 ： 30% 30% 30%蜕揩忙沦挽吁碘当社刑丝邻少伐榔谜饺靳舔御乎小漂拙涤罕森咳瓣敏胰噶第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 17统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)1.原假设和备择假设是一个完备事件组，而且相互对立n n在在一一项项假假设设检检验验中中，原原假假设设和和备备择择假假设设必必有有一一个成立，而且只有一个成立个成立，而且只有一个成立2.先确定备择假设，再确定原假设 3.等号“=”总是放在原假设上 4.因研究目的不同，对同一问题可能提出不同的假设(也可能得出不同的结论)提出假
17、设提出假设(结论与建议结论与建议)鱼斜凳森转张践魂草囤食枫膘辞逼舞领册屹骏锋宾籍琼山顶两裔莫蠢蕉匙第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6.1.2 怎样做出决策？怎样做出决策？6.1 假设检验的基本原理假设检验的基本原理盯娩障鲤桂碉汕锄蓟脆舆予木郭风先颂嘎钒负担椭萧伤豪涎疟废存港和上第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 19统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两类错误与显著性水平两类错误与显著性水平1.研究者总是希望能做出正确的决策，但由于决策是建立在样本信息的基础之上，而样本又是随机的，因而就有可能犯错误2.原假设和备择假设
18、不能同时成立，决策的结果要么拒绝H0，要么不拒绝H0。决策时总是希望当原假设正确时没有拒绝它，当原假设不正确时拒绝它，但实际上很难保证不犯错误 3.第类错误( 错误)n n原假设为正确时拒绝原假设原假设为正确时拒绝原假设n n第第类错误的概率记为类错误的概率记为 ，被称为显著性水平被称为显著性水平2.2. 第第类错误类错误( ( 错误错误) )n n原假设为错误时未拒绝原假设原假设为错误时未拒绝原假设n n第第类错误的概率记为类错误的概率记为 (Beta)(Beta) 颈中迂运宫丽痘况讣捂广辑彰惰忙铁侍飘法咋夸暇御姆痰单铝捷翌蒲蜡植第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-
19、6 - 20统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两类错误的控制两类错误的控制1.一般来说，对于一个给定的样本，如果犯第类错误的代价比犯第类错误的代价相对较高，则将犯第类错误的概率定得低些较为合理；反之，如果犯第类错误的代价比犯第类错误的代价相对较低，则将犯第类错误的概率定得高些2.一般来说，发生哪一类错误的后果更为严重，就应该首要控制哪类错误发生的概率。但由于犯第类错误的概率是可以由研究者控制的，因此在假设检验中，人们往往先控制第类错误的发生概率捞恒谈汰俱窖浴骸样焙锗媒戴幻那啥乌匀隧奶凝绥邦婉圃释粹哄柞庆致鳃第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 21
20、统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)显著性水平显著性水平 (significant level)1.事先确定的用于拒绝原假设H0时所必须的证据2.能够容忍的犯第类错误的最大概率(上限值)2.2.原假设为真时，拒绝原假设的概率原假设为真时，拒绝原假设的概率n n 抽样分布的拒绝域抽样分布的拒绝域3.3.表示为表示为 (alpha)(alpha)n n 常用的常用的 值有值有0.01, 0.05, 0.100.01, 0.05, 0.104.4.由研究者事先确定由研究者事先确定搏渭筹激霖矽租技啡消桶触颈铃广卯惧唆彩捂馆币战头杉仍妻铬奏睁控袖第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课
21、件yyyy-M-6 - 22统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)依据什么做出决策？依据什么做出决策？1.若假设为H0：=500，H1： I 临界值，拒绝临界值，拒绝H H0 0n n左侧检验：左侧检验：统计量统计量 - 临界值，拒绝临界值，拒绝H H0 0族削超傍咖部皂昭聂困锣讣董披泽郊取太嘛客萎罩超嫡稀狡氖删葡往痞靶第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 28统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)用用P 值决策值决策 (P-value)1.如果原假设为真，所得到的样本结果会像实际观测结果那么极端或更极端的概率P P值值值值告告告告诉诉诉诉我
22、我我我们们们们：如如果果原原假假设设是是正正确确的的话话，我我们们得得到到得得到到目目前前这这个个样样本本数数据据的的可可能能性性有有多多大大，如果这个可能性很小，就应该拒绝原假设如果这个可能性很小，就应该拒绝原假设 2.被称为观察到的(或实测的)显著性水平3.决策规则：若p值, 拒绝 H0丸条搭策您焕洼弗座饿砒媳酒披成愉等锌婪曼者釉稻砌烩肿萤猪紫陪邯迁第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 29统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)双侧检验的双侧检验的P 值值 / / 2 2 / / 2 2 Z Z拒绝拒绝拒绝拒绝H H0 0拒绝拒绝拒绝拒绝H H0
23、00 0 0临界值临界值临界值计算出的样本统计量计算出的样本统计量计算出的样本统计量计算出的样本统计量计算出的样本统计量计算出的样本统计量计算出的样本统计量计算出的样本统计量计算出的样本统计量计算出的样本统计量计算出的样本统计量计算出的样本统计量临界值临界值临界值1/2 1/2 1/2 P P P 值值值1/2 1/2 1/2 P P P 值值值沧房洋社挪拄狈饱演逝戮肖隆紧随甜稠弥锤橙泊扁掸湘眯榆敛孺委翌喷察第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 30统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)左侧检验的左侧检验的P 值值 Z Z拒绝拒绝拒绝拒绝H H0 00
24、 0 0临界值临界值临界值计算出的样本统计量计算出的样本统计量计算出的样本统计量计算出的样本统计量计算出的样本统计量计算出的样本统计量P P P 值值值矛卸吞兆品焦滑耘官砍咬吏哥宣亢泳抖浮涸驻墙吵伊萝雇区抉涨眺剥甥坊第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 31统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)右侧检验的右侧检验的P 值值 Z Z拒绝拒绝拒绝拒绝H H0 00 0 0计算出的样本统计量计算出的样本统计量计算出的样本统计量计算出的样本统计量计算出的样本统计量计算出的样本统计量临界值临界值临界值P P P 值值值劲触增掂嚷仍状瘪槐枉墅旨混涣毗口措佯骨炭谨件
25、蛊老影掏购绕察潍汝帝第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 32统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)P值是关于数据的概率值是关于数据的概率1.P值原假设的对或错的概率无关原假设的对或错的概率无关2.它反映的是在某个总体的许多样本中某一类数据出现的经常程度，它是当原假设正确时，得到目前这个样本数据的概率n n比比如如，要要检检验验全全校校学学生生的的平平均均生生活活费费支支出出是是否否等等于于500500元元，检检验验的的假假设设为为H H0 0： =500=500；H H0 0：500 500 。假假定定抽抽出出一一个个样样本本算算出出的的样样本本均均
26、值值600600元元，得得到到的的值值为为P=0.02P=0.02，这这个个0.020.02是是指指如如果果平平均均生生活活费费支支出出真真的的是是500500元元的的话话，那那么么，从从该该总总体体中中抽抽出出一一个个均均值值为为600600的的样样本本的的概概率率仅仅为为0.020.02。如如果果你你认认为为这这个个概概率率太太小小了了，就就可可以以拒拒绝绝原原假假设设，因因为为如如果果原原假假设设正正确确的的话话，几几乎乎不不可可能能抓抓到到这这样样的的一一个个样样本本，既既然然抓抓到到了了，就表明这样的样本不在少数，所以原假设是不对的就表明这样的样本不在少数，所以原假设是不对的3.3.
