正态总体的均值和方差的假设检验讲稿.ppt

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1、关于正态总体的均值和方差的假设检关于正态总体的均值和方差的假设检验验第一页，讲稿共七十一页哦下回停一、单个总体参数的检验第二节第二节 正态总体均值正态总体均值 与方差的假设检验与方差的假设检验 二、两个总体参数的检验第二页，讲稿共七十一页哦2取检验统计量一、单个总体参数的检验一、单个总体参数的检验检验法）检验法）的检验（的检验（为已知，关于为已知，关于U2.1的一样本，的一样本，是来自正态总体是来自正态总体设设),(,2021NXXXn 已知，检验步骤：已知，检验步骤：未知，未知，其中其中20,R 00,1;/XUNn (当H0为真时);:,:10100HH 假设假设第三页，讲稿共七十一页哦3

2、 给定显著水平(0 1)拒绝域：W1=(x1,x2,xn)：|u|u/2；/2|P Uu .212/2/uu，查查表表可可得得由由 其中u=U(x1,x2,xn)4由样本值算出U的观察值10105:.uWHuWH判判断断 若若，则则拒拒绝绝；若若，则则接接受受0;/xn 第四页，讲稿共七十一页哦例例1解 本题归结为检验假设(1)(2)选择统计量940800 XU770X Mpa,问能否认为这批钢索的断算出裂强度为 800 Mpa.某厂生产一种钢索,断裂强度X(单位:Mpa);800:,800:10 HH测测件件从从一一批批产产品品中中抽抽取取服服从从正正态态分分布布,9),40,(2 N409

3、n，当H0成立时,UN(0,1).第五页，讲稿共七十一页哦(3)给定显著性水平=0.05,由正态分布函数表查得u/2=u0.025=1.96,从而得检验的拒绝域为W1=(x1,x2,xn):|u|u 0.025=1.96；(4)由样本值计算U的观测值为800770800932.25;4040 xu 不能认为这批钢索的断裂强度为 800 Mpa.(5)判断:由 ,故拒绝原假设H0,即96.125.2|u第六页，讲稿共七十一页哦2 取检验统计量0(1);/nXTt nSn )(0为真时为真时当当H3 给定显著水平(0 1).1(,)1(|2/2/ntntTP 查表可得查表可得的的一一样样本本，是是

4、来来自自正正态态总总体体设设),(,221NXXXn 的的步步骤骤为为：，检检验验未未知知，检检验验水水平平为为其其中中2,;:,:10100HH 假设假设第七页，讲稿共七十一页哦拒绝域：W1=(x1,x2,xn)|t|t/2(n-1)；),(21nxxxTt 4由样本值计算 T 的观察值；，则拒绝，则拒绝若若01HWt.01HWt，则接受，则接受若若 5进行判断:0(1);/nxtt nsn 第八页，讲稿共七十一页哦解例例2 某型灯泡寿命X服从正态分布,从一批灯泡能否认为这批灯泡平均寿命为1600h(=0.05)？1750，1550，1420，1800，1580 1490，1440，1680

5、，1610，1500中任意取出10只,测得其寿命分别为(单位:h)本题是要检验假设01(1):1600,:1600HH nSXTn/1600 2(2)由由于于方方差差未未知知，故故选选择择统统计计量量第九页，讲稿共七十一页哦当H0 成立时,T t(n-1)=t(9).给定=0.05,查t 分布表得临界值(5)判断：由于|t|=0.4432.262=t0.025(9),因此可以接受H0,即可以认为这批灯泡的平均寿命1600h.262.2)9()1(025.02/tnt2*22111582,()16528.891nniixSxnxn 求求得得故443.01089.1652816001582 t(4

6、)由所给的样本值(3)拒绝域为W1=(x1,x2,xn):|t|t 0.025(9)=2.262 1W 第十页，讲稿共七十一页哦2取检验统计量)(0为真时为真时当当H22220010 1:,:;HH 假假设设 .20为已知常数为已知常数其中其中的一样本，的一样本，是来自正态总体是来自正态总体设设),(,221NXXXn 步骤为：步骤为：，检验，检验未知，检验水平为未知，检验水平为其中其中22,的样本，的样本，为来自总体为来自总体XXXXn,212*2220(1)(1);nnSn 第十一页，讲稿共七十一页哦3给定显著水平(0 1),查表得临界值：拒绝域：,122/n 122/1 n ,21)1(

