概率论与数理统计 (2)精选PPT.ppt

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1、休息休息结束结束第1页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束8.1 8.1 假设检验假设检验根据样本的信息检验关于总体的某个假设是否正确。参数假设检验非参数假设检验第2页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束让我们先看一个例子：让我们先看一个例子：参数假设检验参数假设检验 罐装可乐的容量按标准为355毫升。生产流水线上罐装可乐不断地封装，然后装箱外运。怎么知道这批罐装可乐的容量是否合格呢？第3页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束通常的办法是进行抽样检查：通常的办法是进行抽样检查：如每隔如每隔1小时，抽查小时，抽查5罐，得到一个容量罐，得到一个容量为为5的子样的子样（

2、x1，x5）。每隔一定时间，抽查若干罐每隔一定时间，抽查若干罐。如何根据这些值来判断生产是否正如何根据这些值来判断生产是否正常？常？第4页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束 在正常生产条件下，由于种种随机因素的影响，每罐可乐的容量应在355毫升上下波动。这些因素中没有哪一个占有特殊重要的地位。因此，根据中心极限定理，假定每罐容量服从正态分布是合理的。第5页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束要检验的假设：要检验的假设：H0：（=355）对立假设：对立假设：H1：称称 H0为为原假设（零假设）；原假设（零假设）；称称 H1为为备择假设（对立假设）。备择假设（对立假设）。在实

3、际工作中，往往在实际工作中，往往把不轻易否定的命题作把不轻易否定的命题作为原假设。为原假设。第6页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束如何判断原假设如何判断原假设 H0 是否成立？是否成立？对差异作定量的分析，以确定其性质：对差异作定量的分析，以确定其性质：1.差异可能是由抽样的随机性引起的，称为差异可能是由抽样的随机性引起的，称为“抽样误差抽样误差”或或 随机误差随机误差第7页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束合理的界限在何处？合理的界限在何处？应由什么原则来确定？应由什么原则来确定？必须认为这个差异反映了事物的本质必须认为这个差异反映了事物的本质差别，即反映了生产已不

4、正常。差别，即反映了生产已不正常。这种差异称作这种差异称作“系统误差系统误差”2.第8页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束带概率性质的反证法小概率事件在一次试验中基本上不会发生。方法：方法：原则：原则：第9页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束例例这里有两个盒子，各装有这里有两个盒子，各装有100个球。个球。另一盒中的白球和红球数另一盒中的白球和红球数99个白球个白球一个红球一个红球99个个一盒中的白球和红球数一盒中的白球和红球数99个红球个红球一个白球一个白球99个个第10页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束现从两盒中随机取出一个盒子，问这个现从两盒中随机取

5、出一个盒子，问这个盒子里是白球盒子里是白球99个还是红球个还是红球99个？个？假设：假设：这个盒子里有这个盒子里有99个白球。个白球。从中随机摸出一个：从中随机摸出一个：p=1/100 是小概率事件是小概率事件小概率事件在一次试验中基本上不会发生。小概率事件在一次试验中基本上不会发生。第11页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束我们有很大的把握说：我们有很大的把握说：原假设：原假设：“这个盒子里有这个盒子里有99个白球。个白球。”不成立不成立第12页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束 一般的反证法要求在原假设成立的条件下导一般的反证法要求在原假设成立的条件下导出的结论是绝

6、对成立的，如果事实与之矛盾，则出的结论是绝对成立的，如果事实与之矛盾，则完全绝对地否定原假设。完全绝对地否定原假设。概率反证法的逻辑是：如果小概率事件在概率反证法的逻辑是：如果小概率事件在一次试验中居然发生，我们就以一次试验中居然发生，我们就以很大的把握很大的把握否否定原假设。定原假设。第13页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束“小概率小概率”该多小？该多小？在假设检验中，我们称这个小概率为在假设检验中，我们称这个小概率为显显著性水平著性水平，用，用 表示。表示。的选择要根据实际情况而定。的选择要根据实际情况而定。常取常取第14页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束 现在

