数学实验概率论与数理统计问题的求解幻灯片.ppt
数学实验概率论与数理统计问题的求解第1页，共92页，编辑于2022年，星期六 8.1概率分布与伪随机数生成 8.1.1 概率密度函数与分布函数概述第2页，共92页，编辑于2022年，星期六通用函数计算概率密度函数值 函数 pdf格式 P=pdf(name，K，A)P=pdf(name，K，A，B)P=pdf(name，K，A，B，C)说明 返回在X=K处、参数为A、B、C的概率密度值，对于不同的分布，参数个数是不同；name为分布函数名。例如二项分布：设一次试验，事件Y发生的概率为p，那么，在n次独立重复试验中，事件Y恰好发生K次的概率P_K为：P_K=PX=K=pdf(bino，K，n，p)第3页，共92页，编辑于2022年，星期六例:计算正态分布N（0，1）的随机变量X在点0.6578的密度函数值。解：pdf(norm,0.6578,0,1)ans=0.3213例:自由度为8的卡方分布，在点2.18处的密度函数值。解：pdf(chi2,2.18,8)ans=0.0363第4页，共92页，编辑于2022年，星期六 随机变量的累积概率值(分布函数值)通用函数cdf用来计算随机变量的概率之和（累积概率值）函数 cdf格式 cdf(name，K，A)cdf(name，K，A，B)cdf(name，K，A，B，C)说明 返回以name为分布、随机变量XK的概率之和的累积概率值，name为分布函数名.第5页，共92页，编辑于2022年，星期六例:求标准正态分布随机变量X落在区间(-，0.4)内的概率。解：cdf(norm,0.4,0,1)ans=0.6554例：求自由度为16的卡方分布随机变量落在0，6.91内的概率。解：cdf(chi2,6.91,16)ans=0.0250第6页，共92页，编辑于2022年，星期六随机变量的逆累积分布函数 MATLAB中的逆累积分布函数是已知，求x。命令 icdf icdf 计算逆累积分布函数格式 icdf(name，K，A)icdf(name，K，A，B)icdf(name，K，A，B，C)说明 返回分布为name，参数为a1,a2,a3，累积概率值为P的临界值，这里name与前面相同。如果F=cdf(name，X，A，B，C)，则 X=icdf(name，F，A，B，C)第7页，共92页，编辑于2022年，星期六例:在标准正态分布表中，若已知F=0.6554,求X解：icdf(norm,0.6554,0,1)ans=0.3999例：公共汽车门的高度是按成年男子与车门顶碰头的机会不超过1%设计的。设男子身高X（单位：cm）服从正态分布N（175，6），求车门的最低高度。解：设h为车门高度，X为身高。求满足条件 FXh=0.99，即 FX=0.01故 h=icdf(norm,0.99,175,6)h=188.9581第8页，共92页，编辑于2022年，星期六8.1.2 常见分布的概率密度函数与分布函数 8.1.2.1 Poisson分布其要求x是正整数。第9页，共92页，编辑于2022年，星期六其中：x为选定的一组横坐标向量，y为x各点处的概率密度函数值。第10页，共92页，编辑于2022年，星期六例：绘制 l l=1,2,5,10 时 Poisson 分布的概率密度函数与概率分布函数曲线。x=0:15;y1=;y2=;lam1=1,2,5,10;for i=1:length(lam1)y1=y1,poisspdf(x,lam1(i);y2=y2,poisscdf(x,lam1(i);end plot(x,y1),figure;plot(x,y2)第11页，共92页，编辑于2022年，星期六8.1.2.2 正态分布正态分布的概率密度函数为:第12页，共92页，编辑于2022年，星期六例：x=-5:.02:5;y1=;y2=;mu1=-1,0,0,0,1;sig1=1,0.1,1,10,1;sig1=sqrt(sig1);for i=1:length(mu1)y1=y1,normpdf(x,mu1(i),sig1(i);y2=y2,normcdf(x,mu1(i),sig1(i);end plot(x,y1),figure;plot(x,y2)第13页，共92页，编辑于2022年，星期六8.1.2.3 分布第14页，共92页，编辑于2022年，星期六例：x=-0.5:.02:5;x=-eps:-0.02:-0.5,0:0.02:5;x=sort(x);替代 y1=;y2=;a1=1,1,2,1,3;lam1=1,0.5,1,2,1;for i=1:length(a1)y1=y1,gampdf(x,a1(i),lam1(i);y2=y2,gamcdf(x,a1(i),lam1(i);end plot(x,y1),figure;plot(x,y2)第15页，共92页，编辑于2022年，星期六8.1.2.4 分布（卡方分布）其为一特殊的 分布，a=k/2,l l=1/2。