minitab統(tǒng)計(jì)基礎(chǔ)-資料下載頁
2025-08-04 22:31本頁面
【正文】 c) 當(dāng)兩個(gè)總體均服從正態(tài)分布，且兩個(gè)總體的方差 σ12≠σ22 均未知時(shí)，兩總體均值差異 μ1 μ2 的1α 置信水平下的置信區(qū)間為：式中，自由度υ的計(jì)算公式為：178。 假定A，B兩名工人生產(chǎn)相同規(guī)格的軸棒，關(guān)鍵尺寸是軸棒的直徑。由于A使用的是老式車床，B使用的是新式車床，二者精度可能有差異。經(jīng)檢驗(yàn)，他們的直徑數(shù)據(jù)確實(shí)來自兩個(gè)方差不等的正態(tài)分布。現(xiàn)他們各測定13根軸棒直徑，數(shù)據(jù)如下：12345678910111213AB試確定A，B生產(chǎn)的軸棒直徑差異的95%置信區(qū)間。求兩總體μ1 μ2的置信區(qū)間：統(tǒng)計(jì)基本統(tǒng)計(jì)量雙樣本t樣本在不同列中：第一=空氣，第二=氧氣選項(xiàng)：置信水平=95，備擇=不等于確定。雙樣本 T 檢驗(yàn)和置信區(qū)間: A工人, B工人 A工人 與 B工人 的雙樣本 T 均值標(biāo) N 均值 標(biāo)準(zhǔn)差 準(zhǔn)誤A工人 13 B工人 13 差值 = mu (A工人) mu (B工人)差值估計(jì)值: 差值的 95% 置信區(qū)間: (, )差值 = 0 (與 ≠) 的 T 檢驗(yàn): T 值 = P 值 = 自由度 = 17178。 獨(dú)立隨機(jī)樣本取自均值μ1， μ2 未知，標(biāo)準(zhǔn)差未知的兩個(gè)正態(tài)分布總體，若第一個(gè)總體樣本標(biāo)準(zhǔn)差S1=,樣本量n=25，X=，第二個(gè)總體樣本標(biāo)準(zhǔn)差S2=,樣本量n=20，Y=。求μ1 μ2的95%置信區(qū)間。統(tǒng)計(jì)基本統(tǒng)計(jì)量雙樣本t匯總數(shù)據(jù)：第一（樣本數(shù)量=25，均差=，標(biāo)準(zhǔn)差=），第二（樣本數(shù)量=20，均差=，標(biāo)準(zhǔn)差=）選項(xiàng)：置信水平=95 確定。雙樣本 T 檢驗(yàn)和置信區(qū)間 均值標(biāo)樣本 N 均值 標(biāo)準(zhǔn)差 準(zhǔn)誤1 25 2 20 差值 = mu (1) mu (2)差值估計(jì)值: 差值的 95% 置信區(qū)間: (, )差值 = 0 (與 ≠) 的 T 檢驗(yàn): T 值 = P 值 = 自由度 = 365) 雙總體比率差的置信區(qū)間設(shè)兩個(gè)總體的比率分別為p1和p2，為了估計(jì)p1 p2 ，分別從兩個(gè)總體中各隨機(jī)抽取樣本量為n1和n2的兩個(gè)隨機(jī)樣本，并計(jì)算兩個(gè)樣本的比率 p1 和 p2 ，可以證明p1 p2的置信水平為1 –α的置信區(qū)間為：178。 為了解員工對(duì)工資的滿意度，對(duì)250名男員工、200名女員工進(jìn)行調(diào)查，數(shù)據(jù)如下：區(qū)分樣本數(shù)滿意男250110女200104合計(jì)450214求男女員工對(duì)工資滿意度差異的95%置信區(qū)間。統(tǒng)計(jì)基本統(tǒng)計(jì)量雙比率匯總數(shù)據(jù)：第一（事件=110，實(shí)驗(yàn)=250），第二（事件=104，實(shí)驗(yàn)=200）選項(xiàng)：置信水平=95 勾選使用P的合并估計(jì)值進(jìn)行檢驗(yàn) 確定。雙比率檢驗(yàn)和置信區(qū)間 樣本 X N 樣本 p1 110 250 2 104 200 差值 = p (1) p (2)差值估計(jì)值: 差值的 95% 置信區(qū)間: (, )差值 = 0(與 ≠ 0) 的檢驗(yàn): Z = P 值 = Fisher 精確檢驗(yàn): P 值 =
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