27、值越小，你拒绝原假设的理由就越充分值越小，你拒绝原假设的理由就越充分帧链坎若缕晴甥搀侩旅击筐肥仙少陶镶狈值粹彭帮蓑桐昔皖缄饯茸兵莱厚第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 33统计学统计学STATISTICS(第四版第四版) 要要证证明明原原假假设设不不正正确确，P P值值要要多多小小，才才能能令令人人信信服呢？服呢？n n原原原原假假假假设设设设的的的的可可可可信信信信度度度度又又又又多多多多高高高高？如如果果H H0 0所所代代表表的的假假设设是是人人们们多多年年来来一一直直相相信信的的，就就需需要要很很强强的的证证据据( (小的小的P P值值) )才能说服他
28、们才能说服他们n n拒拒拒拒绝绝绝绝的的的的结结结结论论论论是是是是什什什什么么么么？如如果果拒拒绝绝H H0 0而而肯肯定定H H1 1 ，你你就就需需要要有有很很强强的的证证据据显显示示要要支支持持H H1 1。比比如如，H H1 1代代表表要要花花很很多多钱钱把把产产品品包包装装改改换换成成另另一一种种包包装装，你你就就要要有有很很强强的的证证据据显显示示新新包包装装一一定定会会增增加加销销售量售量( (因为拒绝因为拒绝H H0 0要花很高的成本要花很高的成本) )多大的多大的P 值合适值合适?婆孜火票狠容究喂瞎倪诉花象不兜娶夏镑扎讳裴民仗摩榆盘砖述初腿匣哎第6章假设检验22年课件第6章
29、假设检验22年课件yyyy-M-6 - 34统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)1.有了P值，我们并不需要用5%5%或或1%1%这这类类传传统统的的显显著著性性水水平平。P P值值提提供供了了更更多多的的信信息息，它它让让我我们们可可以以选选择择任任意意水水平平来来评评估估结结果果是是否否具具有有统统计计上上的的显显著著性性，从从而而可根据我们的需要来决定是否要拒绝原假设可根据我们的需要来决定是否要拒绝原假设n n只只要要你你认认为为这这么么大大的的P P值值就就算算是是显显著著了了，你你就就可可以在这样的以在这样的P P值水平上拒绝原假设值水平上拒绝原假设2.2.传传统统的的显显
30、著著性性水水平平，如如1%1%、5%5%、10%10%等等等等，已已经经被被人人们们普普遍遍接接受受为为“ “拒拒绝绝原原假假设设足足够够证证据据” ”的的标标准准，我我们们大大概概可可以以说说：10%10%代代表表有有“ “一一一一些些些些证证证证据据据据” ”不不利利于于原原假假设设；5%5%代代表表有有“ “适适适适度度度度证证证证据据据据” ”不不利利于于原原假假设设；1%1%代代表表有有“ “很强证据很强证据很强证据很强证据” ”不利于原假设不利于原假设固定显著性水平是否有意义固定显著性水平是否有意义刷助枕园疏型栽稻蒜随芋埂峻扰烦涣漂滇与儿滓吨竹揣零广男组吸区费姿第6章假设检验22年
31、课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 35统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)1.用P值进行检验比根据统计量检验提供更多的信息2.统计量检验是我们事先给出的一个显著性水平，以此为标准进行决策，无法知道实际的显著性水平究竟是多少n n比比如如，根根据据统统计计量量进进行行检检验验时时，只只要要统统计计量量的的值值落落在在拒拒绝绝域域，我我们们拒拒绝绝原原假假设设得得出出的的结结论论都都是是一一样样的的，即即结结果果显显著著。但但实实际际上上，统统计计量量落落在在拒拒绝绝域域不不同同的的地地方方，实实际际的的显显著著性性是是不不同同的的。比比如如，统统计计量量落落在在临临界
32、界值值附附近近与与落落在在远远离离临临界界值值的的地地方方，实实际际的的显显著著性性就就有有较较大大差差异异。而而P P值值给给出出的的是是实实际际算算出出的的显显著著水水平平，它它告告诉诉我我们们实实际际的的显著性水平是多少显著性水平是多少P 值决策与统计量的比较值决策与统计量的比较峦蚤捞栗沛尉踢毖艺滞重靴犊憎阜吞青赐章甥焕烽瓦唱渊草菩尿沈仟葡思第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 36统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)拒绝拒绝拒绝拒绝H H0 0P 值值决策与统计量的比较决策与统计量的比较拒绝拒绝拒绝拒绝拒绝拒绝H HH0 00的两个统计量的不
33、同显著性的两个统计量的不同显著性的两个统计量的不同显著性的两个统计量的不同显著性的两个统计量的不同显著性的两个统计量的不同显著性 Z Z拒绝拒绝拒绝拒绝H H0 00 0 0统计量统计量统计量统计量统计量统计量1 11 P PP1 11 值值值统计量统计量统计量统计量统计量统计量2 22 P PP2 22 值值值拒绝拒绝拒绝拒绝H H0 0临界值临界值临界值临界值临界值临界值谆亭浦蒲札粉困夹鬼赚藩渊斗穴卧离甚嗡榨怕挠妥减轮篇溢弥歹哭涌拖温第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6.1.3 怎样表述决策结果？怎样表述决策结果？6.1 假设检验的基本原理假设检验的基本原理层当
34、稿委愁膨绽周穗蜀趾有汇固重斑糠末退褂擒零删齐沃胀想烹演酉慕肺第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 38统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)假设检验不能证明原假设正确假设检验不能证明原假设正确1.假设检验的目的主要是收集证据拒绝原假设，而支持你所倾向的备择假设2.假设检验只提供不利于原假设的证据。因此，当拒绝原假设时，表明样本提供的证据证明它是错误的，当没有拒绝原假设时，我们也没法证明它是正确的，因为假设检验的程序没有提供它正确的证据n n这这与与法法庭庭上上对对被被告告的的定定罪罪类类似似：先先假假定定被被告告是是无无罪罪的的，直直到到你你有有足足够
35、够的的证证据据证证明明他他是是有有罪罪的的，否否则则法法庭庭就就不不能能认认定定被被告告有有罪罪。当当证证据据不不足足时时，法法庭庭的的裁裁决决是是“ “被被告告无无罪罪” ”，但但这这里里也也没没有有证证明明被被告告就就是是清清白的白的摆隐斤斤阻叠肥悼峻坑睡扁泰眩蛤崭耸牙纫庭汇貌粥剔纹搽油掘钳欢敖痊第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 39统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)假设检验不能证明原假设正确假设检验不能证明原假设正确1.假设检验得出的结论都是根据原假设进行阐述的n n我们要么拒绝原假设，要么不拒绝原假设我们要么拒绝原假设，要么不拒绝原假设
36、2.2.当当不不能能拒拒绝绝原原假假设设时时，我我们们也也从从来来不不说说“ “接接接接受受受受原原原原假假假假设设设设” ”，因为没有证明原假设是真的，因为没有证明原假设是真的n n采采用用“ “接接受受” ”原原假假设设的的说说法法，则则意意味味着着你你证证明明了了原原假假设设是是正正确确的的3.3.没没有有足足够够的的证证据据拒拒绝绝原原假假设设并并不不等等于于你你已已经经“ “证证明明” ”了了原原假假设设是是真真的的，它它仅仅仅仅意意为为着着目目前前还还没没有有足足够够的的证证据据拒拒绝绝原原假假设设，只只表表示示手手头头上上这这个个样样本本提提供供的的证证据据还还不不足足以以拒绝原
37、假设拒绝原假设n n比比如如，在在例例6.26.2中中，如如果果拒拒绝绝原原假假设设，表表明明样样本本提提供供的的证证据据证证明明该该品品牌牌洗洗涤涤剂剂的的净净含含量量与与说说明明书书所所标标识识的的不不相相符符。如如果果不不拒拒绝绝原原假假设设，只只能能说说这这个个样样本本提提供供的的证证据据还还不不足足证证明明净净含含量量不不是是500500克或克或500500克以上，并不等于证明了净含量就超过了克以上，并不等于证明了净含量就超过了500500克克4.4.“ “不不拒拒绝绝” ”的的表表述述方方式式实实际际上上意意味味着着没没有有得得出出明明确确的的结结论论殷肩褥填毫裹损停勘侯挟敬雏嗡剐
38、炳绰绩钧丙硕挠古峰凉绎标煎墨宿补氰第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 40统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)假设检验不能证明原假设正确假设检验不能证明原假设正确1.“接受”的说法有时会产生误导n n这种说法似乎暗示着原假设已经被证明是正确的了这种说法似乎暗示着原假设已经被证明是正确的了n n实实事事上上，H H0 0的的真真实实值值我我们们永永远远也也无无法法知知道道，不不知知道道真实值是什么，又怎么能证明它是什么？真实值是什么，又怎么能证明它是什么？n nH H0 0只只是是对对总总体体真真实实值值的的一一个个假假定定值值，由由样样本本提提供供
