第4章 参数估计与假设检验优秀课件.ppt

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1、第4章 参数估计与假设检验第1页，本讲稿共55页一、点估计及其性质估计量：设 为总体X的一个未知参数，统计量 称为 的估计量。通过一次具体抽样值 ，估计参数 取值的方法称为参数的点估计问题。一个待估参数 ，可以有几个不同的估计量，这就引出了如何衡量估计量好坏的标准。称为 的估计值。第2页，本讲稿共55页1、无偏性定义 若 ，则 称为 的无偏估计量。结论 设总体为X，有 ，为取自X的样本，则 、分别为 的无偏估计量。即注意:S不是 的无偏估计量,只是 的一个估计量.第3页，本讲稿共55页2、有效性例1 设 为取自总体的样本，且 ，。问：是否为 的无偏估计量？和 哪个更有效？和由证明得知，总体均数

2、 和方差 的有效估计量分别为 和 。定义 设 和 均为未知参数 的无偏估计量，若 ，则称 比 有效。第4页，本讲稿共55页解：所以 和 都是 的无偏估计量，由此可知一个未知参数的无偏估计量不是唯一的。第5页，本讲稿共55页3、一致性结论：和 分别是总体均数 和 的一致估计量。定义 设 为 的估计量，若对 ，有则称 为 的一致估计量,即 因为 ，故 比 有效第6页，本讲稿共55页定义定义 设总体设总体X X含有未知参数含有未知参数,(0,1)(0,1)P(150时，若此题用公式*计算，给定 ，自由度 ,查u分布临界值表，得第19页，本讲稿共55页 此题因为是大样本，故用两种方法计算结果相同，而公

3、式*较简便。如果是小样本，只能按小样本的公式*计算。若按大样本公式计算，结果误差偏大。第20页，本讲稿共55页（2）未知且 若为小样本，取样本函数其中得 的置信度为 的置信区间为第21页，本讲稿共55页若为大样本，取样本函数（近似服从）得 的置信度为 的置信区间为第22页，本讲稿共55页例6 用两种方法测得某药物中一种元素的含量（%）得数据如下：方法I：3.28,3.28,3.29,3.29方法II：3.25,3.27,3.26,3.25试估计这两种方法测得的元素含量的均数差的置信区间（置信度为0.95)解：设方法I和II测得元素的含量服从正态分布，则两组数据分别是从两个正态总体中抽出的样本。

4、由于方法不同，可认为 。已知第23页，本讲稿共55页查临界值表代入小样本置信区间得第24页，本讲稿共55页四、正态总体方差四、正态总体方差2 2的区间估计的区间估计 1、单个正态总体 的区间估计取样本函数由 ，得第25页，本讲稿共55页fn1 例例7 某药含碳量服从正态分布某药含碳量服从正态分布,允许方差在允许方差在0.0482(mg2)内内,任取任取5件测得含碳量件测得含碳量1.32,1.55,1.36,1.40,1.44(mg),根根据据0.05判断该药生产是否稳定？判断该药生产是否稳定？解：已知解：已知n5,1.414,S0.0882,fn-14 即得 的置信度为 的置信区间查表得第26

5、页，本讲稿共55页2的置信度的置信度0.95的置信区间的置信区间 (0.0028，0.0642)置信区间的下限置信区间的下限0.00280.04820.0023可认为该药生产不稳定可认为该药生产不稳定 第27页，本讲稿共55页2、两个正态总体方差比 的区间估计取样本函数对给定的置信度 ，有则第28页，本讲稿共55页即得 的置信度为 的置信区间F分布的临界值性质：例8 用两种方法各4次测定次品占总产品数量的百分比，测定的标准差分别为0.11,0.07,求方差比的置信度为0.95的置信区间。解：已知第29页，本讲稿共55页给定 ，自由度 ，查表得代入置信区间得第30页，本讲稿共55页一、假设检验的

6、原理一、假设检验的原理小概率原理小概率原理 概率很小的事件，在一次试验中是不可能发生概率很小的事件，在一次试验中是不可能发生的，这一原理称为的，这一原理称为小概率原理小概率原理。例如有人说,我厂生产的1000个产品中只有1个是次品.即次品率为1/1000,现从中随机抽取一个,结果恰是次品,此时我们会怀疑这人的说法，认为次品率不是1/1000。所以假设检验的基本思想可以概括成一句话：所以假设检验的基本思想可以概括成一句话：“是是某种带有概率性质的反证法某种带有概率性质的反证法”。类似于数学中逻辑论。类似于数学中逻辑论证的反证法，但又区别于纯数学中逻辑推理的反证法。证的反证法，但又区别于纯数学中逻

7、辑推理的反证法。因为我们这里的所谓不合理，并不是绝对矛盾，而是因为我们这里的所谓不合理，并不是绝对矛盾，而是基于小概率原理。基于小概率原理。第31页，本讲稿共55页判断H0为真H0为假拒绝H0(接受H1)(弃真弃真)1-(正确正确)接受H01-(正确正确)(取伪取伪)概率概率不等于不等于1-,减小减小,中一个时中一个时,另一个往往会增另一个往往会增大大,要同时减小要同时减小,只有增加样本容量，只有增加样本容量，可先限制检验可先限制检验水准水准,再适当确定样本容量使再适当确定样本容量使尽量小。尽量小。二、假设检验中的两类错误1、第一类错误：为真时却拒绝了 ，也称弃真错误。犯这类错误的概率就是所谓