7、回到我们前面罐装可乐的例中：H0：（=355）H1：第15页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束对给定的显著性水平对给定的显著性水平 ，可以在，可以在N(0,1)表表中查到分位点的值中查到分位点的值 ，使，使0第16页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束也就是说也就是说,“”是一个小概率事件。是一个小概率事件。W：为为拒绝域拒绝域如果由样本值算得该统计量的实测值落入区如果由样本值算得该统计量的实测值落入区域域W，则拒绝，则拒绝H0；否则，不能拒绝；否则，不能拒绝H0。第17页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束这里所这里所依据的逻辑依据的逻辑是：是：如果如果H0

8、是对的，那么衡量差异大小的某个是对的，那么衡量差异大小的某个统计量落入区域统计量落入区域 W(拒绝域拒绝域)是个小概率事件。是个小概率事件。如果该统计量的实测值落入如果该统计量的实测值落入W，也就是说，也就是说，H0 成立下的小概率事件发生了，那么就认为成立下的小概率事件发生了，那么就认为H0不可信而否定它。不可信而否定它。否则我们就否则我们就不能否定不能否定H0（只（只好接受它）。好接受它）。第18页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束 不否定不否定 H0并不是肯定并不是肯定 H0 一定对，而只是一定对，而只是说说差异还不够差异还不够显著显著，还没有达到足以否定，还没有达到足以否定

9、 H0 的程度。的程度。所以，假设检验又叫所以，假设检验又叫“显著性检验显著性检验”。第19页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束如果在如果在 很小的情况下很小的情况下 H0 仍被拒绝了，仍被拒绝了，则说明实际情况很可能与之有显著差异。则说明实际情况很可能与之有显著差异。基于这个理由，人们常把基于这个理由，人们常把 时时拒绝拒绝H0称为是称为是显著显著的，而把在的，而把在 时时拒绝拒绝H0称为是称为是高度显著高度显著的。的。第20页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束假设检验的一般步骤：假设检验的一般步骤：1.提出原假设和备择假设；提出原假设和备择假设；2.取一检验统计量，

10、在取一检验统计量，在H0成立下成立下求出它的分求出它的分布；布；3.对给定的显著性水平对给定的显著性水平，查表确定临界值，查表确定临界值，从而从而得否定域得否定域；4.将样本值代入算出统计量的实测值将样本值代入算出统计量的实测值,并以此作并以此作出结论。出结论。第21页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束 例例1 某工厂生产的一种螺钉，标准要求某工厂生产的一种螺钉，标准要求长度是长度是32.5毫米毫米.实际生产的产品，其长度实际生产的产品，其长度X假定服从正态分布假定服从正态分布 未知，现未知，现从该厂生产的一批产品中抽取从该厂生产的一批产品中抽取6件件,得尺寸得尺寸数据如下数据如下

11、:32.56,29.66,31.64,30.00,31.87,31.03问这批产品是否问这批产品是否合格合格?统计统计第22页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束解：解：已知已知 X未知。未知。1.2.3.得拒绝域：得拒绝域：W:|t|4.0322对给定的显著性水平对给定的显著性水平 =0.01，查表，查表计算计算第23页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束4.2.33故拒绝原假设故拒绝原假设 H0，认为：，认为：新生产织物比过去的织物强力有显著提高。新生产织物比过去的织物强力有显著提高。=2.33计算计算第31页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束单边单边检验：

12、双边双边检验：右边右边检验：左边左边检验：第32页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束8.2 正态总体均值的假设检验正态总体均值的假设检验（一）单个正态总体均值的检验（一）单个正态总体均值的检验双边双边检验：检验统计量：检验统计量：拒绝域为：拒绝域为：1.第33页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束右边右边检验：拒绝域为：拒绝域为：左边左边检验：拒绝域为：拒绝域为：第34页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束2.检验统计量：检验统计量：双边双边检验：拒绝域为：拒绝域为：第35页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束右边右边检验：拒绝域为：拒绝域为：左边左边

13、检验：拒绝域为：拒绝域为：第36页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束例例3 某种元件的寿命X（以小时计）服从正态分布N(,2),2均未知。现测得16只元件的寿命如下：159 280 101 212 224 379 179 264 222 362 168 250 149 260 485 170 问是否有理由认为元件的平均寿命大于大于225（小时）？统计统计第37页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束解：按题意需检验：H0:0=225 H1:225检验统计量：检验统计量：拒绝域为拒绝域为现在现在 n=16 取取 =0.05=1.7531 1.7531计算计算第38页，讲稿共1