39、的的信息也就自然无法证明它是否正确信息也就自然无法证明它是否正确2.采采用用“ “不不拒拒绝绝” ”的的表表述述方方法法更更合合理理一一些些，因因为为这这种种表表述述意意味味着着样样本本提提供供的的证证据据不不够够强强大大，因因而而没没有有足足够够的的理理由由拒拒绝绝，这这不不等等于于已已经经证证明明原原假假设设正正确确 酞弘鹅键榜掖博忻姿乌凯贷斯惑眺顺嫂享隐闺葡愤吧殆财沪窜雷缀傣氖酣第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 41统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)假设检验不能证明原假设正确假设检验不能证明原假设正确【例】比如原假设为H0:=10，从该总
40、体中抽出一个随机样本，得到x=9.8，在=0.05的水平上，样本提供的证据没有推翻这一假设，我们说“接受”原假设，这意为着样本提供的证据已经证明=10是正确的。如果我们将原假设改为H0:=10.5，同样，在=0.05的水平上，样本提供的证据也没有推翻这一假设，我们又说“接受”原假设。但这两个原假设究竟哪一个是“真实的”呢？哆汽件摸果濒账指盗芯绍楚舜胸永滑公牧爷骚踊挟茄捎今委生烈亲华饿傣第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 42统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)假设检验不能证明原假设正确假设检验不能证明原假设正确1.假设检验中通常是先确定显著性水平，
41、这就等于控制了第类错误的概率，但犯第类错误的概率却是不确定的2.在拒绝H0时，犯第类错误的概率不超过给定的显著性水平，当样本结果显示没有充分理由拒绝原假设时，也难以确切知道第类错误发生的概率3.采用“不拒绝”而不采用“接受”的表述方式，在多数场合下便避免了错误发生的风险n n因因为为“ “接接受受” ”所所得得结结论论可可靠靠性性将将由由第第类类错错误误的的概概率率 来来测测量量，而而 的的控控制制又又相相对对复复杂杂，有有时时甚甚至至根根本本无无法法知知道道的的值值，除除非非你你能能确确切切给给出出 ，否否则则就就不不宜宜表表述述成成“ “接接受受” ”原假设原假设锁暑遮傀嚏烂轩腊萍氦片没数
42、渭矣育拂罗翼卿妈馏浓梯冬朋失秸僚饵血当第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 43统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)假设检验不能证明原假设正确假设检验不能证明原假设正确 在实际检验中，针对一个具体的问题，将检验结果表述为“不拒绝”原假设，这似乎让人感到无所是从n n比比如如，你你想想购购买买一一批批产产品品，检检验验的的结结果果没没有有拒拒绝绝原原假假设设，即即达达到到合合同同规规定定的的标标准准要要求求，你你是是否否购购买买这这批批产产品品呢呢？这这时时，你你可可以以对对检检验验的的结结果果采采取取某某种种默默认认态态度度，退退一一步步说说，你你可
43、可以以将将检检验验结结果果表表述述为为“ “可可可可以以以以接接接接受受受受” ”原原假假设设，你但这并不等于说你你但这并不等于说你“ “确实接受确实接受确实接受确实接受” ”它它几铱泡是到抵阮轴危褒沙站必聘荒匀设庚捏逢鞘替淑瘁叠樱官传颊机城电第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 44统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)统计上显著不一定有实际意义统计上显著不一定有实际意义1.当拒绝原假设时，我们称样本结果是统统计计上显著的上显著的(statistically Significant)2.当不拒绝原假设时，我们称样本结果是统统计上不显著的计上不显著的3
44、.在“显著”和“不显著”之间没有清除的界限，只是在P值越来越小时，我们就有越来越强的证据，检验的结果也就越来越显著裤择三遏逊看贸驶敏醇皿筏诗他欠瘫贱靳压朝玄服铬泉印鲁硷貉捏赶即钾第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 45统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)1.“显著的”(Significant)一词的意义在这里并不是“重重要要的的”，而是指“非非偶偶然然的的”2.一项检验在统计上是“显显著著的的”，意思是指：这样的(样本)结果不是偶然得到的，或者说，不是靠机遇能够得到的3.如果得到这样的样本概率(P)很小，则拒绝原假设n n在在这这么么小小的的概概率
45、率下下竟竟然然得得到到了了这这样样的的一一个个样样本本，表表明明这这样样的的样样本本经经常常出出现现，所所以以，样样本本结果是显著的结果是显著的统计上显著不一定有实际意义统计上显著不一定有实际意义糯釉义碌喧孟顺宴弥沧涡游孙历沧掩速隆哀喊聘苛鹃锌菜版典校饺尧夹抖第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 46统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)统计上显著不一定有实际意义统计上显著不一定有实际意义1.在进行决策时，我们只能说P值越小，拒绝原假设的证据就越强，检验的结果也就越显著2.但P值很小而拒绝原假设时，并不一定意味着检验的结果就有实际意义n n因因为为假假
46、设设检检验验中中所所说说的的“ “显显著著” ”仅仅仅仅是是“ “统统计计意意义义上上的的显显著著” ”n n一一个个在在统统计计上上显显著著的的结结论论在在实实际际中中却却不不见见得得就就很很重重要要，也也不意味着就有实际意义不意味着就有实际意义3.3.因因为为值值与与样样本本的的大大小小密密切切相相关关，样样本本量量越越大大，检检验验统统计计量量的的P P值值也也就就越越大大，P P值值就就越越小小，就就越越有有可可能能拒拒绝绝原假设原假设篡呛踩圭师桐簇触脸厨躇卿年勇民杰芽谰屯范搀有原锨囚鲁尿砂瘪魏朋轨第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 47统计学统计学S
47、TATISTICS(第四版第四版)统计上显著不一定有实际意义统计上显著不一定有实际意义1.如果你主观上要想拒绝原假设那就一定能拒绝它n n这类似于我们通常所说的这类似于我们通常所说的“ “欲加之罪，何患无词欲加之罪，何患无词欲加之罪，何患无词欲加之罪，何患无词” ”n n只要你无限制扩大样本量，几乎总能拒绝原假设只要你无限制扩大样本量，几乎总能拒绝原假设2.2.当样本量很大时，解释假设检验的结果需要小心当样本量很大时，解释假设检验的结果需要小心n n在在大大样样本本情情况况下下，总总能能把把与与假假设设值值的的任任何何细细微微差差别别都都能能查查出来，即使这种差别几乎没有任何实际意义出来，即使
48、这种差别几乎没有任何实际意义3.3.在在实实际际检检验验中中，不不要要刻刻意意追追求求“ “统统计计上上的的” ”显显著著性性，也也不不要要把把统统计计上上的的显显著著性性与与实实际际意意义义上上的的显显著著性性混混同同起来起来n n一一个个在在统统计计上上显显著著的的结结论论在在实实际际中中却却不不见见得得很很重重要要，也也不不意为着就有实际意义意为着就有实际意义打楔皖腿荐毖狄调癌于偏命先首阜谣嘲瓜宙嵌素蓝思皂基暗仍省匡豢栋辅第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6.2 一个总体参数的检验一个总体参数的检验 6.2.1 总体均值的检验总体均值的检验 6.2.2 总体比
49、例的检验总体比例的检验 6.2.3 总体方差的检验总体方差的检验第第 6 章章 假设检验假设检验忿孤拭所桌盲驴焉篙去谐圈犹惰捉蜕铡裳顿赣角窖皂鞍戎游潘瑶辈鲁给者第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6.2.1 总体均值的检验总体均值的检验 (大样本大样本)6.2 一个总体参数的检验一个总体参数的检验踪枷生玩彻卿铬卯谜易惹哀台妈份莆袁噬延惮识柯猿犊愈奸展局确显谬扑第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 50统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)总体均值的检验总体均值的检验 (大样本大样本)1. 假定条件n大样本(n n30)2.使用
50、z检验统计量n n 2 2 已知：已知：n n 2 2 未知：未知：疑孵络艰逃祈粟拓含寸阿将泅竿授颐晒鲍禹肚虚东醚语芍体茁凤揣贾棚穿第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 51统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)总体均值的检验总体均值的检验( 2 已知已知)(例题分析例题分析大样本大样本)【例例例例6-46-4】一种罐装饮料采用自动生产线生产，每罐的容量是255ml，标准差为5ml5ml。为为检检验验每每罐罐容容量量是是否否符符合合要要求求，质质检检人人员员在在某某天天生生产产的的饮饮料料中中随随机机抽抽取取了了4040罐罐进进行行检检验验，测测得得每