7、22/222/12nPnP )1(:),(22/12211 nxxxWnOxy)1(22/n 2)(2xpy)1(22/1 n 2 2212/2(,):1;nxxxn 第十二页，讲稿共七十一页哦4由样本值算出 的观察值2220100105.WHWH 判判断断：若若，则则拒拒绝绝；若若，则则接接受受拒绝域：)1(:),(22/12211 nxxxWn问：若总体的均值 已知,则如何设计假设检验？.)()(22122可可类类似似进进行行检检验验构构造造nXnii .1:),(22/221 nxxxn2*2020(1)nns ；第十三页，讲稿共七十一页哦解 检验假设例例3某炼钢厂铁水含碳质量分数X在正

8、常情况下革又测量了5炉铁水,含碳质量分数分别为：4.421，4.052，4.357，4.287，4.683是否可以认为由新工艺炼出的铁水含碳质量分数的方差仍为0.1082（=0.05）？),1()1(220*22 nSnn)(0为真时为真时当当H222201(1):0.108,:0.108 ,HH (2)取检验统计量：服从正态分布 ,现对操作工艺进行了改),(2N第十四页，讲稿共七十一页哦(3)拒绝域为:,1.11412025.022/n .484.0412975.022/1 n484.0:),(25211 xxxW ,108.0 220 又又22*201220(1)(51)(4)17.851

9、1.10.108nnnssW (5)拒绝H0,认为由新工艺炼出的铁水含碳质量分数的方差与0.1082有显著性差异.1.11:),(2521 xxx或或由n=5,=0.05算得,第十五页，讲稿共七十一页哦1.方差已知时两正态总体均值的检验),(211 NX设总体设总体),(222 NY,独立独立与与YX,),(121XXXXn来来自自总总体体样样本本.),(121YYYYn来来自自总总体体样样本本二、两个总体参数的检验二、两个总体参数的检验检验法）检验法）未知的检验（未知的检验（为已知为已知U212221,注意与一个总体的区别0121121 :,:;HH 假设第十六页，讲稿共七十一页哦22121

10、212()/(0,1);UXYNnn)(0成立时成立时当当H .3取显著性水平为取显著性水平为,2/uUP.21)(2/2/uu，查表可得，查表可得由由 4U 由由样样本本值值算算出出 的的值值拒绝域:W1=(x1,x2,xn,y1,y2,yn)：|u|u/2；10105.uWHuWH 判判断断：若若，则则拒拒绝绝；若若，则则接接受受取取检检验验统统计计量量为为 22111(,)XNn 2222(,)YNn 221212()/;uxynn第十七页，讲稿共七十一页哦例例4问问,80,60),(),(2221222211 NYNX甲一两台机床生产同一种产品,今从甲生产的产品种抽取30件,测得平均重

11、量为130克,从乙生产的产品中抽取40件,测得平均重量为125克.假定两台机床生产的产品重量X,Y满足相互独立且两台机床生产的产品重量有无显著差异(=0.05)？解 本题归结为检验假设012112(1):,:,HH第十八页，讲稿共七十一页哦221212(2)()/(0,1)UXYNnn检检验验的的统统取取为为计计量量)(0成立时成立时当当H,05.0 给定给定96.1,975.0)(025.02/025.0 uuu查表可得查表可得由由(3)拒绝域:W1=(x1,x2,xn,y1,y2,yn)|u|u/2=1.96,221212130125(4)()/2.560803040uxynn ：统统计计

12、量量观观察察值值0(5)|2.51.96,.uH拒拒绝绝原原假假设设第十九页，讲稿共七十一页哦2 取取检检验验的的统统计计量量为为 1221212()(2);11/(2)wUXYTt nnnnSnn 2.方差未知时两正态总体均值的检验方差未知时两正态总体均值的检验检验法）检验法）未知的检验（未知的检验（未知未知但但t21222221,0121121 :,:;HH 假设)(0成立时成立时当当H2212*1212(1)(1)(2)nnWnSnSSnn 第二十页，讲稿共七十一页哦3 给定显著水平(0 1)，)2(|212/nntTP拒绝域：4T 由由样样本本值值算算出出 的的观观察察值值10105.