第16页，共92页，编辑于2022年，星期六例：x=-eps:-0.02:-0.5,0:0.02:2;x=sort(x);k1=1,2,3,4,5;y1=;y2=;for i=1:length(k1)y1=y1,chi2pdf(x,k1(i);y2=y2,chi2cdf(x,k1(i);end plot(x,y1),figure;plot(x,y2)第17页，共92页，编辑于2022年，星期六8.1.2.5 分布概率密度函数为:其为参数k的函数，且k为正整数。第18页，共92页，编辑于2022年，星期六例：x=-5:0.02:5;k1=1,2,5,10;y1=;y2=;for i=1:length(k1)y1=y1,tpdf(x,k1(i);y2=y2,tcdf(x,k1(i);end plot(x,y1),figure;plot(x,y2)第19页，共92页，编辑于2022年，星期六8.1.2.6 Rayleigh分布第20页，共92页，编辑于2022年，星期六例：x=-eps:-0.02:-0.5,0:0.02:5;x=sort(x);b1=.5,1,3,5;y1=;y2=;for i=1:length(b1)y1=y1,raylpdf(x,b1(i);y2=y2,raylcdf(x,b1(i);end plot(x,y1),figure;plot(x,y2)第21页，共92页，编辑于2022年，星期六8.1.2.7 F 分布其为参数p,q的函数，且p,q均为正整数。第22页，共92页，编辑于2022年，星期六例：分别绘制（p,q）为（1,1),(2,1),(3,1)(3,2),(4,1)时F分布的概率密度函数与分布函数曲线。x=-eps:-0.02:-0.5,0:0.02:1;x=sort(x);p1=1 2 3 3 4;q1=1 1 1 2 1;y1=;y2=;for i=1:length(p1)y1=y1,fpdf(x,p1(i),q1(i);y2=y2,fcdf(x,p1(i),q1(i);end plot(x,y1),figure;plot(x,y2)第23页，共92页，编辑于2022年，星期六8.1.3 概率问题的求解图4-9第24页，共92页，编辑于2022年，星期六例：b=1;p1=raylcdf(0.2,b);p2=raylcdf(2,b);P1=p2-p1P1=0.8449 p1=raylcdf(1,b);P2=1-p1P2=0.6065第25页，共92页，编辑于2022年，星期六例：syms x y;f=x2+x*y/3;P=int(int(f,x,0,1/2),y,0,1/2)P=5/192 syms x y;f=x2+x*y/3;P=int(int(f,x,0,1),y,0,2)P=1第26页，共92页，编辑于2022年，星期六8.1.4 随机数与伪随机数第27页，共92页，编辑于2022年，星期六第28页，共92页，编辑于2022年，星期六例：b=1;p=raylrnd(1,30000,1);xx=0:.1:4;yy=hist(p,xx);hist()找出随机数落入各个子区间的点个数，并由之拟合出生成数据的概率密度。yy=yy/(30000*0.1);bar(xx,yy),y=raylpdf(xx,1);line(xx,y)第29页，共92页，编辑于2022年，星期六8.2 统计量分析 8.2.1 随机变量的均值与方差第30页，共92页，编辑于2022年，星期六例：均值 syms x;syms a lam positive p=lama*x(a-1)/gamma(a)*exp(-lam*x);m=int(x*p,x,0,inf)m=1/lam*a 方差 s=simple(int(x-1/lam*a)2*p,x,0,inf)s=a/lam2第31页，共92页，编辑于2022年，星期六已知一组随机变量样本数据构成的向量:求该向量各个元素的均值、方差和标准差、中位数medianmedian第32页，共92页，编辑于2022年，星期六例：生成一组 30000 个正态分布随机数，使其均值为 0.5，标准差为1.5，分析数据实际的均值、方差和标准差，如果减小随机变量个数，会有什么结果？p=normrnd(0.5,1.5,30000,1);mean(p),var(p),std(p)ans=0.4879 2.2748 1.5083300个随机数 p=normrnd(0.5,1.5,300,1);mean(p),var(p),std(p)ans=0.4745 1.9118 1.3827可见在进行较精确的统计分析时不能选择太小的样本点。