8、的小概率事件发生的概率，常用 表示。通常取0.1,0.05,0.012、第二类错误：为假时却接受了 ，也称取伪错误。犯这类错误的概率常用 表示。第32页，本讲稿共55页单侧检验左侧检验：右侧检验：双侧检验原假设备择假设(可忽略不写)在实际问题中,有时需要推断总体参数是否增大或者减小,如果事先有根据认为 可能大于 ,这时采用右侧检验;反之,采用左侧检验.三、假设检验的一般步骤第一步：根据研究问题的需要提出原假设和备择假设。第33页，本讲稿共55页第二步：确定检验的统计量并计算出它的值。第三步：在给定的显著性水平 下，查表确定临 界值。(注意区分单侧、双侧检验）第四步：把统计量的值和临界值比较，决

9、定是否接受1、单个正态总体均数、单个正态总体均数 的检验的检验（1 1）已知已知uu检验检验 统计量拒绝域信息临界值第34页，本讲稿共55页在上面的表格中，和 ，即 ，均为小概率事件。此时小概率事件若发生，则我们就会怀疑原假设 不成立，从而拒绝 ，接受 。例例1 六味地黄丸丸重服从正态分布六味地黄丸丸重服从正态分布,标准差标准差=0.5g,规定标准丸重为规定标准丸重为9g,随机抽取随机抽取100丸丸,样本均数为样本均数为9.1g,判断该批产品是否合格判断该批产品是否合格？解：首先提出原假设和备择假设，该批产品合格的标准是丸重为9g，故应采用双侧检验。已知已知 ,=0.5,n=100.=0.5,

10、n=100.故采用故采用u u检验，计算检验，计算第35页，本讲稿共55页统计量得查临界值因为 ，故小概率事件发生，我们有理由拒绝 ，认为该产品不合格。例例2 安眠药睡眠时间服从正态分布安眠药睡眠时间服从正态分布,标准差为标准差为1.5小时小时,10人服用后人服用后,测得平均睡眠时间为测得平均睡眠时间为21.15小时小时,该批号该批号安眠药睡眠时间的总体均数是否高于安眠药睡眠时间的总体均数是否高于20小时小时=0.01=0.01 解：已知 ，故此题应采用右侧检验H0：=20，H1：20第36页，本讲稿共55页统计量的值查临界值因为 ，小概率事件发生，故拒绝 ，接受 ，认为睡眠时间总体均数显著高

11、于20小时。（2 2）未知未知tt检验检验 统计量拒绝域信息临界值第37页，本讲稿共55页大样本时大样本时,总体不论是否服从正态分布，统计量渐总体不论是否服从正态分布，统计量渐近服从正态分布近服从正态分布,可使用可使用u检验。检验。例例3 人人体体注注射射麻麻疹疹疫疫苗苗后后,抗抗体体强强度度服服从从正正态态分分布布,16人人注注射射测测得得抗抗体体强强度度为为1.2,2.5,1.9,1.5,2.7,1.7，2.2,2.2,3.0,2.4,1.8,2.6,3.1,2.3,2.4,2.1,根根据据样样本本能能否否证证实该厂产品的平均抗体强度高于实该厂产品的平均抗体强度高于1.9？=0.05=0.

12、05解：由已知计算得 ,S=0.5183，n=16,f=15设 ，未知，故用t检验查临界值因为 ，故拒绝 ，认为该厂产品的平均抗体强度显著高于1.9。第38页，本讲稿共55页例例4 甘草流浸膏中甘草酸含量服从正态分布甘草流浸膏中甘草酸含量服从正态分布,要求要求甘草酸含量不得低于甘草酸含量不得低于8.32(%),随机抽取随机抽取4个样品测个样品测得样本均数为得样本均数为8.30(%),样本标准差样本标准差S=0.03(%),判断判断该厂产品的甘草酸含量是否低于标准？该厂产品的甘草酸含量是否低于标准？=0.05=0.05 解：已知 ,未知。故应用左侧t检验 f=4-1=3,查临界值计算统计量因为

13、，故接受 ，认为甘草酸含量没有低于标准。第39页，本讲稿共55页2 2、单个正态总体方差、单个正态总体方差 的假设检验的假设检验 统计量拒绝域信息临界值或例5 某厂准备生产一批新药,通常收率的标准差在5%以内认为是稳定的,现试产9批,得平均收率(%)为75.244,方差为3.308。问此药的生产是否稳定？显著水平0.01解：已知设第40页，本讲稿共55页计算统计量查临界值，f=8，因为 ，故拒绝 ，即标准差不大于5%认为生产是稳定的。第41页，本讲稿共55页一、配比对较两个正态总体均数的差异 作出两组资料各对的差值作出两组资料各对的差值d,问题转化为差值样问题转化为差值样本均数的总体均数本均数