13、tWHtWH 判判断断：若若，则则拒拒绝绝；若若，则则接接受受11212/212(,):|(2);nnWxxxyyyttnn 22121212*1212()(2);(1)(1)nnxyn n nntnnnsns 第二十一页，讲稿共七十一页哦某种物种在处理前与处理后取样分析其含脂处理前:0.19,0.18,0.21,0.30,0.66假定处理前后含脂率都服从正态分布,且相互独立,例例5 0.19,0.04,0.08,0.20,0.12处理后:0.15,0.13,0.00,0.07,0.24,0.42,0.08,0.12,0.30,0.27（=0.05）?方差相等.问处理前后含脂率的均值有无显著差

14、异率如下:第二十二页，讲稿共七十一页哦,49.2)2()1()1(212121212221 nnnnnnsnsnyxtnn由样本值求得统计量 T 的观测值以X表示物品在处理前的含脂率,Y表示物品在2221 2221，由题知 未知,但 于是问题归结处理后的含脂率,且 ),(),(222211NYNX为检验假设211210:,:HH 解第二十三页，讲稿共七十一页哦故拒绝假设H0,认为物品处理前后含脂率的均值对自由度n1+n2-2=18,=0.05,查t分布表得临界值有显著差异。/2120.0252182.10tnnt 0.0251|2.492.1018,ttW由由第二十四页，讲稿共七十一页哦取检验

15、的统计量为取检验的统计量为 222112222*2*11112*2*222(1)/(1)(1,1);(1)/(1)nnnnnSnSFF nnnSnS 3.两正态总体方差的检验两正态总体方差的检验22220121121 :,:;HH 假设)(0成立时成立时当当H2212*22*2211112122(1)/(1),(1)/(1)nnnSnnSn12,未未知知),(211 NX设总体设总体),(222 NY,独立独立与与YX第二十五页，讲稿共七十一页哦3 给定显著水平(0 1)/2121/212(1,1)(1,1)2P FFnnP FFnn，/2121/212/2211(1,1),(1,1).(1,

16、1)FnnFnnFnn 拒绝域：121121201/212(,):(1,1)nnWxxxyyyFFnn 212120/212(,):(1,1);nnxxxyyyFFnn 查表得4 由样本计算F的值2212*0/;nnFss 5判断若 则拒绝H0,若 则接受H0.01FW 01FW 第二十六页，讲稿共七十一页哦试问两种情形下断裂强度方差是否相同(=0.05)？例例6 为了考察温度对某物体断裂强度的影响,在 70 与 80 下分别重复作了8次试验,得断裂强度的数据如下(单位：Mpa):70:20.5,18.8,19.8,20.9,21.5,19.5,21.0,21.280:17.7,20.3,20

17、.0,18.8,19.0,20.1,20.2,19.1假定70下的断裂强度用X表示,且服从);,(211N80下的断裂强度用Y表示,且服从 ).,(222 N第二十七页，讲稿共七十一页哦 本题实质上是检验假设根据所给样本值求得解22210:H 22211:H 8,4.19,4.2021 nnyx,20.6)(812 iixx80.5)(812 iiyy720.621*1 ns780.522*2 ns2122126.201.07,5.80nnSFS 于于是是第二十八页，讲稿共七十一页哦 0.025774.99,F，0.9750.025117 70.207 74.99FF ，对=0.05，由 F

18、分布临界值表查得010.201.074.99WF，故接受H0,认为70与80下断裂强度的方差相同.11200(,):0.204.99nWxxxFF 第二十九页，讲稿共七十一页哦本节学习的正态总体参数的假设检验有:内容小结内容小结1.单总体参数的检验2.双总体参数的检验总结参见表7.3，P165.第三十页，讲稿共七十一页哦假设检验的一般步骤假设检验的一般步骤5.根据统计量值是否落入拒绝域W1内,作出拒绝或接受H0的判断。根据样本观察值计算统计量的观察值;2.选择适当的检验统计量,在 H0成立的条件下,确定它的概率分布；1.根据实际问题的要求，提出待检验的假设H0及备择假设H1；100()()P