第33页，共92页，编辑于2022年，星期六例：m,s=raylstat(0.45)m=0.5640s=0.0869第34页，共92页，编辑于2022年，星期六8.2.2 随机变量的矩第35页，共92页，编辑于2022年，星期六例：求解原点矩 syms x;syms a lam positive;p=lama*x(a-1)/gamma(a)*exp(-lam*x);for n=1:5,m=int(xn*p,x,0,inf),endm=1/lam*a m=1/lam2*a*(a+1)m=1/lam3*a*(a+1)*(a+2)m=1/lam4*a*(a+1)*(a+2)*(a+3)m=1/lam5*a*(a+1)*(a+2)*(a+3)*(a+4)有规律第36页，共92页，编辑于2022年，星期六 syms n;m=simple(int(x)n*p,x,0,inf)直接求出m=lam(-n)*gamma(n+a)/gamma(a)for n=1:6,s=simple(int(x-1/lam*a)n*p,x,0,inf),end 中心距s=0s=a/lam2 s=2*a/lam3s=3*a*(a+2)/lam4s=4*a*(5*a+6)/lam5s=5*a*(3*a2+26*a+24)/lam6 好像无规律第37页，共92页，编辑于2022年，星期六第38页，共92页，编辑于2022年，星期六例：考虑前面的随机数，可以用下面的语句得出随机数的各阶矩。A=;B=;p=normrnd(0.5,1.5,30000,1);n=1:5;for r=n,A=A,sum(p.r)/length(p);B=B,moment(p,r);end A,BA=0.5066 2.4972 3.5562 18.7530 41.5506B=0 2.2405 0.0212 15.1944 0.0643第39页，共92页，编辑于2022年，星期六求各阶距的理论值：syms x;A1=;B1=;p=1/(sqrt(2*pi)*1.5)*exp(-(x-0.5)2/(2*1.52);for i=1:5 A1=A1,vpa(int(xi*p,x,-inf,inf),12);B1=B1,vpa(int(x-0.5)i*p,x,-inf,inf),12);end A1,B1A1=.500000000001,2.50000000000,3.50000000001,18.6250000000,40.8125000000 B1=0,2.25000000000,0,15.1875000000,0第40页，共92页，编辑于2022年，星期六8.2.3 多变量随机数的协方差分析第41页，共92页，编辑于2022年，星期六第42页，共92页，编辑于2022年，星期六例：p=randn(30000,4);cov(p)ans=1.0033 0.0131 0.0036 0.0020 0.0131 1.0110 0.0061 -0.0154 0.0036 0.0061 1.0055 -0.0004 0.0020 -0.0154 -0.0004 0.9881第43页，共92页，编辑于2022年，星期六8.2.4 多变量正态分布的联合概率密度即分布函数第44页，共92页，编辑于2022年，星期六例：mu1=-1,2;Sigma2=1 1;1 3;%输入均值向量和协方差矩阵 X,Y=meshgrid(-3:0.1:1,-2:0.1:4);xy=X(:)Y(:);%产生网格数据并处理(两列2501*2）p=mvnpdf(xy,mu1,Sigma2);%求取联合概率密度 P=reshape(p,size(X);Change size(2501*161*41)surf(X,Y,P)第45页，共92页，编辑于2022年，星期六 对协方差矩阵进行处理，可计算出新的联合概率密度函数。Sigma2=diag(diag(Sigma2);%消除协方差矩阵的非对角元素 p=mvnpdf(xy,mu1,Sigma2);P=reshape(p,size(X);surf(X,Y,P)R为m行n列。第46页，共92页，编辑于2022年，星期六例：mu1=-1,2;Sigma2=1 1;1 3;R1=mvnrnd(mu1,Sigma2,2000);plot(R1(:,1),R1(:,2),o)Sigma2=diag(diag(Sigma2);figure;R2=mvnrnd(mu1,Sigma2,2000);plot(R2(:,1),R2(:,2),o)第47页，共92页，编辑于2022年，星期六8.3数理统计分析方法及计算机实现 8.3.1 参数估计与区间估计 无论总体X的分布函数F（x；）的类型已知或未知，我们总是需要去估计某些未知参数或数字特征，这就是参数估计问题.