14、04张，创作于星期二休息休息结束结束没有落在拒绝域中，故接受H0，即认为元件的平均寿命不大于225小时。第39页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束（二）两个正态总体均值差的检验（二）两个正态总体均值差的检验1.检验统计量？第40页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束检验统计量：检验统计量：第41页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束双边双边检验：右边右边检验：拒绝域为：拒绝域为：左边左边检验：拒绝域为：拒绝域为：拒绝域为：拒绝域为：第42页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束2.第43页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束检验统计量：检验统计

15、量：第44页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束双边双边检验：右边右边检验：拒绝域为：拒绝域为：左边左边检验：拒绝域为：拒绝域为：拒绝域为：拒绝域为：第45页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束例例4 在平炉上进行一项试验以确定改变操作方法的建议是否会增加钢的得率，试验是在同一只平炉上进行的。每炼一炉钢时除操作方法外，其它条件都尽可能做到相同。先用标准方法炼一炉，然后用建议的新方法炼一炉，以后交替进行，各炼了10 炉，其得率分别为 （1）标准方法）标准方法 78.1 72.4 76.2 74.3 77.4 78.4 76.0 75.5 76.7 77.3 （2）新方法）新方

16、法 79.1 81.0 77.3 79.1 80.0 79.1 79.1 77.3 80.2 82.1 设这两个样本相互独立，且分别来自正态总体N(1,2)和 N(2,2)，1,2,2均未知。问建议的新操作方法能否提高得率？（取=0.05.）返回返回第46页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束计算计算解：需要检验假设检验统计量：检验统计量：分别求出标准方法和新方法下的样本均值和样本方差：拒绝域为：拒绝域为：第47页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束又样本观察值 t=-4.295 -1.7341，落入拒绝域，所以拒绝H0，即认为建议的新操作方法较原来的方法为优。第48页，讲

17、稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束8.3 正态总体方差的假设检验正态总体方差的假设检验（一）单个正态总体方差的检验（一）单个正态总体方差的检验检验统计量：检验统计量：第49页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束双边双边检验：拒绝域为：右边右边检验：拒绝域为：左边左边检验：拒绝域为：第50页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束例例5 某厂生产的某种型号的电池，其寿命（以小时计）长期以来服从方差 2 2=5000的正态分布，现有一批这种电池，从它的生产情况来看，寿命的波动性有所改变。现随机取26只电池，测出其寿命的样本方差s2=9200。问根据这一数据能否推断这批电池的

18、寿命的波动性较以往的有显著变化（取=0.02）？解：本题要求在水平=0.02下检验假设第51页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束拒绝域为：拒绝域为：检验统计量：检验统计量：=46=44.314=11.524拒绝H0，认为这批电池寿命的波动性较以往的有显著的变化。计算计算第52页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束（二）两个正态总体方差比的检验（二）两个正态总体方差比的检验第53页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束检验统计量：检验统计量：双边双边检验：拒绝域为：拒绝域为：右边右边检验：拒绝域为：拒绝域为：右边右边检验：拒绝域为：拒绝域为：第54页，讲稿共104张

19、，创作于星期二休息休息结束结束解：此处 n1=n2=10，=0.01，例例6 试对例4中的数据检验假设：H0:12=22,H1:12 22（取=0.01）=6.54检验统计量：检验统计量：拒绝域为：例例 4 4计算计算第55页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束现在 s12=3.325 s22=2.225 故接受H0，认为两总体方差相等。F=s1 12/s22=1.49，即有0.153 F 6.54第56页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束有人推测，矮个子的人比高个子的人长寿这个结论对吗？我们来做一个检验。第57页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束George

20、 Washington 1st President Stature：62”（188cm）Born:February 22,1732Died:December 14,1799(67)美国历届总统资料第58页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束 John Adams 2nd PresidentStature：56”（168cm）Born:October 30,1735Died:July 4,1826(90)美国历届总统资料第59页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束Thomas Jefferson 3nd PresidentStature：62.5”（189cm）Born:Ap

21、ril 13,1743Died:July 4,1826 (64)美国历届总统资料第60页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束James Madison 4th President Stature：54“（163cm）Born:March 16,1751Died:June 28,1836（85）美国历届总统资料第61页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束美国历届总统资料James Monroe 5th President Stature：6（183cm）Born:April 28th,1758 Died:July 4,1831（73）第62页，讲稿共104张，创作于星期二休息