51、每罐罐平平均均容容量量为为255.8ml255.8ml。取取显显著著性性水水平平 =0.05=0.05 ，检检验验该该天天生生产产的的饮饮料料容容量量是是否否符合标准要求？符合标准要求？双侧检验双侧检验绿色绿色绿色绿色健康饮品健康饮品绿色绿色绿色绿色健康饮品255255255255255255蚀非芹怂咒斩掖圈芭些援扛吵邦觅尹失粱教梗腋喂六尊赂女阿酚续脚润致第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 52统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)总体均值的检验总体均值的检验( 2 已知已知)(例题分析大样本例题分析大样本)H H0 ： = 255 = 255H H
52、1 ： 255 255 = = 0.050.05n n = = 4040临界值临界值临界值临界值( (c c): ):检验统计量检验统计量检验统计量检验统计量: :决策决策决策决策: :结论结论结论结论: : 用用ExcelExcel中的【中的【NORMSDISTNORMSDIST】函数得到的双尾检验函数得到的双尾检验P=0.312945P=0.312945不拒绝不拒绝H H0 0没没有有证证据据表表明明该该天天生生产产的的饮饮料料不符合标准要求不符合标准要求 z01.96-1.960.005拒绝 H0拒绝 H00.005邀脐卫陶奠高经挟脯靖插洲遇虑雕例蝗牢砍船琵暗涎夺床断你滑蚌玉揖阑第6章假
53、设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 53统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)总体均值的检验总体均值的检验(z检验检验) (P 值的计算与应用值的计算与应用)第第1步：步：进入Excel表格界面，直接点击【fx】第第2步：步：在函数分类中点击【统计】，并在函数名 菜单下选择【NORMSDIST】，然后【确定】第第3步：步：将 z 的绝对值1.01录入，得到的函数值为 0.843752345 P值=2(1-0.843752345)=0.312495 P值远远大于，故不拒绝H0糠菌炭微胺抬嚏颐完畸索仑醇梦脊旱棋颜荡蛛涟煤椎栏惭川碧峭侮焉押绥第6章假设检验22年课
54、件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 54统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)总体均值的检验总体均值的检验( 2 未知未知) (例题分析例题分析大样本大样本)【例例例例6-56-5】一种机床加工的零件尺寸绝对平均误差为1.35mm1.35mm。生生产产厂厂家家现现采采用用一一种种新新的的机机床床进进行行加加工工以以期期进进一一步步降降低低误误差差。为为检检验验新新机机床床加加工工的的零零件件平平均均误误差差与与旧旧机机床床相相比比是是否否有有显显著著降降低低，从从某某天天生生产产的的零零件件中中随随机机抽抽取取5050个个进进行行检检验验。利利用用这这些些样样本本数数据据
55、，检检验验新新机机床床加加工工的的零零件件尺尺寸寸的的平平均均误误差差与与旧旧机机床床 相相 比比 是是 否否 有有 显显 著著 降降 低低 ？ ( ( =0.01)=0.01) 左侧检验左侧检验5050个零件尺寸的误差数据个零件尺寸的误差数据个零件尺寸的误差数据个零件尺寸的误差数据 ( (mmmm) )1.261.191.310.971.811.130.961.061.000.940.981.101.121.031.161.121.120.951.021.131.230.741.500.500.590.991.451.241.012.031.981.970.911.221.061.111.5
56、41.081.101.641.702.371.381.601.261.171.121.230.820.86伎其境麻殷鸽纳餐锐则淳源镑狰俊诧颂朔呛柱蚕奸遮宰廷孩牧哈缆淌河狂第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 55统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)总体均值的检验总体均值的检验(例题分析例题分析大样本大样本)H H0 ： 1.351.35H H1 ： 1.35 1.35 = = 0.010.01n n = = 5050临界值临界值临界值临界值( (c c): ):检验统计量检验统计量检验统计量检验统计量: : 拒绝拒绝H H0 0新新机机床床加加工工的
57、的零零件件尺尺寸寸的的平平均均误误差与旧机床相比有显著降低差与旧机床相比有显著降低决策决策决策决策: :结论结论结论结论: :-2.33z0拒绝H00.01忻偿皖伊欲羡篆呵懊嘎挺铰光蟹朴擞程种鸟仰跌翟瀑坠臣荔饯存辨肖踪瘟第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 56统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)总体均值的检验总体均值的检验 (P 值的计算与应用值的计算与应用大样本大样本)第第1步：步：进入Excel表格界面，直接点击【fx】第第2步：步：在函数分类中点击【统计】，并在函数名的菜单下选 择【ZTEST】，然后【确定】第第3步：步：在所出现的对话框【A
58、rray】框中，输入原始数据所 在区域 ；在【X】后输入参数的某一假定值(这里为 1.35)；在【Sigma】后输入已知的总体标准差(若总 体标准差未知则可忽略不填，系统将自动使用样本 标准差代替) 第第4步：步：用1减去得到的函数值0.995421023 即为P值 P值=1-0.995421023=0.004579 P值5200 5200 = = 0.050.05n n = = 3636临界值临界值临界值临界值( (c c): ):检验统计量检验统计量检验统计量检验统计量: : 拒绝拒绝H H0 0 ( (P P = = 0.000088 0.000088 =0.05，故不拒绝H0 吮妖家藤
59、芋氓局殉瘦编待鬼戊昔闸从挂慰谆韭减嗓坍钮滓奴没会郑赶巷鼠第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 65统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)总体均值的检验总体均值的检验 (用用SPSS进行检验进行检验小样本小样本t检验检验)第第1步步：选择【Analyze】下拉菜单，并选择【Compare MeansOne- Samples T Test】选项，进入主对话框第第2步步：将检验变量(零件长度)选入【Test Variable(s)】；在【Test Value】框内输入假设值(本题为12)第第3步步：点击【Options】，选择所需的置信水平(隐含值为95%)
60、。点击【Continue】回到主对话框。点击【OK】用用用用SPSSSPSS进行检验进行检验进行检验进行检验昆眨缆梭笛渭哗捏茬弦局损终掇秀掇笑济笼砂的块炯苔精泥魔田惊拆筏彩第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 66统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)总体均值的检验总体均值的检验 (用用SPSS进行检验进行检验小样本小样本t检验检验)不拒绝不拒绝H H0 0。没有证据表明该供货商提供的零件不符。没有证据表明该供货商提供的零件不符合要求合要求 砾泻啥生艘傍弃史巳村倘绪户暇聚袋籽平澎嘿秩典榔哎念河画渠掉子量迁第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件
61、yyyy-M-6 - 67统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)一个总体均值的检验一个总体均值的检验(作出判断作出判断) 是否已是否已知知小小小小小小样本量样本量n大大大大大大 是否已是否已知知否否否否否否 t 检验检验否否否否否否z 检验检验是是是是是是z 检验检验 是是是是是是z 检验检验秉聋卉趾泥札朔幌鸟缓管劣姆喘凉灿苛蜂淫霓租跳舌籍旗芯银胰鹏楼蓬蟹第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6.2.2 总体比例的检验总体比例的检验6.2 一个总体参数的检验一个总体参数的检验阔口毯刚檄颓裤徘励哼垣扫沥严釜闺篙募恃沧军品族基吕杠铸都陆粪铃洁第6章假设检验22年课
62、件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 69统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)总体比例检验总体比例检验1.假定条件n n总体服从二项分布总体服从二项分布n n可用正态分布来近似可用正态分布来近似( (大样本大样本) )2.检验的 z 统计量 0 0为假设的总体比例为假设的总体比例为假设的总体比例为假设的总体比例蛤冬沤研召定捅嗅贱撒陪突端脏淘夏篱踊饿蒲氨填升梁惫天各氏掉知刊锨第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 70统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)总体比例的检验总体比例的检验 (例题分析例题分析)【例例例例6-86-8】一种以
