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《概率统计8.2正态总体的参数检验.ppt》由会员上传分享,免费在线阅读,更多相关内容在PPT专区-天天文库。
1、§8.2正态总体的参数检验拒绝域的推导设X~N(2),2已知,需检验:H0:0;H1:0构造统计量给定显著性水平与样本值(x1,x2,…,xn)一个正态总体(1)关于的检验1P(拒绝H0
2、H0为真)所以本检验的拒绝域为0:U检验法20000<0>0U检验法(2已知)原假设H0备择假设H1检验统计量及其H0为真时的分布拒绝域U检验法30000<0>0T检验法(2未知)原假设H0备择假设H1检验统计量及其H0为真时的分布拒
3、绝域T检验法4例1某厂生产小型马达,说明书上写着:这种小型马达在正常负载下平均消耗电流不会超过0.8安培.现随机抽取16台马达试验,求得平均消耗电流为0.92安培,消耗电流的标准差为0.32安培.假设马达所消耗的电流服从正态分布,取显著性水平为=0.05,问根据这个样本,能否否定厂方的断言?解根据题意待检假设可设为例15H0:0.8;H1:>0.8未知,故选检验统计量:查表得t0.05(15)=1.753,故拒绝域为现故接受原假设,即不能否定厂方断言.6解二H0:0.8;H1:<0.8选用统计量
4、:查表得t0.05(15)=1.753,故拒绝域现故接受原假设,即否定厂方断言.7由例1可见:对问题的提法不同(把哪个假设作为原假设),统计检验的结果也会不同.上述两种解法的立场不同,因此得到不同的结论.第一种假设是不轻易否定厂方的结论;第二种假设是不轻易相信厂方的结论.8由于假设检验是控制犯第一类错误的概率,使得拒绝原假设H0的决策变得比较慎重,也就是H0得到特别的保护.因而,通常把有把握的,经验的结论作为原假设,或者尽量使后果严重的错误成为第一类错误.92022>022<022022=
5、02202原假设H0备择假设H1检验统计量及其在H0为真时的分布拒绝域检验法(已知)(2)关于2的检验X2检验法102022>022<022022=02202原假设H0备择假设H1检验统计量及其在H0为真时的分布拒绝域(未知)11例2某汽车配件厂在新工艺下对加工好的25个活塞的直径进行测量,得样本方差S2=0.00066.已知老工艺生产的活塞直径的方差为0.00040.问进一步改革的方向应如何?(P.244例6)解一般进行工艺改革时,若指标的方差显著增大,则改革需朝相
6、反方向进行以减少方差;若方差变化不显著,则需试行别的改革方案.例212设测量值需考察改革后活塞直径的方差是否不大于改革前的方差?故待检验假设可设为:H0:20.00040;H1:2>0.00040.此时可采用效果相同的单边假设检验H0:2=0.00040;H1:2>0.00040.13取统计量拒绝域0:落在0内,故拒绝H0.即改革后的方差显著大于改革前,因此下一步的改革应朝相反方向进行.14设X~N(112),Y~N(222)两样本X,Y相互独立,样本(X1,X2,…,Xn),(Y1,
7、Y2,…,Ym)样本值(x1,x2,…,xn),(y1,y2,…,ym)显著性水平两个正态总体两个总体151–2=(12,22已知)(1)关于均值差1–2的检验1–21–21–2<1–2>1–2原假设H0备择假设H1检验统计量及其在H0为真时的分布拒绝域1–2检161–2=1–21–21–2<1–2>1–2其中12,22未知12=22原假设H0备择假设H1检验统计量及其在H0为真时的分布拒绝域1712=
8、221222122212>22122212<22(2)关于方差比12/22的检验1,2均未知原假设H0备择假设H1检验统计量及其在H0为真时的分布拒绝域12/22检18例3杜鹃总是把蛋生在别的鸟巢中,现从两种鸟巢中得到杜鹃蛋24个.其中9个来自一种鸟巢,15个来自另一种鸟巢,测得杜鹃蛋的长度(mm)如下:m=1519.820.020.320.820.920.921.021.021.021.221.522.022.022.122.3n=921.221.621.922.022.
9、022.222.822.923.2例319试判别两个样本均值的差异是仅由随机因素造成的还是与来自不同的鸟巢有关().解H0:1=2;H1:12取统计量20拒绝域0:统计量值.落在0内,拒绝H0即蛋的长度与不同鸟巢有关.21例4假设机器A和B都生产钢管,要检验A和B生产的钢管内径的稳定程度.设它们生产的钢管内径分别为X和Y,且都服从正态分布X~N(1,12),Y~N(