概率的假設檢驗ppt課件-文庫吧資料
2024-11-09 23:16本頁面
【正文】 n????????? ? ? ? ? ?2222220( 1 ) ( 1 ){ ( 1 ) } { ( 1 ) }n S n SP n P n??? ? ?????? ? ? ? ? ? ?2220( 1 ){ ( 1 ) } .nSPn?????? ? ? ?(4)拒絕域為 2220( 1 ){ ( 1 ) }nSn?????? H0 H1 μ已知 μ未知 在顯著性水平 α下關于 H0的拒絕域 ?2 = ?20 ?2≠ ?20 χ02 χ2 α/2(n) 或 χ02 χ2 1 α/2(n) χ2 χ2 α/2(n1) 或 χ2 χ2 1 α/2(n1) ?2 = ?20 ?2 ?20 χ02 χ2 1 α(n) χ2 χ2 1 α(n1) ?2 = ?20 ?2 ?20 χ02 χ2 α (n) χ2 χ2 α (n1) 一個正態(tài)總體方差的假設檢驗表 220 2101 ()niiX??? ????2220( 1 )nS????例：已知尼綸纖維度在正常條件下服從方差 σ2= 的正態(tài)分布，某日隨機抽取 6根纖維，測得其纖度為 , , , , , , 問該日纖度的總體方 差是否仍為 (α=)? 20212202022:。 μ未知 ，總體均值 ?2的假設檢驗 (2)假設原假設 H0成立，構造檢驗統(tǒng)計量 22 2 222100( 1 ) 1 ( ) ~ ( 1 )niinS X X n???? ??? ? ? ??2 2 2 2 20 0 1 0 0: , : ( .HH? ? ? ? ??? 已 知 )(1) 建立原假設和備擇假設 （雙側假設） 1n,：S 22P2 ????? ??注意(3)對于給定的檢驗水平 (顯著性水平 ) α， 查 χ2的 1 α/2分 位點 使得 221 / 2 / 2( 1 ) ( 1 )nn????? ??和2 2 2 2/ 2 1 / 2{ ( 1 ) } , { ( 1 ) }22P n P n????? ? ? ??? ? ? ? ? ?(4)拒絕域為 2 2 2 2/ 2 1 / 2{ ( 1 ) ( 1 ) }nn??? ? ? ? ?? ? ? ?或將樣本觀察值代入比較后下結論。::,???????? HH的左側檢驗總體均值未知)}1({: 1 ???? ? nttW ?拒絕域 H0 H1 ?2已知 ?2未知 在顯著性水平 α下關于 H0的拒絕域 μ= μ0 μ ≠ μ0 |U| u1α/2 |t| t1α/2(n1) μ= μ0 μ μ0 U u1α t t1α (n1) μ= μ0 μ μ0 U u1α t t1α (n1) 一個正態(tài)總體均值的假設檢驗表 0/XUn???? 0/XtSn???例 ：已知某煉鐵廠鐵水含炭量服從均值為 的正態(tài)分布，某日隨機測定了 9爐鐵水，含碳量如下 : , , , , , , , , 問該日鐵水平均含碳量是否仍為 (α=)? :,),(~: 22待檢假設為未知設該日鐵水含量解 ???NX.:。 2( 1 )tn? ? 1 20 ( 1 )tn?? ?1? 01002:。試問： 這批元件是否合格 (α=)? :,120),(~,:2可提出檢驗假設已知設元件壽命檢驗故可以考慮單側壽命越長越好顯然解????NX,1800: 00 ?? ??H 01 : ?? ?H:, 0統(tǒng)計量成立時當原假設這是一個左側檢驗 H).1,0(N~n/XU 0????6 4 :, ??? ? ??? ?查表得取},6 4 {:0 ??? uWH 的拒絕域為得:,1 8 0 0,1 7 5 0,36,120: 0的觀測值為得統(tǒng)計量由已知Uxn ???? ??,36/1 2 01 8 0 01 7 5 0 ??????u., 0元件不合格可以認為這批所以拒絕因為 HWu ? ?2未知，總體均值 μ的假設檢驗 (2)假設原假設 H0成立，構造檢驗統(tǒng)計量 0 ~ ( 1 )/Xt t nSn????(1) 建立原假設和備擇假設 （雙側假設） 0 0 1 0 0: , : ( .HH? ? ? ? ??? 已 知 )(3)對于給定的檢驗水平 (顯著性水平 ) α， 查 t的 1 α/2分 位點 使得 1 / 2 ( 1 )tn?? ?1 / 2{| | ( 1 ) }P t t n? ??? ? ?(4)拒絕域為 1 /
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