22、休息结束结束美国历届总统资料John Quincy Adams6th President Stature：57“（171cm）Born:July 11,1767 Died:February 23,1848（80）第63页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束美国历届总统资料Andrew Jackson 7th President Stature：61“（171cm）Born:March 15,1767 Died:June 8,1845（78）第64页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束美国历届总统资料Martin Van Buren 8th President Stature

23、：56“（168cm）Born:December 5,1782Died:July 24,186（79）第65页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束美国历届总统资料 William Henry Harrison 9th President Stature：58“（173cm）Born:February 9,1773Died:April 4,1841（68）第66页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束美国历届总统资料John Tyler 10th President Stature：6（183cm）Born:March 29,1790 Died:January 18,1862（

24、71）第67页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束美国历届总统资料James K.Polk 11th President Stature：58“（173cm）Born:November 2,1795 Died:June 15,1849（53）第68页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束美国历届总统资料Zachary Taylor 12th President Stature：58“（173cm）Born:November 24,1784 Died:July 9,1850（65）第69页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束美国历届总统资料Millard Fillmo

25、re 13rd President Stature：59“（175cm）Born:January 7,1800 Died:March 8,1874（74）第70页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束美国历届总统资料 Franklin Pierce 14th President Stature：510“（178cm）Born:November 23,1804 Died:October 8,1869（64）第71页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束美国历届总统资料Ulysses S.Grant 18th President Stature：58.5“（174cm）Born:A

26、pril 27,1822 Died:July 23,1885（63）第72页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束美国历届总统资料Rutherford B.Hayes 19th President Stature：58.5“（174cm）Born:October 4,1822 Died:October 4,1822（70）第73页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束美国历届总统资料Benjamin Harrison 23th President Stature：56“（168cm）Born:August 20,1833Died:March 13,1901（67）第74页，讲稿

27、共104张，创作于星期二休息休息结束结束美国历届总统资料Harry S Truman 33rd President Stature：59“（175cm）Born:May 8,1884 Died:December 26,1972（88）第75页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束矮个子总统矮个子总统矮个子总统矮个子总统高个子总统高个子总统高个子总统高个子总统总统总统总统总统寿命寿命寿命寿命总统总统总统总统寿命寿命寿命寿命总统总统总统总统寿命寿命寿命寿命MadisonMadison8585W.HarrisonW.Harrison6868WilsonWilson6767Van BurenV

28、an Buren7979PolkPolk5353HooverHoover9090B.HarrisonB.Harrison6767Taylor Taylor 6565MonroeMonroe7373J.AdamsJ.Adams9090GrantGrant6363TylerTyler7171J.Q.AdamsJ.Q.Adams8080HayesHayes7070BuchananBuchanan7777TrumanTruman8888TaftTaft7272FillmoreFillmore7474HardingHarding5757PiercePierce6464JacksonJackson7878

29、A.JohnsonA.Johnson6666WashingtonWashington6767T.RooseveltT.Roosevelt6060ArthurArthur5656CoolidgeCoolidge6060F.RooseveltF.Roosevelt6363EisenhowerEisenhower7878L.JohnsonL.Johnson6464ClevelandCleveland7171JeffersonJefferson8383SPSS第76页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束8.4 分布拟合检验分布拟合检验可能遇到这样的情形，总体服从何种理论可能遇到这样的情形，总

30、体服从何种理论分布并不知道，要求我们直接对总体分布提出一分布并不知道，要求我们直接对总体分布提出一个假设个假设。第77页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束例如，从1500到1931年的432年间，每年爆发战争的次数可以看作一个随机变量，椐统计，这432年间共爆发了299次战争，具体数据如下:战争次数战争次数X01234 223 142 48 15 4 发生发生 X次战次战争的年数争的年数上面的数据能否证实X 服从Poisson分布的假设是正确的？返回返回第78页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束又如，某工厂制造一批骰子，声称它是均匀的。也就是又如，某工厂制造一批骰子，声

