抽樣分布參數(shù)估計(jì)簡(jiǎn)介假設(shè)檢驗(yàn)的基本原理-資料下載頁(yè)
2024-09-29 01:45本頁(yè)面
【導(dǎo)讀】樣本統(tǒng)計(jì)量的概率分布稱(chēng)為抽樣分布。樣本是通過(guò)對(duì)總體的隨機(jī)抽樣獲得的。抽樣是完全隨機(jī)的-總體中的每個(gè)個(gè)體都。,Xn彼此獨(dú)立且都服從。2分布隨機(jī)變量的取值范圍為（0，?2分布為非對(duì)稱(chēng)分布，其分布曲線(xiàn)的形狀由。2分布上側(cè)分位數(shù)表：附表3（）。與標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布相似。只有一個(gè)峰，峰值在t=0. t分布與正態(tài)分布的比較。t分布雙側(cè)分位數(shù)表：附表4. F分布的分布曲線(xiàn)受兩個(gè)自由度的影響。樣本平均數(shù)的期望和方差。設(shè)樣本為簡(jiǎn)單隨機(jī)樣本。無(wú)論樣本所來(lái)自的總體是否服從正態(tài)分布，態(tài)分布，樣本越大，近似程度越好。所需的樣本含量隨原總體的分布而異，但只。足以滿(mǎn)足近似的要求。以樣本統(tǒng)計(jì)量對(duì)總體參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。衡量估計(jì)值優(yōu)劣的指標(biāo)。抽樣方差/標(biāo)準(zhǔn)誤：估計(jì)值的方差/標(biāo)準(zhǔn)差。以一定的置信度對(duì)參數(shù)可能取值范圍的估
【正文】 = P(Z ) = 假設(shè)檢驗(yàn)的基本原理 雙側(cè)檢驗(yàn)的相伴概率 左側(cè)檢驗(yàn)的相伴概率 假設(shè)檢驗(yàn)的基本原理 相伴概率可用于對(duì)假設(shè)的統(tǒng)計(jì)推斷 : ? 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的觀察值落在否定域中等價(jià)于相伴概率小于顯著性水平 ，即 P ? ? 可以用否定域，也可用相伴概率對(duì)原假設(shè)進(jìn)行推斷 ? 如果檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量是連續(xù)分布的，用否定域進(jìn)行推斷 ? 如果檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量是離散分布的，用相伴概率進(jìn)行推斷 假設(shè)檢驗(yàn)的基本原理 3）兩類(lèi)錯(cuò)誤 任何假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)果都有犯錯(cuò)誤的可能 ?一類(lèi)錯(cuò)誤：以真為假 原假設(shè)正確但被否定。 P(一類(lèi)錯(cuò)誤 ) = ? ?二類(lèi)錯(cuò)誤：以假為真 原假設(shè)錯(cuò)誤但被接受。 P(二 類(lèi)錯(cuò)誤 ) = ? 一般無(wú)法計(jì)算！ ?1 ?/2 ? ?2 ?/2 ),(~211 nNx?? ),(~222 nNx??nu 11 ?? ??假設(shè)檢驗(yàn)的基本原理 假設(shè)分布 真實(shí)分布 ????? ?????? 1)(11 unxuP?????? ?? ??????? 1)( 1111nuxnuP假設(shè)檢驗(yàn)的基本原理 ）當(dāng) ????????????????????????????????212121212211())(()()(unZPnnunxPnuxP假設(shè)檢驗(yàn)的基本原理 假設(shè)檢驗(yàn)的基本原理 影響 II 型錯(cuò)誤概率大小的因素 － 顯著性水平 － 樣本含量 n － 假設(shè)分布與真實(shí)分布總體平均數(shù)之差 － 兩個(gè)分布的總體方差 假設(shè)檢驗(yàn)的基本原理 4）檢驗(yàn)功效 一個(gè)錯(cuò)誤的原假設(shè)能夠被否定的概率 檢驗(yàn)功效 ＝ 1 － II 型錯(cuò)誤概率 假設(shè)檢驗(yàn)的基本原理 ? 幾點(diǎn)說(shuō)明 ?關(guān)于假設(shè) ?關(guān)于統(tǒng)計(jì)推斷的結(jié)論 ?關(guān)于單側(cè)檢驗(yàn)的假設(shè) ?假設(shè)檢驗(yàn)與置信區(qū)間的關(guān)系 假設(shè)檢驗(yàn)的基本原理 假設(shè) 真實(shí)情況 決策 犯錯(cuò)誤 －－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－ H0：有效 有效 接受 H0 無(wú) 否定 H0 I 型 無(wú)效 接受 H0 II型 否定 H0 無(wú) H0：無(wú)效 有效 接受 H0 II型 否定 H0 無(wú) 無(wú)效 接受 H0 無(wú) 否定 H0 I 型 習(xí)題 ? P. 59 ? 6,
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