統(tǒng)計(jì)假設(shè)檢驗(yàn)ppt課件(參考版)
2025-05-06 04:43本頁(yè)面
【正文】 作業(yè)： 教材第 73頁(yè) —— 。試按 95%置信度估計(jì)兩地銹病率差數(shù)的區(qū)間估計(jì)。 ?若資料符合表 ，該區(qū)間可按正態(tài)分布估計(jì)。 p? pn?由于 小于 30，需要進(jìn)行連續(xù)性矯正，計(jì)算得： 0401 00 8020? ...σ p ???故 L1=－ ( ) － ， L2=+( )+ ?u0 8 3 ??Lpn?五、兩個(gè)總體頻率差數(shù) (p1－ p2)的區(qū)間估計(jì)和點(diǎn)估計(jì) ?這是要確定某一屬性個(gè)體的頻率在兩個(gè)二項(xiàng)總體間的相差范圍。 ），（ nupLnupL pp ?2?1 ?????? ?? aanupL p? ??? ?a [例 ] 調(diào)查 100株玉米，得到受玉米螟危害的為 20株，即 =20/100= =20。 四、一個(gè)總體頻率 p的區(qū)間估計(jì)和點(diǎn)估計(jì) 二項(xiàng)總體百分?jǐn)?shù) p的置信區(qū)間，在資料符合表 可按二項(xiàng)分布或正態(tài)分布來(lái)估計(jì)。試求東方紅 3號(hào)小麥的蛋白質(zhì)含量與農(nóng)大 139號(hào)小麥蛋白質(zhì)含量的相差的 95%置信限。因此，可用兩樣本平均數(shù)的加權(quán)平均數(shù) 作為對(duì) 的估計(jì)： 210 ?? ?:H??? ?? 21py?212211nnynynyp ???2121nnyy????或 1)(1)()()( 22122211nnyyyyspy ???????因而對(duì) 的置信區(qū)間為： ?)()( pp ypyp stysty aa ? ???? 2. 兩總體方差不相等，即 , 這時(shí)由兩樣本的 和 作為 和 估計(jì)而算得的 t ，已不是 v = v1 + v2 的 t 分布，而是近似于自由度為 的 t 分布。 的。 21 yys ? at a [例 ] 試估計(jì) 右邊表中 資料兩種密度畝產(chǎn)量差數(shù)在置信度為 99%時(shí)的置信區(qū)間。 ?1y ?1s?2y ?2s由附表查得置信度為 ， =；并可算得： 185036050282 73332 352221??????? ...σ yy 因而， 95%的置信限為： L1=(750600)－ 18=(g) L2=(750600)+ 18=(g) 故高農(nóng)選 1號(hào)甘薯的單株平均產(chǎn)量比白皮白心甘薯多~(g)，這個(gè)估計(jì)有 95%的把握。 21 yy ?? aua [例 ] 測(cè)得高農(nóng)選 1號(hào)甘薯 332株的單株平均產(chǎn)量， 15 50(g)， 50(g)，白皮白心甘薯 282株， 12 50(g)， 50(g)。 估計(jì)方法依兩總體方差是否已知或是否相等而有不同。 (g) ，即 ~。在表達(dá)時(shí)亦可寫(xiě)作 形式，即該品種總體千粒重 95%置信度的區(qū)間是 177。試估計(jì)在置信度為 95%時(shí)該品種的千粒重范圍。 ?? ? 在置信度 P=(1－ )=99%下，由附表 3查得 =；并算得 ；故 99%置信區(qū)間為 即 a ?? /.σ y)()( ?????? ? 推斷：估計(jì)該株行圃單行皮棉平均產(chǎn)量在 ~，此估計(jì)值的可靠度有 99%。 aua(二 ) 在總體方差 為未知時(shí) ，服從 t分布 2?)()( yy stysty aa ? ????需由樣本均方 s2 估計(jì)，于是區(qū)間估計(jì)為： 2?并有 ystyL a??1 ystyL a??2上式中的 為置信度 P=(1－ )時(shí) t 分布的 t 臨界值。 一、 參數(shù)區(qū)間估計(jì)與點(diǎn)估計(jì)的原理 參數(shù)估計(jì)和點(diǎn)估計(jì)是建立在一定理論分布基礎(chǔ)上的一種方法。參數(shù)估計(jì)包括區(qū)間估計(jì)（ interval estimation）和點(diǎn)估計(jì)（ point estimation）。 本例如不作連續(xù)性矯正， t =(－ )/，大于 ，增加了否定 H0 發(fā)生第一類錯(cuò)誤的可能性。現(xiàn)實(shí)得 |tC| ，故 P。 顯著水平 ，作兩尾檢驗(yàn)。問(wèn)兩種處理的殺蟲(chóng)效果是否有顯著差異？ 本例不符合表 ，故需要進(jìn)行連續(xù)性矯正。 21 ?? pps ? 21?? pp ??21 ??2211 5050ppC sn.yn.yt?????21 ??21 ??ppppu????其中 為 中 的估計(jì)值。 查附表 4， v = 20－ 1=19， =，現(xiàn)實(shí)得 |t | ，故 P )(192604020? 粒...s pn ????680192 50108 .. .||t C ???? =20 =8粒 (糯 )， =208=12粒 (非糯 ) pn?qn?(二 ) 兩個(gè)樣本頻率相比較的假設(shè)檢驗(yàn)的連續(xù)性矯正 設(shè)兩個(gè)樣本頻率中，取較大值的具有 y1 和 n1 ，取較小值的具有 y2 和 n2 ，則經(jīng)矯正的 tC 公式為： (524) npqnp ?? [例 ] 用基因型純合的糯玉米和非糯玉米雜交，按遺傳學(xué)原理，預(yù)期 F1植株上糯性花粉粒的 p0=，現(xiàn)在一視野中檢視 20?；ǚ?，得糯性花粉 8粒，試問(wèn)此結(jié)果和理論百分?jǐn)?shù) p0=？ 假設(shè)系 p=p0=，即 H0:p= 對(duì)HA:p≠ 顯著水平取 ,用兩尾檢驗(yàn)。式中 qpns pn ??? ?是 的估計(jì)值 (5 (2)如果樣本大，試驗(yàn)結(jié)果符合前表?xiàng)l件，則可以不作矯正，用 u檢驗(yàn)。 因此 ,在假設(shè)檢驗(yàn)時(shí)需進(jìn)行連續(xù)性矯正。 三、二項(xiàng)樣本假設(shè)檢驗(yàn)時(shí)的連續(xù)性矯正 二項(xiàng)總體的頻率的分布是間斷性的二項(xiàng)分布。 顯著水平 ，作一尾檢驗(yàn) , =(一尾概率 )
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