31、称它是均匀的。也就是说，在投掷中，出现说，在投掷中，出现1 1点，点，2 2点，点，6 6点的概率都应是点的概率都应是1/61/6。为检验骰子是否均匀，把骰子实地投掷为检验骰子是否均匀，把骰子实地投掷60006000次，统计各点出次，统计各点出现的次数。现的次数。得到的数据能否说明“骰子均匀”的假设是可信的？点数点数点数点数1 12 23 34 45 56 6次数次数次数次数91091011101110 10301030 10501050960960940940第79页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束再如，某钟表厂对生产的钟进行精确性检再如，某钟表厂对生产的钟进行精确性检查，抽取

32、查，抽取100100个钟作试验，拨准后隔个钟作试验，拨准后隔2424小时以小时以后进行检查，将每个钟的误差（快或慢）按后进行检查，将每个钟的误差（快或慢）按秒记录下来。秒记录下来。该厂生产的钟的误差是否服从正态分布？第80页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束 解决这类问题的工具是英国统计学家解决这类问题的工具是英国统计学家K K.皮尔逊皮尔逊在在19001900年发表的一篇文章中引进年发表的一篇文章中引进的所谓的所谓 检验法检验法。这是一项很重要的工作，不少人这是一项很重要的工作，不少人把它视为近代统计学的开端。把它视为近代统计学的开端。K K.皮尔逊第81页，讲稿共104张，创作

33、于星期二休息休息结束结束 检验法检验法是在总体是在总体X 的分布未知时，的分布未知时，根据来自总体的样本，检验关于总体分根据来自总体的样本，检验关于总体分布的假设的一种检验方法。是一种布的假设的一种检验方法。是一种非参非参数数检验。检验。第82页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束我们先提出原假设我们先提出原假设:H0：总体总体X的分布函数为的分布函数为F(x)然后根据样本的经验分布和所假设的理论分布然后根据样本的经验分布和所假设的理论分布之间的吻合程度来决定是否接受原假设之间的吻合程度来决定是否接受原假设.这种检验这种检验通常称作通常称作拟合优度检验拟合优度检验。第83页，讲稿共1

34、04张，创作于星期二休息休息结束结束分布拟合的分布拟合的 检验法检验法的基本原理和步的基本原理和步骤如下骤如下:1.将总体将总体X的取值范围分成的取值范围分成k个互不重迭的小区个互不重迭的小区间间,记作记作A1,A2,Ak.2.把落入第把落入第i个小区间个小区间Ai的样本值的个数记作的样本值的个数记作fi，称为，称为实测频数实测频数。所有实测频数之和。所有实测频数之和f1+f2+fk等于样本容量等于样本容量n。第84页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束3.根据所假设的理论分布,可以算出总体X的值落入每个Ai的概率 pi,于是 npi 就是落入Ai的样本值的理论频数理论频数。样本与理

35、论分布之间的差异的大小。皮尔逊引进如下统计量表示经验分布与理论分布之间的差异:第85页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束皮尔逊证明了如下定理定理:若原假设中的理论分布若原假设中的理论分布F(x)已经完全给已经完全给定，那么当定，那么当 时，统计量：时，统计量：渐近服从自由度为渐近服从自由度为 k-1 的的 分布。分布。第86页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束 如果如果F(x)中有中有 r 个未知参数需用相应的个未知参数需用相应的估计量来代替，那么当估计量来代替，那么当 时，统计量时，统计量 渐近服从自由度为渐近服从自由度为 k-r-1 的的 分布。分布。第87页，讲稿

36、共104张，创作于星期二休息休息结束结束查查 分布表可得临界值分布表可得临界值，使得，使得 根据这个定理，对给定的显著性水平根据这个定理，对给定的显著性水平 ，得拒绝域得拒绝域:(不需估计参数)(估计r 个参数)如果根据所给的样本值 X1,X2,Xn 算得统计量 的实测值落入拒绝域，则拒绝原假设，否则就认为差异不显著而接受原假设。第88页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束 皮尔逊定理是在n无限增大时推导出来的，因而在使用时要注意n足够大足够大，以及npi 不太小不太小这两个条件。根据计算实践，要求 n不小于不小于50，以及npi 都不小于都不小于 5。否则应适当合并区间，使npi满

37、足这个要求。第89页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束例例1：检验骰子是否均匀检验骰子是否均匀我们先提出原假设我们先提出原假设:H0：总体总体X为为均匀分布均匀分布 点数点数点数点数1 12 23 34 45 56 6次数次数次数次数91091011101110 10301030 10501050960960940940第90页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束3.63.6100010001/61/69409406 62.52.5100010001/61/6105010504 412.112.1100010001/61/6111011102 21.61.61000100