14、的总体均数d是否为是否为0的的t检验。检验。是从两正态总体中抽出的样本均数。假设两种处理下的正态总体均数相同,记 统计量拒绝域信息临界值其中第42页，本讲稿共55页大样本时大样本时,总体不论是否正态分布总体不论是否正态分布,可用可用d的的u检验检验 例例1 考察中药眼伤宁对家兔角膜伤口愈合作用考察中药眼伤宁对家兔角膜伤口愈合作用,测得测得造模兔用药前及用药后两月的角膜厚度值造模兔用药前及用药后两月的角膜厚度值(mm),判断判断眼伤宁对促进角膜伤口愈合有无作用。眼伤宁对促进角膜伤口愈合有无作用。=0.01=0.01 造模兔号 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10用药前后0.74 .74 .7

15、2 .72 .76 .72 .72 .76 .64 .68药后两月0.56 .58 .58 .58 .56 .60 .60 .60 .58 .60解：由样本计算解：由样本计算 =0.1360，Sd=0.0430，f=n-1=9 H0：d=0，H1：d0 第43页，本讲稿共55页查临界值，因为 ，故拒绝 ，认为眼伤宁对促进角膜伤口愈合有极显著作用。第44页，本讲稿共55页二、方差齐性检验二、方差齐性检验FF检验检验 设两总体 和 ，和 是分别从总体X、Y中抽出的样本。统计量拒绝域信息临界值（）在计算F值时，总是以样本方差大的作分子，这样就使F1。而F分布的右侧临界值 或 都是大于1的数，根据F分

16、布临界值的性质第45页，本讲稿共55页 左侧临界值 、都是小于1的数，所以在进行F值与临界值的比较 时，只需查右侧临界值即可。若把 大于1的F与左侧临界值比较，则无意义。例1 现有两批中药黄连，分别随机取出4个样品，测定其小檗碱的含量，第一批得数据：8.96,8.90,8.96,8.98.第二批得数据：8.82,8.90,8.85,8.91。试问这两批小檗碱的含量方差是否齐性？解：设第46页，本讲稿共55页由已知计算得因为 ，所以 作分子，计算统计量得自由度 ，查临界值表因为 ，故接受 ，认为方差齐第47页，本讲稿共55页例2 某中西医结合医院科研室，想比较单味大黄与西药治疗急性上消化道出血的

17、效果，以止血天数为指标，结果为 西药单味大黄 药种样本容量 均数 标准差20 6.9 6.930 1.5 0.88试检验两组药种下总体方差是否齐性？解：查临界值表 因为 ，故拒绝 ，认为两方差不齐。第48页，本讲稿共55页例3 合成车间某中间体生产的工艺条件改革后，收率似有提高，但工人师傅反映新工艺的条件不易控制，收率波动较大，为此，对新老工艺分别抽查若干批，得下表老工艺收率 84.0 83.3 82.5 82.0 84.5 83.1 84.1 82.1 83.4新工艺收率 86.5 87.7 88.0 87.5 85.6 84.2 86.0 83.2 87.0 86.1试解释工人师傅的问题.

18、解:这个问题我们关心的是新工艺是否比老工艺波动大,应作单侧检验,由已知数据算得 ,设(,)查得临界值因为 ,故拒绝 ,认为工人师傅的想法是正确的.第49页，本讲稿共55页三、成组比较两个正态总体均数的差异1 1、方差齐性、方差齐性 小样本小样本tt检验检验 统计量拒绝域信息临界值其中若 时为大样本，则换成u检验，统计量改用第50页，本讲稿共55页不服从不服从t(n1+n2-2)2 2、方差不齐、方差不齐 小样本小样本tt检验检验狄克逊和马赛于1969年提出自由度修正公式 统计量拒绝域信息临界值第51页，本讲稿共55页n150,n250时为大样本，可用时为大样本，可用u检验近似代替检验近似代替例

19、4 现有两批中药黄连，分别随机取出4个样品，测定其小檗碱的含量，第一批得数据：8.96,8.90,8.96,8.98.第二批得数据：8.82,8.90,8.85,8.91。试检验这两批黄连小檗碱的含量差异是否有显著意义解：设之前我们已经对此题的总体方差进行检验，发现方差齐性，且是小样本，应用t检验由已知得第52页，本讲稿共55页则自由度f=4+4-2=6,查临界值表因为 ，故拒绝 ，认为两批黄连小檗碱的含量有显著差异。第53页，本讲稿共55页例2 某中西医结合医院科研室，想比较单味大黄与西药治疗急性上消化道出血的效果，以止血天数为指标，结果为 西药单味大黄 药种样本容量 均数 标准差20 6.9 6.930 1.5 0.88试问单味大黄治疗的效果是否优于西药治疗？解：之前此题我们对总体方差的检验结果为不齐性且为小样本，故采用自由度为df的t检验。由样本信息 ，故用单侧检验设已知第54页，本讲稿共55页计算统计量自由度查临界值表因 ，故拒绝 ，认为在这次疗效观察中单味大黄治疗上消化道出血的效果优于西药。第55页，本讲稿共55页