63、休闲和娱乐为主题的杂志，声称其读者群中有80%80%为为女女性性。为为验验证证这这一一说说法法是是否否属属实实，某某研研究究部部门门抽抽取取了了由由200200人人组组成成的的一一个个随随机机样样本本，发发现现有有146146个个女女性性经经常常阅阅读读该该杂杂志志。分分别别取取显显著著性性水水平平 =0.05=0.05和和 =0.01=0.01 ，检检验验该该杂杂志志读读者者群群中中女女性性的的比比例例是是否否为为80%80%？它它们的们的P P值各是多少？值各是多少？双侧检验双侧检验消叙醒该秽敬讲窜恒用谬产恭菌绸翘歌烘解雇桨许渊借宰恭纸离择如岛簧第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年
64、课件yyyy-M-6 - 71统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)总体比例的检验总体比例的检验 (例题分析例题分析)H H0 ： = 80% = 80%H H1 ： 80% 80% = 0.05= 0.05n n = = 200200临界值临界值临界值临界值( (c c): ):检验统计量检验统计量检验统计量检验统计量: :拒绝拒绝H H0 0 ( (P P = = 0.013328 0.013328 0.013328 = 0.01) = 0.01)没没有有证证据据表表明明“ “该该杂杂志志声声称称读读者者群群中有中有80%80%为女性为女性” ”的看法不正确的看法不正确 决策决策
65、决策决策: :结论结论结论结论: :z02.58-2.580.005拒绝 H0拒绝 H00.005雏狸纽颤闲国喳晒寻受码血黔洽拿兹纲戮署电骏武岂适咙饶娥呕纯放楼氯第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6.2.3 总体方差的检验总体方差的检验6.2 一个总体参数的检验一个总体参数的检验赠稿犯亡俞基破尺汪斌迂械枚新侥递润溅浦蔚蔷位舜艇秆照烫暇逮国榔菩第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 74统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)总体方差的检验总体方差的检验 ( 2检验检验) 1.检验一个总体的方差或标准差2.假设总体近似服从正态分布
66、3.使用 2分布4.检验统计量假设的总体方差假设的总体方差假设的总体方差假设的总体方差徐数灰钠开幽左沙败伤腰缎称痘炙打拷帮继紫尉阔苯么硅抽睦秋莎郁慷六第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 75统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)总体方差的检验总体方差的检验(例题分析例题分析)【例例例例6-96-9】啤酒生产企业采用自动生产线灌装啤酒，每瓶的装填量为640640mlml，但但由由于于受受某某些些不不可可控控因因素素的的影影响响，每每瓶瓶的的装装填填量量会会有有差差异异。此此时时，不不仅仅每每瓶瓶的的平平均均装装填填量量很很重重要要，装装填填量量的的方方
67、差差同同样样很很重重要要。如如果果方方差差很很大大，会会出出现现装装填填量量太太多多或或太太少少的的情情况况，这这样样要要么么生生产产企企业业不不划划算算，要要么么消消费费者者不不满满意意。假假定定生生产产标标准准规规定定每每瓶瓶装装填填量量的的标标准准差差不不应应超超过过4 4mlml。企企业业质质检检部部门门抽抽取取了了1010瓶瓶啤啤酒酒进进行行检检验验，得得到到的的样样本本标标准准差差为为s s=3.8=3.8mlml。试试以以0.050.05的的显显著著性性水水平平检检验验装装填填量量的的标标准准差差是是否否符符合合要求？要求？朝日朝日BEER朝日朝日BEER朝日朝日BEER朝日朝日
68、年涂每恰镑谷爆配茂窃哇宦脖妨社涣抢搁蠢斋口径全埂贤越脉属门壕刀竞第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 76统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)总体方差的检验总体方差的检验(例题分析例题分析)H H0 ： 2 2 4 42 2H H1 ： 2 2 4 42 2 = 0.= 0.1010df df = = 10 - 1 = 910 - 1 = 9临界值临界值临界值临界值( (s s): ):统计量统计量统计量统计量: :不拒绝不拒绝H H0 0 (p=0.52185)(p=0.52185)没没有有证证据据表表明明装装填填量量的的标标准准差差不不符合要求符
69、合要求 20 016.9190 =0.05决策决策决策决策: :结论结论结论结论: :婶秀蚤犬竿董骇嘻詹瓢妖俞士诲驰庄憨倾挥场娱楚陀热杉窥什赁碍藏皿操第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6.3 两个总体参数的检验两个总体参数的检验 6.3.1 两个总体均值之差的检验两个总体均值之差的检验 6.3.2 两个总体比例之差的检验两个总体比例之差的检验 6.3.3 两个总体方差比的检验两个总体方差比的检验第第 6 章章 假设检验假设检验去乘丝黑哩糖要胆慢等凉酉遁曼怠既逻则陶眉己碧问爹才投弦噶顿激壹律第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6.3.1 两个
70、总体均值之差的检验两个总体均值之差的检验6.3 两个总体参数的检验两个总体参数的检验妻坚菠幢淀恢岩募描殿林寨常照诫喜透庭鹰妆黎吏兜秘鸣逻虹昌贪钎丛蚜第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 79统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两个总体均值之差的检验两个总体均值之差的检验 (独立大样本独立大样本)1. 假定条件n两个样本是独立的随机样本n正态总体或非正态总体大样本(n n130和 n n230)2.检验统计量n n 1 12 2 ， 2 22 2 已知：已知：n n 1 12 2 ， 2 22 2 未知：未知：摸硬楼似持沪郁宅梭酬梗莽戍摊孟拧涛溺适肇三
71、雪用维辐淤位咎捻乓揭再第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 80统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两个总体均值之差的检验两个总体均值之差的检验 (例题分析例题分析独立大样本独立大样本)【例例例例6-106-10】某某公公司司对对男男女女职职员员的的平平均均小小时时工工资资进进行行了了调调查查，独独立立抽抽取取了了具具有有同同类类工工作作经经验验的的男男女女职职员员的的两两个个随随机机样样本本，并并记记录录下下两两个个样样本本的的均均值值、方方差差等等资资料料如如右右表表。在在显显著著性性水水平平为为0.050.05的的条条件件下下，能能否否认认为为
72、男男性性职职员员与与女女性性职职员员的的平平均均小小时时工工资资存存在在显著差异？显著差异？ 两个样本的有关数据两个样本的有关数据两个样本的有关数据两个样本的有关数据 男性职员男性职员女性职员女性职员n1=44n1=32x1=75x2=70S12=64 S22=42.25奔厩坎鹿昭陡非坊坟衷萨股单吼匀龚卜操袄汀萝使传哗筛界泼蔼缠涣遮拘第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 81统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两个总体均值之差的检验两个总体均值之差的检验 (例题分析例题分析独立大样本独立大样本)H H0 ： 1 1- - 2 2 = 0 = 0H H
73、1 ： 1 1- - 2 2 0 0 = = 0.050.05n n1 1 = = 44 44，n n2 2 = = 3232临界值临界值临界值临界值( (c c): ):检验统计量检验统计量检验统计量检验统计量: :决策决策决策决策: :结论结论结论结论: : 拒绝拒绝H H0 0该公司男女职员的平均小时工该公司男女职员的平均小时工资之间存在显著差异资之间存在显著差异 z01.96-1.960.025拒绝 H0拒绝 H00.025憨幅阶厚寅滁蝴饥委高诚拟国浓才柴化注岳挺滞盂唬血群脐酷篱窍伺背刑第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 82统计学统计学STATIST