38、01/61/69609605 50.90.9100010001/61/6103010303 38.108.10100010001/61/69109101 1npipifiAi11.071拒绝 H0骰子不均匀！骰子不均匀！第91页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束例例2：检验每年爆发战争次数分布是否服从检验每年爆发战争次数分布是否服从Poisson分布。分布。H0:X服从参数为服从参数为 的的 Poisson 分布分布的极大似然估计为：的极大似然估计为：=0.69战争次战争次战争次战争次数数数数X X0 01 12 23 34 4发生发生发生发生 X X次战争次战争次战争次战争的年数

39、的年数的年数的年数223223142142484815154 4例例 2 2第92页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束pi的估计是：的估计是：i=0,1,2,3,4计算结果列表如下:X X0 01 12 23 34 4f fi i223223142142484815154 40.58 0.31 0.18 0.01 0.02 216.7 149.5 51.6 12.0 2.160.1830.3760.25114.161.6232.43第93页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束自由度为：自由度为：4-1-1=2=5.991=2.43 5.991，认为每年发生战争的次数认为每

40、年发生战争的次数X服从参数为服从参数为0.69的的Poisson分布分布。不能拒绝不能拒绝 H0计算计算第94页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束 在此，我们以遗传学上的一项伟大发现为例，说明统计方法在研究自然界和人类社会的规律性时，是起着积极的、主动的作用。奥地利生物学家孟德尔进行了长达八年之久的豌豆杂交试验,并根据试验结果,运用他的数理知识,发现了遗传的基本规律。孟德尔孟德尔第95页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束子二代子二代子一代子一代黄色纯系黄色纯系绿色纯系绿色纯系 根据他的理论，子二代中根据他的理论，子二代中,黄、绿之比黄、绿之比 近似近似为为3:1，他的一

41、组观察结果为：他的一组观察结果为：黄黄70，绿，绿27第96页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束检验孟德尔的检验孟德尔的 3:1 理论理论:提出假设提出假设H0:p1=3/4,p2=1/4这里，这里，n=70+27=97,k=2,理论频数为：理论频数为：np1=72.75,np2=24.25实测频数为：实测频数为：f1=70，f2=27统计量统计量第97页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束计算计算=0.4158按按 =0.05，自由度为，自由度为1，查，查 分布表得分布表得=3.841不能拒绝不能拒绝 H0认为试验结果符合认为试验结果符合孟德尔的孟德尔的3:1理论理论。

42、第98页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束这些试验及其它一些试验，都显这些试验及其它一些试验，都显 示孟德示孟德尔的尔的 3:1 理论与实际是符合的。这本身就是统理论与实际是符合的。这本身就是统计方法在科学中的一项重要应用。计方法在科学中的一项重要应用。用于客观地评价理论上的某个结论是否与用于客观地评价理论上的某个结论是否与观察结果相符，以作为该理论是否站得住脚的观察结果相符，以作为该理论是否站得住脚的印证。印证。第99页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束例例3：Etruscan人男子头颅的最大宽度人男子头颅的最大宽度 X（mm)141 148 132 138 154

43、142 150 146 155 158 150 140 147 148 144 150 149 145 149 158 143 143 144 144 126 140 144 142 141 140 145 135 147 146 141 136 140 146 142 137 148 154 137 139 143 140 131 143 141 149 148 135 148 152 143 144 141 143 147 146 150 132 142 142 143 153 149 146 149 138 142 149 142 137 134 144 146 147 140 142

44、140 137 152 145SPSS第100页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束MATLAB:histfit(x)第101页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束提出假设提出假设 H0:第102页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束A Ai if fi i 在水平在水平0.1下接受下接受 H01 14 4 1010333324249 93 30.00860.00860.0520.0520.17520.17520.31200.31200.28110.28110.13360.13360.03750.03750.730.734.364.3614.7214.7226.2126.2123.6123.6111.2211.223.153.154.914.916.796.7941.5541.5524.4024.4010.0210.02 A A1 1:A A2 2:A A3 3:A A4 4:A A5 5:A A6 6:A A7 7:计算计算第103页，讲稿共104张，创作于星期二休息休息结束结束感谢大家观看第104页，讲稿共104张，创作于星期二