即参数估计就是从样本（X1，X2，Xn）出发，构造一些统计量 X1，X2，Xn）（i=1，2，k）去估计总体X中的某些参数（或数字特征）（i=1，2，k）.这样的统计量称为估计量估计量.第48页，共92页，编辑于2022年，星期六1、点估计、点估计：构造（X1，X2，Xn）的函数 (X1，X2，Xn）作为参数 的点估计量，称统计量 为总体X参数 的点估计量.2.区间估计区间估计：构造两个函数 (X1，X2，Xn）和 (X1，X2，Xn）做成区间，把这 （）作为参数 的区间估计.第49页，共92页，编辑于2022年，星期六区间估计的求法区间估计的求法 设总体X的分布中含有未知参数 ，若对于给定的概率 ，存在两个统计量 (X1，X2，Xn）和 (X1，X2，Xn）,使得 则称随机区间 为参数 的置信水平为 的置信区间置信区间,称 为置信下限置信下限,称 为置信上限置信上限.第50页，共92页，编辑于2022年，星期六 由极大拟然法估计出该分布的均值、方差 及其置信区间。置信度越大，得出的置信区间越小，即得出的结果越接近于真值。还有gamfit(),raylfit(),poissfit()，unifit()（均匀分布）等参数估计函数第51页，共92页，编辑于2022年，星期六例：p=gamrnd(1.5,3,30000,1);Pv=0.9,0.92,0.95,0.98;A=;for i=1:length(Pv)a,b=gamfit(p,Pv(i);A=A;Pv(i),a(1),b(:,1),a(2),b(:,2)end AA=0.9000 1.5137 1.5123 1.5152 2.9825 2.9791 2.9858 0.9200 1.5137 1.5126 1.5149 2.9825 2.9798 2.9851 0.9500 1.5137 1.5130 1.5144 2.9825 2.9808 2.9841 0.9800 1.5137 1.5135 1.5140 2.9825 2.9818 2.9831第52页，共92页，编辑于2022年，星期六 num=300,3000,30000,300000,3000000;A=;for i=1:length(num)p=gamrnd(1.5,3,num(i),1);a,b=gamfit(p,0.95);A=A;num(i),a(1),b(:,1),a(2),b(:,2);end A(:,2,3,4,5,6,7)ans=1.4795 1.4725 1.4865 2.9129 2.8960 2.9299 1.4218 1.4198 1.4238 3.1676 3.1623 3.1729 1.4898 1.4891 1.4904 3.0425 3.0409 3.0442 1.4998 1.4996 1.5000 3.0054 3.0049 3.0059 1.5006 1.5005 1.5007 2.9968 2.9966 2.9969 要达到参数估计效果良好，随机数不能选得太少，也不能选得太多，此例中为30000为好。第53页，共92页，编辑于2022年，星期六8.3.2 多元线性回归与区间估计第54页，共92页，编辑于2022年，星期六第55页，共92页，编辑于2022年，星期六第56页，共92页，编辑于2022年，星期六例：a=1-1.232 2.23 2 4 3.792;X=randn(120,6);y=X*a;a1=inv(X*X)*X*y;a1ans=1.0000 -1.2320 2.2300 2.0000 4.0000 3.7920 a,aint=regress(y,X,0.02);a,aintans=1.0000 -1.2320 2.2300 2.0000 4.0000 3.7920ans=1.0000 -1.2320 2.2300 2.0000 4.0000 3.7920 1.0000 -1.2320 2.2300 2.0000 4.0000 3.7920第57页，共92页，编辑于2022年，星期六 yhat=y+sqrt(0.5)*randn(120,1);a,aint=regress(yhat,X,0.02);a,aint a=1-1.232 2.23 2 4 3.792ans=1.0576 -1.3280 2.1832 2.0151 4.0531 3.7749ans=0.8800 -1.5107 2.0284 1.8544 3.8788 3.6221 1.2353 -1.1453 2.3379 2.1757 4.2274 3.9276第58页，共92页，编辑于2022年，星期六 errorbar(1:6,a,aint(:,1)-a,aint(:,2)-a)errorbar()用图形绘制参数估计的置信区间。