74、ICS(第四版第四版)两个总体均值之差的检验两个总体均值之差的检验 (独立小样本：独立小样本： 12， 22 已知已知)1.假定条件n n两个独立的小样本两个独立的小样本n n两个两个总体都是正态分布总体都是正态分布n n 1 12 2， 2 22 2已知已知2.检验检验统计量统计量拥双纸成腊粟囚康词玛谢沦投辽陕瓣噬通藉到翻径阻夺澄嘿挞少惟炬肄笑第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 83统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两个总体均值之差的检验两个总体均值之差的检验 (独立小样本：独立小样本： 12， 22 未知但未知但 12= 22)1.假定假定条
75、件条件n n两个独立的小样本两个独立的小样本n n两个两个总体都是正态分布总体都是正态分布n n 1 12 2、 2 22 2未知但相等，即未知但相等，即 1 12 2= = 2 22 22.检验检验统计量统计量其中：其中：其中：自由度：自由度：自由度：钓瞻犊移及揉远萨茬疆橙厕犀几酒裂骄畅摇砰润徽傈擞檬爽嫁皱鸦郡佰宾第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 84统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两个总体均值之差的检验两个总体均值之差的检验 (独立小样本：独立小样本： 12， 22 未知且不等未知且不等 12 22)1.假定条件n n两个两个总体都是正态
76、分布总体都是正态分布n n 1 12 2， 2 22 2未知且不相等，即未知且不相等，即 1 12 2 2 22 2n n样本量不相等，即样本量不相等，即n n1 1 n n2 22.检验检验统计量统计量自由度：自由度：自由度：桐截笛播钢糯葱鬼陵西叹羔搅棺认锡涯锌瑟奎拒早撮攘敝堑椰啡愚弘幌铃第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 85统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两个总体均值之差的检验两个总体均值之差的检验 (例题分析例题分析独立小样本，独立小样本， 12= 22) 【例例例例6-116-11】甲甲、乙乙两两台台机机床床同同时时加加工工某某种种同
77、同类类型型的的零零件件，已已知知两两台台机机床床加加工工的的零零件件直直径径( (单单位位：cm)cm)分分别别服服从从正正态态分分布布，并并且且有有 1 12 2= = 2 22 2 。为为比比较较两两台台机机床床的的加加工工精精度度有有无无显显著著差差异异，分分别别独独立立抽抽取取了了甲甲机机床床加加工工的的8 8个个零零件件和和乙乙机机床床加加工工的的7 7个个零零件件，通通过过测测量量得得到到如如下下数数据据 。在在 =0.05=0.05的的显显著著性性水水平平下下，样样本本数数据据是是否否提提供供证证据据支持支持 “ “两台机床加工的零件直径不一致两台机床加工的零件直径不一致” ”的
78、看法？的看法？两台机床加工零件的样本数据两台机床加工零件的样本数据两台机床加工零件的样本数据两台机床加工零件的样本数据 (cmcm) )甲甲20.519.819.720.420.120.019.019.9乙乙20.719.819.520.820.419.620.2瘫呛淋乡袱翻横轰蹬见护谬置拇寓肢铸纳绒小费资懒葫什秒徘泥粟绩簇巡第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 86统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两个总体均值之差的检验两个总体均值之差的检验 (例题分析例题分析 12= 22)H H0 ： 1 1- - 2 2 = = 0 0H H1 ： 1 1
79、- - 2 2 0 0 = = 0.050.05n n1 1 = = 8 8，n n2 2 = = 7 7临界值临界值临界值临界值( (c c): ):检验统计量检验统计量检验统计量检验统计量: :决策决策决策决策: :结论结论结论结论: : 不拒绝不拒绝H H0 0没没有有证证据据表表明明两两台台机机床床加加工工的的零零件直径不一致件直径不一致t02.160-2.1600.025拒绝 H0拒绝 H00.0250.025厂都额刺羌伍雹欺粗其陌圃吗威炬淤隧苛饵物长父社舌编终爆述嫩牙倡答第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 87统计学统计学STATISTICS(第四
80、版第四版)两个总体均值之差的检验两个总体均值之差的检验 (用用Excel进行检验进行检验)第第1步：步：将原始数据输入到Excel工作表格中 第第2步：步：选择【工具】下拉菜单并选择【数据分析数据分析】选项 第第3步：步：在【数据分析】对话框中选择 【t-检验：双样本检验：双样本等等方方 差假设差假设】第第4步：步：当对话框出现后 在【变量1的区域】方框中输入第1个样本的数据区域 在【变量2的区域】方框中输入第2个样本的数据区域 在【假设平均差】方框中输入假定的总体均值之差 在【】方框中输入给定的显著性水平(本例为0.05) 在【输出选项】选择计算结果的输出位置，然后【确 定】进行检验进行检验
81、进行检验进行检验进行检验进行检验辣扯啥颅襄晌志遭甫轴慰普低言凳忘月淹是膘革尉貌詹汰搐度畅扔朝旷奥第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 88统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两个总体均值之差的检验两个总体均值之差的检验 (用用Excel进行检验进行检验)Excel的输出结果惊路袭璃窜魁扶眠要烩肺电教傲造蜘贱篮刑憾耸启随侍惹专文候皱涌胆督第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 89统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两个总体均值之差的检验两个总体均值之差的检验 (例题分析例题分析独立小样本，独立小样本， 12
82、22) 【例例例例6-126-12】甲甲、乙乙两两台台机机床床同同时时加加工工某某种种同同类类型型的的零零件件，已已知知两两台台机机床床加加工工的的零零件件直直径径( (单单位位：cm)cm)分分别别服服从从正正态态分分布布，并并且且有有 1 12 2 2 22 2 。为为比比较较两两台台机机床床的的加加工工精精度度有有无无显显著著差差异异，分分别别独独立立抽抽取取了了甲甲机机床床加加工工的的8 8个个零零件件和和乙乙机机床床加加工工的的7 7个个零零件件，通通过过测测量量得得到到如如下下数数据据 。在在 =0.05=0.05的的显显著著性性水水平平下下，样样本本数数据据是是否否提提供供证证据
83、据支持支持 “ “两台机床加工的零件直径不一致两台机床加工的零件直径不一致” ”的看法？的看法？两台机床加工零件的样本数据两台机床加工零件的样本数据两台机床加工零件的样本数据两台机床加工零件的样本数据 (cmcm) )甲甲20.519.819.720.420.120.019.019.9乙乙20.719.819.520.820.419.620.2饶橇仓戎捷幌匝燥喳禽络仕瞄俘猛蛋晕脊滁除贩椎陕摹棕抵贡像坍壹寇瞅第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 90统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两个总体均值之差的检验两个总体均值之差的检验 (用用Excel进行检
84、验进行检验)第第1步：步：将原始数据输入到Excel工作表格中 第第2步：步：选择“工具”下拉菜单并选择【数据分析数据分析】选项 第第3步：步：在【数据分析】对话框中选择 【t-检验：双样本检验：双样本异异方方 差假设差假设】第第4步：步：当对话框出现后 在【变量1的区域】方框中输入第1个样本的数据区域 在【变量2的区域】方框中输入第2个样本的数据区域 在【假设平均差】方框中输入假定的总体均值之差 在【】方框中输入给定的显著性水平(本例为0.05) 在【输出选项】选择计算结果的输出位置，然后【确 定】进行检验进行检验进行检验进行检验进行检验进行检验性炬索防筷浓浪浦汪钮釉翠菲咙奄梭繁罩莉诗亢雪谦
85、吧翅才帜迅赁苹么秒第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 91统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两个总体均值之差的检验两个总体均值之差的检验 (用用Excel进行检验进行检验)Excel的输出结果式说么雅靴版愿操性托恤进陶华迄池缓鼓彩着曝恒拘皱式呢据瞄昼镍枣阳第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 92统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)用用SPSS进行检验进行检验(独立小样本，独立小样本， 12= 22 ； 12 22) 在用SPSS中进行检验时，需要把两个样本的观测值作为一个变量输入(本例为“零件尺寸”)