19、xW HP UUH 3.给定显著性水平，确定拒绝域W1；第三十一页，讲稿共七十一页哦 0H原原假假设设检检验验统统计计量量 拒拒绝绝域域)(20已已知知 nXU/0 )1/(2*0 nSXtn)1(2/ntt32 1)(20未未知知 2/uu )(202未知未知 202*2)1(Snn 220/22201/2(1)(1)nn 或或检验方法U检验t检验检验2 第三十二页，讲稿共七十一页哦70H原假设原假设检验统计量检验统计量拒拒绝绝域域),(212221未知未知 22*2*1SSF 0/21201/212(1,1)(1,1)FFnnFFnn 或或65)2(212/nntt2212*2112212

20、11(1)(1)2wwX YtSnnnSnSSnn 1222212=（未未知知）221212XYUnn 2/uu 1222212=（已已知知）检验方法U检验t检验F检验第三十三页，讲稿共七十一页哦第三十四页，讲稿共七十一页哦备用题备用题例例1-1 某厂一自动包装生产线,正常情况下产品重量服从正态分布N(500,4).今从该生产线上抽取5件,称得重量分别为501，507，489，502，504，(单位为：g),问该生产线是否正常(=0.05)？解 本题归结为检验假设,4.502 X先算得先算得选择统计量52500 XU.500:,500:10 HH第三十五页，讲稿共七十一页哦 由正态由正态对于对

21、于成立时，成立时，当当05.0,1,00 NUH从而得检验从而得检验分布函数表查得分布函数表查得,96.1025.02/UU 96.1|:|,025.05211 uuxxxW的拒绝域为的拒绝域为的观测值为的观测值为U7.252.152500 xu,96.17.2|0Hu故拒绝原假设故拒绝原假设因为因为 认为该生产线已出了问题或处于不正常状态.第三十六页，讲稿共七十一页哦例例1-2.25:,25:10 HH在某粮店的一批大米中抽取6袋,测得的重量分别为26.1,23.6,25.1,25.4,23.7,24.5（单问能否认为这批大米的袋重为25千克(=0.01)？解 本题归结为检验假设选择统计量选

22、择统计量先算得先算得,73.24 X.6/1.025 XU位:千克）.设每袋大米的重量)1.0,(NX第三十七页，讲稿共七十一页哦从而得检验从而得检验分布函数表查得分布函数表查得,575.2005.02/UU ，由正态，由正态对于对于成立时，成立时，当当01.0,1,00 NUH575.2|:|),(005.0611 uuxxW的拒绝域的拒绝域的观测值为的观测值为U093.260/12573.246/1.025 xu,575.2093.2|0Hu故接受原假设故接受原假设因为因为 认为这批大米的袋重为25千克.第三十八页，讲稿共七十一页哦设某次考试考生成绩服从正态分布,从中随机抽取36位考生的成

23、绩,算得平均成绩为66.5分,标准差为15分,问在水平为0.05下,是否可认为这次考试中全体考生的平均成绩为70分？解 本题是要检验假设.70:,70:10 HH未知，故选择统计量未知，故选择统计量由于方差由于方差2./70*nSXTn 例例2-1第三十九页，讲稿共七十一页哦 由题可知，由题可知，成立时，成立时，当当,3510tntTH ,350301.24.1|0025.0Htt故接受故接受由于由于 .15,5.66*nsx分分布布表表得得临临界界值值的的查查自自由由度度tn351 .0301.2351025.02/tnt即认为这次考试中全体考生的平均成绩为70分.故4.11565.436/

24、15705.66 t第四十页，讲稿共七十一页哦某厂生产的某种产品的长度服从正态分布,其均值设定为240cm.现抽取了5件产品测得长度为(单位:cm)239.7,239.6,239,240,239.2.试问该厂的此类产品是否满足设定要求(=0.05?)解 本题是要检验假设,240:,240:10 HH未知，故选择统计量未知，故选择统计量由于方差由于方差2nSXTn/240*例例2-2第四十一页，讲稿共七十一页哦查自由度为n-1=4的t分布表得临界值 由题可算得由题可算得成立时，成立时，当当,410tntTH 4.0,5.239*nsx795.24555/4.02405.239 t故故 .276.