yhat=y+sqrt(0.1)*randn(120,1);a,aint=regress(yhat,X,0.02);errorbar(1:6,a,aint(:,1)-a,aint(:,2)-a)第59页，共92页，编辑于2022年，星期六8.3.3 非线性函数的最小二乘参数估计与区间估计r为参数下的残差构成的向量。J为各个Jacobi行向量构成的矩阵。第60页，共92页，编辑于2022年，星期六例：f=inline(a(1)*exp(-a(2)*x)+a(3)*exp(-a(4)*x).*sin(a(5)*x),a,x);x=0:0.1:10;y=f(0.12,0.213,0.54,0.17,1.23,x);a,r,j=nlinfit(x,y,f,1;1;1;1;1);a第61页，共92页，编辑于2022年，星期六ans=0.11999999763418 0.21299999458274 0.54000000196818 0.17000000068705 1.22999999996315 ci=nlparci(a,r,j)0.12,0.213,0.54,0.17,1.23ci=0.11999999712512 0.11999999814323 0.21299999340801 0.21299999575747 0.54000000124534 0.54000000269101 0.17000000036077 0.17000000101332 1.22999999978603 1.23000000014028第62页，共92页，编辑于2022年，星期六 y=f(0.12,0.213,0.54,0.17,1.23,x)+0.02*rand(size(x);a,r,j=nlinfit(x,y,f,1;1;1;1;1);aans=0.12655784086874 0.17576593556541 0.54363873794463 0.17129712329146 1.23139632101927 ci=nlparci(a,r,j)ci=0.12240417108574 0.130711510651740.16754837168468 0.183983499446140.53737093469422 0.549906541195040.16845014477426 0.174144101808661.22983289563708 1.23295974640145 errorbar(1:5,a,ci(:,1)-a,ci(:,2)-a)第63页，共92页，编辑于2022年，星期六例：a=1;1;1;1;1;1;f=inline(a(1)*x(:,1).3+a(2).*sin(a(3)*x(:,2)，.*x(:,3)+(a(4)*x(:,3).3+a(5)*x(:,3)+a(6),a,x);X=randn(120,3);y=f(a,X)+sqrt(0.2)*randn(120,1);ahat,r,j=nlinfit(X,y,f,0;2;3;2;1;2);ahatahat=0.99166464884539 1.04776526972943 0.97668595800756 1.02022345889541 0.88639528713563 1.09317291667891第64页，共92页，编辑于2022年，星期六 ci=nlparci(ahat,r,j);ci 置信区间ci=0.89133624667624 1.09199305101455 0.86664749663205 1.22888304282680 0.83628948119418 1.11708243482094 0.98466523279168 1.05578168499914 0.73055684224143 1.04223373202984 0.99932407018303 1.18702176317478 errorbar(1:6,ahat,ci(:,1)-ahat,ci(:,2)-ahat)y1=f(ahat,X);plot(y y1)绘制曲线第65页，共92页，编辑于2022年，星期六8.4 统计假设检验8.4.1 正态分布的均值假设检验 H为假设检验的结论，当H0时表示不拒绝H0假设，否则表示拒绝该假设。s为接受假设的概率值，为其均值的置信区间。若未知正态分布的标准差时，可用此函数。第66页，共92页，编辑于2022年，星期六例：设某车间用一台包装机包装葡萄糖，包得的袋装糖重量是一个随机数，它服从正态分布。当机器正常时，其均值为0.5公斤，标准差为0.015。某日开工后检验包装机是否正常，随机地抽取它所包装的的糖9袋，称得净重为（公斤）0.497,0.506,0.518,0.524,0.498,0.511,0.52,0.515,0.512,问机器是否正常？解：（分析）总体均值、标准差已知，则可设样本的标准差为0.015，于是 问题就化为根据样本值来判断 还是 。