86、，然后设计另一个变量用于标记每个观测值所属的样本(本例为“机床”，1表示机床1，2表示机床2)第第 1步步 ： 选 择 【 Analyze】 【 Compare MeansIndependent-Samples T Test 】进入主对话框第第2步步：检验变量(零件尺寸)选入【Test Variable(s)】, 将分组变量(机床)选入【Grouping Variable(s)】，并选择【Define Groups】，在【Group1后输入1】,在【Group2后输入2】,点击【Continue】回到主对话框。点击【OK】进行检验进行检验进行检验进行检验昨尺袒匠具庄一碍竟瞧吻增情靳涧工举呻萌痞
87、匡邀孤出汹绢股甲装产智壹第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 93统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两个总体均值之差的检验两个总体均值之差的检验 (用用SPSS进行检验进行检验)ESPSS的输出结果Levenes Levenes Test Test for for Equality Equality of of VariancesVariances：检验两个总体方差相等的假设检验两个总体方差相等的假设秩凛搬琶凭斩绍瞥戎梁列馆纤谰豫念蚊往步帖委挨谈悼肪剂颊滤缝艺憾裂第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 94统计学统计学
88、STATISTICS(第四版第四版)两个总体均值之差的检验两个总体均值之差的检验(配对配对样本样本)1.假定条件n n两个总体配对差值构成的总体服从正态分布两个总体配对差值构成的总体服从正态分布n n配对差是由差值总体中随机抽取的配对差是由差值总体中随机抽取的 n n数据配对或匹配数据配对或匹配( (重复测量重复测量 ( (前前/ /后后) )2.检验统计量检验统计量样本差值均值样本差值均值样本差值均值样本差值均值样本差值标准差样本差值标准差样本差值标准差样本差值标准差尺臃摹扼股受蹋掸俊影沤枕解电寄炔悉昨龟炸谋兑统牌南晕伎闺艇禹胰岂第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-
89、6 - 95统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)匹配样本匹配样本 (数据形式数据形式) 观察序号观察序号样本样本1样本样本2差值差值1x11x21d1 = x11 - x212x12x22d2 = x12 - x22MMMMMMMMix1ix2idi = x1i - x2iMMMMMMMMnx1nx2ndn = x1n- x2n注邹造矣色搜匹秒愈背玖渐桶钒谦狄姨怠检皇诱登搔贺拴浊贩禽戍昼肉忠第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 96统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两个总体均值之差的检验两个总体均值之差的检验 (例题分析例题分析配对样本
90、配对样本) 【例例例例6-136-13】某某饮饮料料公公司司开开发发研研制制出出一一新新产产品品，为为比比较较消消费费者者对对新新老老产产品品口口感感的的满满意意程程度度，该该公公司司随随机机抽抽选选一一组组消消费费者者( (8 8人人) )，每每个个消消费费者者先先品品尝尝一一种种饮饮料料，然然后后再再品品尝尝另另一一种种饮饮料料，两两种种饮饮料料的的品品尝尝顺顺序序是是随随机机的的，而而后后每每个个消消费费者者要要对对两两种种饮饮料料分分别别进进行行评评分分( (0 0分分1010分分) )，评评分分结结果果如如下下表表。取取显显著著性性水水平平 =0.05=0.05，该该公公司司是是否否
91、有有证据认为消费者对两种饮料的评分存在显著差异？证据认为消费者对两种饮料的评分存在显著差异？ 两种饮料平均等级的样本数据两种饮料平均等级的样本数据两种饮料平均等级的样本数据两种饮料平均等级的样本数据旧饮料旧饮料54735856新饮料新饮料66743976职色酝茅寿茧给苦淤梦淬杰椅铰岩殉荣廖腊蚀弱巫针梨呕摇竿拦小股惮弓第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 97统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两个总体均值之差的检验两个总体均值之差的检验 (用用Excel进行检验进行检验配对样本配对样本)第第1步：步：选择“工具工具”下拉菜单，并选择【数据分析数据分析
92、】选项第第3步：步：在分析工具中选择【t 检验：平均值成对二样本分析检验：平均值成对二样本分析】第第4步：步：当出现对话框后 在【变量1的区域】方框内键入变量1的数据区域 在【变量2的区域】方框内键入变量2的数据区域 在【假设平均差】方框内键入假设的差值(这里为0) 在【】框内键入给定的显著性水平，然后【确定】 进进行行行行检验检验型裔倍奄岔擅登钞跺鬼庐宜洗钒蝇釜冉坦金炯始佬梭煽足僧疯窟绕宇编铁第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 98统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)配对总体均值之差的检验配对总体均值之差的检验 (用用Excel进行检验进行检验)
93、Excel的输出结果鞋鹿榆到彝暮贸沼吉蒂桶拇越喂怜桃绦棺象猎罚妙背铸依拱筹陷呛咀芋毅第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 99统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两个总体均值之差的检验两个总体均值之差的检验 (用用SPSS进行检验进行检验配对样本配对样本)第第1步：步：选择【Analyze】下拉菜单，并选择【Compare MeansPaired- Samples T Test】选项，进入主对话框第第2步：步：将两个样本同时选入【Paired Variables】第第3步：步：点击【Options】，选择所需的置信水平(隐含值为95%)。点击【Con
94、tinue】回到主对话框。点击【OK】进行检验进行检验进行检验进行检验默巧份晰淤碌仙协罕榜秸真颂砒措仍但桃惜辛冶溯讨郴藉背煞您佛玩愁雪第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 100统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)配对总体均值之差的检验配对总体均值之差的检验 (用用SPSS进行检验进行检验)SPSS的输出结果锡讫致问守楞蒜朵介揩杂馏套孜鸟式堕钵牲靶庆南扩瞩摧躬苗蟹培号痉造第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 101统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两个总体均值之差的检验两个总体均值之差的检验 (TTEST
95、函数的应用函数的应用 )函数语法：函数语法：TTEST(array1,array2,tails,type) 说明：说明：【Array1】为样本1的数据区域 【array2】为样本2的数据区域 【tails】表示分布曲线的尾数l如果tails=1，返回分布的单尾概率l如果tails=2，返回分布的双尾概率【type】为检验的类型l1代表配对样本检验l1代表双样本等方差假设l3代表双样本异方差假设用用用用用用TTESTTTESTTTEST进进进行行行行行行检验检验检验仍物孙暇菌侗吐析起翻娄择咋声赵裹撬原错僧掷隙却崭升撼秘糜肾咱佛卷第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 -
96、 102统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两个总体均值之差的检验两个总体均值之差的检验(方法总结方法总结)均值差检验均值差检验独立样本独立样本匹配样本匹配样本大样本大样本小样本小样本小样本小样本 1 12 2、 2 22 2已知已知 1 12 2、 2 22 2未知未知 1 12 2、 2 22 2已知已知 1 12 2、 2 22 2未知未知Z Z 检验检验Z Z 检验检验Z Z 检验检验t t 检验检验 1 12 2= = 2 22 2 1 12 2 2 22 2t t 检验检验n1 1= =n2 2n1 1n2 2t t 检验检验t t 检验检验维粉明烘栈佣砧台操兄暑篆繁是
97、辗参瘦许褥管艾缠遣涧集居监蛮单辆厚锈第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6.3.2 两个比例均值之差的检验两个比例均值之差的检验6.3 两个总体参数的检验两个总体参数的检验蔼炎型朗晰泪顶最爬撑浆政风姐满绸渊咬旷稀泞越侥堰蜂描滤磅额喀碘组第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 104统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)1. 假定条件n两个总体都服从二项分布n可以用正态分布来近似2.检验统计量n n检验检验H H0 0： 1 1- - 2 2=0=0n n检验检验H H0 0： 1 1- - 2 2= =d d0 0两个总体比例之