25、241025.02/tnt ,4276.2795.2|0Htt故拒绝故拒绝由于由于 认为该厂生产的此产品长度不满足设定要求.第四十二页，讲稿共七十一页哦解,5000:,5000:2120 HH要检验假设要检验假设,5000,02.0,2620 n,314.44)25()1(201.022/n 某厂生产的某种型号电池,其寿命长期以来例例3-1服从方差为5000(小时2)的正态分布,有一批这种电池,从它生产情况来看,寿命的波动性有所变化.随机地取26只电池,测出其寿命样本方差为9200(小时2).问根据这一数据能否推断这批电池寿命的波动性较以往的有显著的变化(=0.02)?第四十三页，讲稿共七十一

26、页哦,524.11)25()1(299.022/1 n.314.44111.524,)1(20*202*2 snsnnn）（或或拒绝域为:44.314,465000920025)1(20*2 snn因为因为 所以拒绝H0,认为这批电池寿命的波动性较以往有显著的变化.第四十四页，讲稿共七十一页哦从一台车床加工的一批轴料中抽取15件测例例3-2有无显著差别？有无显著差别？差差0004.02.0004.0:,0004.0:2120 HH从正态分布,取=0.05,问其总体方差与规定的方解 本题是要检验假设算得算得取统计量取统计量,)1(20*22Snn 20*22)1(Snn 875.210004.0

27、025.01152 若设轴料椭圆度服若设轴料椭圆度服计算得计算得其椭圆度其椭圆度.025.0,2*2 ns第四十五页，讲稿共七十一页哦查表得 119.261412025.022/n 629.51412975.022/1 n ,14875.21142025.022975.0 由由,0H故不拒绝故不拒绝认为其总体方差与规定的方差无显著差异.第四十六页，讲稿共七十一页哦例例3-3,20:,20:2120 HH按题意要检验按题意要检验,9;36.20,89.2872*nsxn又又算得算得某厂生产铜丝的折断力指标服从正态分布,解故接受H0,认为该厂生产铜丝折断力的方差为20.随机抽取9根,检查其折断力,

28、测得数据如下(单位:kg):289,268,285,284,286,285,286,298,292.问可否相信该厂生产的铜丝折断力的方差为20(=0.05)?,5.17)8(,18.2)8(2025.02975.0 ,14.82036.208)1(202*snn于于是是,5.1714.818.2 查表得第四十七页，讲稿共七十一页哦美国民政部门对某住宅区住户消费情况进行的调查报告中,抽9户为样本,除去税款和住宅等费用外其每年开支依次为4.9,5.3,6.5,5.2,7.4,5.4,6.8,5.4,6.3(单位：K元),假定住户消费数据服从整体分布,给定=0.05,问所有住户消是否可信？是否可信？

29、费数据的总体方差费数据的总体方差3.02 .3.0:,3.0:2120 HH解 本题是要检验假设20*22)1(Snn 取统计量例例3-4第四十八页，讲稿共七十一页哦由题算得.17.20535.1722025.0 由由 535.17812025.022/n 18.2812975.022/1 n查表得 17.203.005.61,05.6,91.520*2*22 snsxnn,0H故拒绝假设故拒绝假设即所有住户消费数据的总体方差.3.02不可信不可信 第四十九页，讲稿共七十一页哦 某切割机正常工作时,切割每段金属棒的7.102.107.105.108.106.109.102.103.103.10

30、5.104.101.106.104.10(1)假定切割的长度服从正态分布,且标准差例例3-5平均长度为10.5cm,标准差是0.15cm,从一批产品中随机地抽取15段进行测量,其结果如下:无变化,试问该机工作是否正常（=0.05）?(2)如果只假设切割长度服从正态分布,问该机切割金属棒长度的标准差有无显著变化(=0.05)?第五十页，讲稿共七十一页哦2 取检验统计量)(0为真时为真时当当H3 给定显著水平=0.05,025.02 ，即，即由由975.0)(21)(025.02/uu 查表得,96.1025.0 u拒绝域：.96.1|1 uuWnXU/0 ),1,0(N解(1)0.15,),(2

