假設(shè)檢驗(yàn)(兩個(gè)總體)-wenkub.com
2025-08-02 02:34 本頁(yè)面
【正文】 假設(shè)顯著性水平為 ，從上述數(shù)據(jù)中能得到什么結(jié)論？ 統(tǒng)計(jì)學(xué) (第二版 ) Q amp。） 統(tǒng)計(jì)學(xué) (第二版 ) 兩個(gè)總體方差比的檢驗(yàn) 統(tǒng)計(jì)學(xué) (第二版 ) 兩個(gè)總體方差比的檢驗(yàn) (F 檢驗(yàn) ) 1. 假定條件 – 兩個(gè)總體都服從正態(tài)分布 – 兩個(gè)獨(dú)立的隨機(jī)樣本 2. 假定形式 – H0： ?12 = ?22 或 H0： ?12 ? ?22 (或 ? ) H1： ?12 ? ?22 H1： ?12 ?22 (或 ) 統(tǒng)計(jì)學(xué) (第二版 ) 兩個(gè)總體方差比的檢驗(yàn) (F 檢驗(yàn) ) 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為： ？ 統(tǒng)計(jì)學(xué) (第二版 ) 兩個(gè)總體方差比的檢驗(yàn) (F 檢驗(yàn) ) 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為： ）－，－ 1n1n(~2122222121???FSSF ? 統(tǒng)計(jì)學(xué) (第二版 ) 兩個(gè)總體方差比的檢驗(yàn) (F 檢驗(yàn) ) 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為： 由于假設(shè) H0： ＝ 即： F = S12 /S22～ F(n1 – 1 , n2 – 1) ）－，－ 1n1n(~2122222121???FSSF ?22? 21? 統(tǒng)計(jì)學(xué) (第二版 ) 兩個(gè)總體方差的 F 檢驗(yàn) (臨界值 ) )1,1( 2121 ??? nnF ?0 不能拒絕 H0 F 拒絕 H0 ?/2 ?/2 拒絕 H0 )1,1( 212 ?? nnF ? 統(tǒng)計(jì)學(xué) (第二版 ) )1,1( 212 ?? nnF ?)1,1( 2121 ?? nnF ?－0 不能拒絕 H0 F 拒絕 H0 ?/2 ?/2 拒絕 H0 )1,1(1122 ???nnF ?可直接查表得到 統(tǒng)計(jì)學(xué) (第二版 ) ? 例如：分別從兩個(gè)正態(tài)總體中抽樣，樣本容量分別為 n1＝ 15， n2＝ 20；樣本方差分別為S12=， S22=， ? 請(qǐng)?jiān)?α＝ 異性。 兩個(gè)正態(tài)總體參數(shù)的檢驗(yàn) 一. 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的確定 二. 兩個(gè)總體均值之差的檢驗(yàn) 三. 兩個(gè)總體方差比的檢驗(yàn) 統(tǒng)計(jì)學(xué) (第二版 ) 兩個(gè)正態(tài)總體參數(shù)的檢驗(yàn) 兩個(gè)總體的檢驗(yàn) Z 檢驗(yàn) (大樣本 ) t 檢驗(yàn) (小樣本 ) F 檢驗(yàn) 獨(dú)立樣本 均值 方差 統(tǒng)計(jì)學(xué) (第二版 ) 獨(dú)立樣本總體均值之差的檢驗(yàn) 統(tǒng)計(jì)學(xué) (第二版 ) 兩個(gè)獨(dú)立樣本之差的抽樣分布 m 1 ? 1 總體 1 ? 2 m 2 總體 2 抽取簡(jiǎn)單隨機(jī)樣樣本容量 n1 計(jì)算 X1 抽取簡(jiǎn)單隨機(jī)樣樣本容量 n2 計(jì)算 X2 計(jì)算每一對(duì)樣本 的 X1X2 所有可能樣本 的 X1X2 m1? m2 抽樣分布 統(tǒng)計(jì)學(xué) (第二版 ) 兩個(gè)總體均值之差的檢驗(yàn) (?1 ?22 已知 ) 1. 假定條件 – 兩個(gè)樣本是獨(dú)立的隨機(jī)樣本 – 兩個(gè) 總體都是正態(tài)分布 – 若不是正態(tài)分布 , 可以用正態(tài)分布來(lái)近似 (n1?30
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