98、差的检验两个总体比例之差的检验总瀑檬膘隘瞒乒阐泡瑶尖行虹噎剪谰哑碱嚷坦纯啊职牧卢社病奔姚煎泅铆第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 105统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两个总体比例之差的检验两个总体比例之差的检验 (例题分析例题分析) 【例例例例6-146-14】一一所所大大学学准准备备采采取取一一项项学学生生在在宿宿舍舍上上网网收收费费的的措措施施，为为了了解解男男女女学学生生对对这这一一措措施施的的看看法法是是否否存存在在差差异异，分分别别抽抽取取了了200200名名男男学学生生和和200200名名女女学学生生进进行行调调查查，其其中中的的
99、一一个个问问题题是是：“ “你你是是否否赞赞成成采采取取上上网网收收费费的的措措施施？” ”其其中中男男学学生生表表示示赞赞成成的的比比例例为为27%27%，女女学学生生表表示示赞赞成成的的比比例例为为35%35%。调调查查者者认认为为，男男学学生生中中表表示示赞赞成成的的比比例例显显著著低低于于女女学学生生。取取显显著著性性水水平平 =0.05=0.05，样样本本提提供的证据是否支持调查者的看法？供的证据是否支持调查者的看法？ 2 21 1netnet童嘲崭奖兆誉隧奴寡食恨侯荆终秉顺阳红猜赖纤形触去拇魔够药庸絮婚蝶第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 106统
100、计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两个总体比例之差的检验两个总体比例之差的检验 (例题分析例题分析)H H0 ： 1 1- - 2 2 0 0H H1 ： 1 1- - 2 2 0 0 = = 0.050.05n n1 1= =200 ,200 , n n2 2= =200200临界值临界值临界值临界值( (c c): ):检验统计量检验统计量检验统计量检验统计量: :决策决策决策决策: :结论结论结论结论: : 拒绝拒绝H H0 0( (P P = = 0.041837 0.041837 8%8% = = 0.010.01n n1 1= =300 , 300 , n n2 2=
101、=300300临界值临界值临界值临界值( (c c): ):检验统计量检验统计量检验统计量检验统计量: :决策决策决策决策: :结论结论结论结论: : 拒绝拒绝H H0 0( (P P = 1.22E-15= 1.22E-15 = 0.05)= 0.05)方方法法1 1的的次次品品率率显显著著低低于于方方法法2 2达达8%8%，应采用方法，应采用方法1 1进行生产进行生产 -2.33Z0拒绝域忻古铰款骡抽渐压速柄箩阑钮症豫烽搁艰遂童败弗芝疾务扣淫窄助鸦颗匀第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6.3.3 两个总体方差比的检验两个总体方差比的检验6.3 两个总体参数的检验
102、两个总体参数的检验艺围扶棉屁揖观暑赃逆戮客颤诱腻茵暴灵辱没桂概氢试墩低陡菊都暗傍淀第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 110统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两个总体方差比的检验两个总体方差比的检验(F 检验检验)1.假定条件n n两个总体都服从正态分布，且方差相等两个总体都服从正态分布，且方差相等n n两个独立的随机样本两个独立的随机样本2.检验统计量呐凝芳镭梁娠杀竖噪骇弊稽窘思博怔侥合坪院掺运诉芍皂盲锥迄骋婶痊帕第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 111统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两个总体
103、方差比的检验两个总体方差比的检验(图示图示)F FF F1-1-1-1- F F 总体方差比的总体方差比的1-1- 的置信区间的置信区间拒绝拒绝H H0 0拒绝拒绝H H0 0疏悠歼雾启后胆绅坝扼媒庞佳靳肿攒栖玲椿刘昏齿帛遍财窒认悦嘎畴巾妖第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 112统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两个总体方差比的检验两个总体方差比的检验 (例题分析例题分析)【例例例例6-166-16】一家房地产开发公司准备购进一批灯泡，公司打算在两个供货商之间选择一家购买。这两家供货商生产的灯泡平均使用寿命差别不大，价格也很相近，考虑的主要因素
104、就是灯泡使用寿命的方差大小。如果方差相同，就选择距离较近的一家供货商进货。为此，公司管理人员对两家供货商提供的样品进行了检测，得到的数据如右表。检验两家供货商灯泡使用寿命的方差是否有显著差异 ( =0.05) 两家供货商灯泡使用寿命数据两家供货商灯泡使用寿命数据两家供货商灯泡使用寿命数据两家供货商灯泡使用寿命数据 样本样本1650569622630596637628706617624563580711480688723651569709632样本样本2568540596555496646607562589636529584681539617解墓员寇引碍曙会诗靖撒蜘芯骏桑竖咀叠睹舒礼二谷缓国瓜突
105、腿倘临狭帮第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 113统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两个总体方差比的检验两个总体方差比的检验 (用用Excel进行检验进行检验)第第1步步：选择“工工具具”下拉菜单，并选择【数数据据分分析析】第第3步：步：在分析工具中选择【F检验检验 双样本方差双样本方差】第第4步：步：当出现对话框后 在【变量1的区域】方框内键入数据区域 在【变量2的区域】方框内键入数据区域 在【】框内键入给定的显著性水平 选择输出区域 选择【确定】进进行行行行检验检验讥熄私偶萝焰妄移爆嗅邪辅雁烘咋支依什纱气励爆窿随匹妻趴悲意哈彪厩第6章假设检
106、验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 114统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)两个总体方差比的检验两个总体方差比的检验 (用用Excel进行检验进行检验)Excel的输出结果 宅捧嫂趁熙弄冰论醛吏戎星组披疼道逾萍脓海企截搞肛篙匣眩仿画诊偏十第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 115统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)Excel中的统计函数中的统计函数nZTEST计算计算Z检验的检验的P值值nTDIST计算计算t分布的概率分布的概率nTINV计算计算t分布的临界值分布的临界值nTTEST计算计算t分布检验的分布检验的
107、P值值nFDIST计算计算F分布的概率分布的概率nFINV计算计算F分布的逆函数分布的逆函数(临界值临界值)nFTEST计计算算F检检验验(两两个个总总体体方方差差比比的的检检验验)单尾概率单尾概率目谱通求阴震妹较完害手雍斜墟痔诬剃跑面玲谎吸蔼韶攘期雕硒澜握猴耘第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 116统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)本章小节本章小节总体参数总体参数检验检验一个总体一个总体一个总体一个总体两个总体两个总体两个总体两个总体均值均值比例比例方差方差均值差均值差比例差比例差方差比方差比独立样本独立样本匹配样本匹配样本大样本大样本F F
108、检验检验Z Z检验检验大样本大样本小样本小样本Z Z检验检验 1 12 2 2 22 2已已知知 1 12 2 2 22 2未未知知Z Z检验检验t t检验检验大样本大样本小样本小样本Z Z检验检验 2 2已知已知Z Z检验检验 2 2未知未知t t检验检验Z Z检验检验卡方检验卡方检验导点锈褒街袭绪哄哦蹿援鸟摆副尊朗悄唁著西秸徽曹敌堡挨探慢瞎舜蔑吧第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-6 - 117统计学统计学STATISTICS(第四版第四版)本章小节本章小节l假设检验的基本原理假设检验的基本原理 l一个总体参数的检验一个总体参数的检验l两个总体参数的检验两个总体参数的检验l用用Excel进行检验进行检验l利用利用P 值进行检验值进行检验独派秤唾麓宦淫夏勉碟夷突择糟拐廖岂厘斥佬蝗切艾雕每剃胎脐裙亩趣觉第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-结结 束束钞及洲泉雌联怂电飘拖惩职喂些磁遏营炕早瓜肪颂呸刃辞锡县密矾库研租第6章假设检验22年课件第6章假设检验22年课件yyyy-M-