31、 NX因为因为,5.10:,5.10:110 HH假设假设第五十一页，讲稿共七十一页哦 15/15.05.1048.10/0 nxu 则则,516.0 1.96,0.516|025.0 uu于是于是 .,0认为该机工作正常认为该机工作正常故接受故接受 H,15 n,48.10 x,05.0 4 作判断96.1|1 uuWu第五十二页，讲稿共七十一页哦解(2),),(22均为未知均为未知因为总体因为总体NX,15.0:,15.0:10 HH要检验假设要检验假设,0225.0:,0225.0:2120 HH即即,15 n,48.10 x,05.0,056.02*ns(2)如果只假设切割长度服从正态

32、分布,问该机切割金属棒长度的标准差有无显著变化(=0.05)?)1(202*snn 因为因为 ,844.430225.0056.014 查表得,629.5)14()1(2975.022/1 n,119.26)14()1(2025.022/n,119.26844.340225.0056.014)1(202*snn于是于是第五十三页，讲稿共七十一页哦,119.26844.340225.0056.014)1(202*snn于是于是 ,0H所以拒绝所以拒绝认为该机切割的金属棒长度的标准差有显著变化.第五十四页，讲稿共七十一页哦例例4-1卷烟厂向化验室送去 A,B两种烟草,化验尼古丁的含量是否相同,从A

33、,B中个随机抽取重量相同的5例进行化验,测得尼古丁的含量(单位:mg)分别为 A:24,27,26,21,24;B:27,28,23,31,26.据经验知,两种烟草尼古丁含量均服从正态分布,且相互独立,A种的方差为5,B 种的方差为8,取(=0.05),问两种烟草的尼古丁含量是否有显著差异？第五十五页，讲稿共七十一页哦,两两种种烟烟草草尼尼古古丁丁含含量量分分别别表表示示和和以以BAYX.,),(),(222211独立独立且且则则YXNYNX解),1,0(/)(2222121NnnYXU 取检验的统计量为取检验的统计量为)(0成立时成立时当当H,05.03 给定给定,96.1,975.0)(0

34、25.02/025.0 uuu查表可得查表可得由由 ,:,:1211210HH 假设假设第五十六页，讲稿共七十一页哦拒绝域：W1=(x1,x2,xn,y1,y2,yn)|u|u/2=1.96,作判断作判断 4.5,8,5212221 nn 依题设，有依题设，有,612.15855274.24/)(222121 nnyxu.,96.1612.1|0Hu接受原假设接受原假设 由所给数据求得由所给数据求得,27,4.24 yx第五十七页，讲稿共七十一页哦某苗圃采用两种育苗方案作杨树育苗试验，两组试验中，已知苗高的标准差分别为 1=20，的的可可靠靠度度估估试试以以%95,cm16.49,cm34.5

35、921 xx.:,:211210HH 2=18.各取60株苗作样本,求出苗高的平均数为计两种实验方案对平均苗高的影响.解 本题是要检验假设由两个方案相互独立且标准差已知,故取统计量),1,0(222121NnXXU )(0成立时成立时当当H例例4-2第五十八页，讲稿共七十一页哦由可靠度为95%从而=0.05，查正态分布表得,96.1025.02/uu,93.260182016.4934.5922222121 nxxu由题可算得,96.193.2|02/Huu拒绝原假设拒绝原假设 认为两种实验方案对平均苗高有显著的影响.第五十九页，讲稿共七十一页哦比较两种安眠药A与B的疗效,对两种药分实验结果如

36、下(单位：小时):别抽取 10个患者为实验对象,以X 表示使用A后延长的睡眠时间,以Y 表示使用B后延长的睡眠时间,X:1.9,0.8,1.1,0.1,-0.1,4.4,5.5,1.6,4.6,3.4;Y:0.7,-1.6,-0.2,-1.2,-0.1,3.4,3.7,0.8,0,2.0.试问两种药的疗效有无显著差异(=0.01)？解 本题是要检验假设例例5-1,),(),(2221分布分布和和服从正态服从正态与与假定假定NNYX第六十页，讲稿共七十一页哦),2(11)(2121 nntnnSYXTw,201.3,132.4;75.0,33.2;102221*2*12121 nnssxxnn由