为此提出假设：第67页，共92页，编辑于2022年，星期六 x=0.497,0.506,0.518,0.524,0.498,0.511,0.52,0.515,0.512;H,p,ci=ztest(x,0.5,0.015,0.05)H=1p=0.0248%样本观察值的概率 ci=0.5014 0.5210%置信区间，均值0.5在此区间之外 结果H1，说明在0.05的水平下，拒绝原假设，即认为这天包装机工作不正常。第68页，共92页，编辑于2022年，星期六例：某种电子元件的寿命X（以小时计）服从正态分布，均值、方差均未知。现测得16只元件的寿命如下：159 280 101 212 224 379 179 264 222 262 168 250 149 260 485 170,问是否有理由认为元件的平均寿命大于225（小时）：解：按题意需做如下假设：取第69页，共92页，编辑于2022年，星期六 x=159 280 101 212 224 379 179 264 222 262 168 250 149 260 485 170;H,p,ci=ttest(x,225,0.05)H=0p=0.6677ci=185.3622 285.1378%均值225在该置信区间内 结果表明，H0，即在显著水平为0.05的情况下，不能拒绝原假设。即认为元件的平均寿命不大于225小时。第70页，共92页，编辑于2022年，星期六8.4.2 正态分布假设检验 由随机样本判定分布是否为正态分布，可用下面两个假设算法的函数。s为接受假设的概率值，s越接近于0，则可以拒绝是正态分布的原假设.第71页，共92页，编辑于2022年，星期六例：X=216,203,197,208,206,209,206,208,202,203,206,213,218,207,208,.202,194,203,213,211,193,213,208,208,204,206,204,206,208,209,.213,203,206,207,196,201,208,207,213,208,210,208,211,211,214,.220,211,203,216,224,211,209,218,214,219,211,208,221,211,218,.218,190,219,211,208,199,214,207,207,214,206,217,214,201,212,.213,211,212,216,206,210,216,204,221,208,209,214,214,199,204,.211,201,216,211,209,208,209,202,211,207,202,205,206,216,206,.213,206,207,200,198,200,202,203,208,216,206,222,213,209,219;H,p=jbtest(X,0.05)%P为接受假设的概率值，P越接近于0，则可以拒绝是正态分布的原假设；H=0 p=0.7281第72页，共92页，编辑于2022年，星期六 mu1,sig1,mu_ci,sig_ci=normfit(X,0.05);mu=mu1,mu_cimu=208.8167 207.6737 209.9596该分布的均值及置信区间 sig=sig1,sig_cisig=6.3232 5.6118 7.2428该分布的方差及置信区间第73页，共92页，编辑于2022年，星期六例：r=gamrnd(1,3,400,1);H,p,c,d=jbtest(r,0.05)H=1p=0c=504.2641d=5.9915%P为接受假设的概率值，P越接近于0，则可以拒绝是正态分布的原假设；c为测试统计量的值，d为是否拒绝原假设的临界值,cd,故拒绝。第74页，共92页，编辑于2022年，星期六8.4.3 其它分布的Kolmogorov-Smirnov 检验 此函数（Kolmogorov-Smirnov 算法）可对任意已知分布函数进行有效的假设检验。其中cdffun为两列的值，第一列为自变量，第二列为对应的分布函数的值。第75页，共92页，编辑于2022年，星期六例：r=gamrnd(1,3,400,1);alam=gamfit(r)alam=0.9708 3.1513检验：r=sort(r);H0,p=kstest(r,r gamcdf(r,alam(1),alam(2),0.05)H0=0p=0.6067第76页，共92页，编辑于2022年，星期六 8.5方差分析及计算机求解 8.5.1 单因子方差分析 对一些观察来说，只有一个外界因素可能对观测的现象产生影响。单因素方差分析是比较两组或多组数据的均值，它返回原假设均值相等的概率,若p值接近于0，则原假设受到怀疑，说明至少有一列均值与其余列均值有明显不同。