37、试验方案知X与Y独立，选取统计量)(0成立时成立时当当H依题可计算得.2)1()1(21*22*1122221 nnSnSnSnnw其中其中,:,:211210HH 第六十一页，讲稿共七十一页哦 2111121*22*11212221 nnsnsnnnyxtnn2613.22095.29964.4 18/9201.3132.41.01.075.033.2 88784.2182005.0212/tnnt查表得查表得 1888784.22613.2|005.0tt 由由故接受原假设,认为两种安眠药的疗效无显著差异.第六十二页，讲稿共七十一页哦拒绝域：,.fF的的值值由由样样本本值值算算出出作作判判

38、断断 .2)1,1(212/nnFFP )1,1(212/1 nnFFP)1,1(:),(212/121211 nnFfyyyxxxWnn.0101HWfHWf，则接受，则接受；若；若，则拒绝，则拒绝若若 问若总体的均值 已知,则如何设计假设检验？21,.1,1:),(212/2121 nnFfyyyxxxnn2 O xy2)1,1(212/1 nnF)1,1(212/nnF)(xpyF 第六十三页，讲稿共七十一页哦分别用两个不同的计算机系统检索10个资料,解,21.1,67.2,179.3,097.32221*2*1 nnssyx假定检索时间服从正态分布,问这两系统检索资根据题中条件,首先应

39、检验方差的齐性.:,:2221122210HH 假设假设,03.4)9,9(025.0 F,248.0)9,9(975.0 F,222121 nnSSF取统计量取统计量,12.221.167.2 F例例6-1 测得平均检索时间及方差(单位:秒)如下:料有无明显差别(=0.05)?第六十四页，讲稿共七十一页哦,03.412.2248.0 F,0H故接受故接受.2221 认为认为 ,21 再验证再验证.:,:211210HH 假设假设,11 21nnSYXTw 取统计量取统计量.2)1()1(21*22*1122221 nnSnSnSnnw其中其中第六十五页，讲稿共七十一页哦 ,0为真时为真时当当

40、H).2(21 nntT,101 n,102 n,101.2)18(05.0 t2111nnsyxtw 因为因为10218)21.167.2(10179.2097.3 436.1,101.2 ,0H故接受故接受认为两系统检索资料时间无明显差别.第六十六页，讲稿共七十一页哦为比较不同季节出生的女婴体重的方差,从某年12月和6月出生女婴中分别随机地抽取6及10名，测得体重如下(单位：g)：12月：3520，2960，2560，2960，3260，3960；6月：3220，3220，3760，3000，2920，3740，假定新生女婴体重服从正态分布,问新生女婴体重的方差冬季与夏季是否一致(=0.1

41、0)?解 本题是要检验假设例例6-2 ,:,:2221122210 HH3060，3080，2940，3060.第六十七页，讲稿共七十一页哦根据题中所给样本值求得，556.93955,667.2416662221*2*1 nnss10,621 nn ,1,121*2*12221 nnFSSFnn故取统计量)(0成立时成立时当当H计算得572.2556.93955667.241666 F查表得 ,48.39,51,105.0212/FnnF 2096.05,919,51,105.095.0212/1 FFnnF第六十八页，讲稿共七十一页哦 9,548.35272.22096.09,505.095

42、.0FFF 由由故接受H0,认为新生女婴体重的方差冬季与夏季无显著差异.第六十九页，讲稿共七十一页哦例例6-3.:,:222111222110HH .),(),(222211且两个样本相互独立且两个样本相互独立 NN测得两批电子器件的样品的电阻(欧)为A批：0.140,0.138,0.143,0.142,0.144,0.137;B批：0.135,0.140,0.142,0.136,0.138,0.140.设这两批器材的电阻值总体分别服从分布（1）检验假设(=0.05)（2）在（1）的基础上检验(=0.05).:,:21212120HH 第七十页，讲稿共七十一页哦解（1）本题是检验.:,:222111222110HH .10789.11.7886.7.101.7,10866.722212221*2*16*26*1 nnnnssFss,15.7)5,5()1,1(025.0212/FnnF查表得查表得)5,5(15.710789.113986.0)5,5(025.0975.0FFF 由由,10H故接受故接受认为这两批器材电阻值总体方差一致.（2）检验.:,:21212120HH 由题可算得,1385.0,14067.0 yx,13986.0)5,5(1)5,5()1,1(025.0975.0212/1 FFnnF第七十一页，讲稿共七十一页哦