X为需要分析的数据，每一列对应于随机分配的一个组的测试数据，这样会返回概率p，tab为方差分析表。stats为统计结果量，为结构变量，包括每组均值等。第77页，共92页，编辑于2022年，星期六单因子方差分析表第78页，共92页，编辑于2022年，星期六例：第79页，共92页，编辑于2022年，星期六建立A矩阵，并求各列的均值。A=5,4,6,7,9;8,6,4,4,3;7,6,4,6,5;7,3,5,6,7;10,5,4,3,7;8,6,3,5,6;mean(A)ans=7.5000 5.0000 4.3333 5.1667 6.1667 p,tbl,stats=anova1(A)%单因子方差分析p=0.0136%F Columns 36.4667 4 9.1167 3.8960 0.0136 Error 58.5000 25 2.3400 Total 94.9667 29 第80页，共92页，编辑于2022年，星期六stats=gnames:5x1 char n:6 6 6 6 6 source:anova1 means:7.5000 5 4.3333 5.1667 6.1667 df:25 s:1.5297单因子方差表 盒式图第81页，共92页，编辑于2022年，星期六例：设有3台机器，用来生产规格相同的铝合金薄板。取样测量薄板的厚度，精确至厘米。得结果如下：机器1：0.236 0.238 0.248 0.245 0.243机器2：0.257 0.253 0.255 0.254 0.261机器3：0.258 0.264 0.259 0.267 0.262检验各台机器所生产的薄板的厚度有无显著的差异？X=0.236 0.238 0.248 0.245 0.243;0.257 0.253 0.255 0.254 0.261；0.258 0.264 0.259 0.267 0.262;P=anova1(X)P=1.3431e-005第82页，共92页，编辑于2022年，星期六8.5.2 双因子方差分析 如果有两种因子可能影响到某现象的统计规律，则应该引入双因子方差分析的概念。这时观察值可表示为一个三维数组。根据双因子的特点，可以引入3个假设第83页，共92页，编辑于2022年，星期六第84页，共92页，编辑于2022年，星期六双因素方差表第85页，共92页，编辑于2022年，星期六表中记号的定义求解双因子方差分析问题:第86页，共92页，编辑于2022年，星期六例：比较 3 种松树在4 个不同地区的生长情况有无差别,在每个地区对每种松树随机地选择 5 株，测量它们的胸径，对它们进行双因子方差分析。第87页，共92页，编辑于2022年，星期六 B=23,15,26,13,21,25,20,21,16,18,21,17,16,24,27,14,17,19,20,24;28,22,25,19,26,30,26,26,20,28,19,24,19,25,29,17,21,18,26,23;18,10,12,22,13,15,21,22,14,12,23,25,19,13,22,16,12,23,22,19;anova2(B,5);5表示每一单元观察点的数目 小(有影响)，很大(无影响)，所以没有理由拒绝另外两个假设。故得出结论：树之间有显著差异,地区对树的胸径无显著影响，不同区域对不同树种的胸径观测结果也无显著影响。第88页，共92页，编辑于2022年，星期六计算均值：C=;for i=1:3 for j=1:4 C(i,j)=mean(B(i,1:5+(j-1)*5);end,end C=C;mean(C);C=C mean(C)C=19.6000 20.0000 21.0000 18.8000 19.8500 24.0000 26.0000 23.2000 21.0000 23.5500 15.0000 16.8000 20.4000 18.4000 17.6500 19.5333 20.9333 21.5333 19.4000 20.3500第89页，共92页，编辑于2022年，星期六8.5.3 多因子方差分析第90页，共92页，编辑于2022年，星期六第91页，共92页，编辑于2022年，星期六 syms xy=dsolve(D2y-(2-1/x)*Dy+(1-1/x)*y=x2*exp(-5*x),.y(1)=pi,y(pi)=1,x)vpa(y,10)ans=.7716049383e-3*exp(-5.*x)*(6.*ei(1,6.*x)*exp(6.*x)+11.+30.*x+36.*x2)+1.155578411*exp(x)-.9717266135*log(x)*exp(x)x1=0.5:0.01:4;y1=subs(y,x,x1);plot(x1,y1,1,pi,o,pi,1,o)第92页，共92页，编辑于2022年，星期六
