統(tǒng)計假設(shè)檢驗ppt課件-文庫吧資料
2025-05-09 04:43本頁面
【正文】 。 ?檢驗計算： 9 0 603 9 63 7 8 3 4 63 5 5 .p ???? ???q02100396 1378 10940906021 ??.)(..σ pp ?????1630 2 1 00 8 7 3 109 3 9 40 .. ..u ???實得 |u|，故 P， 推斷：否定 H0 : p1 = p2 接受 HA : p1 ≠ p2 ，即兩塊麥田的銹病率有顯著差異。試檢驗兩塊麥田的銹病率有無顯著差異？ 1?p2?p 假設(shè) H0：兩塊麥田的總體銹病率無差別，即 H0 : p1 = p2 ；對 HA : p1 ≠ p2 。 2?2?21 pp ?? ?p??????????pqnnyyp1 2121)11(21?? 21 nnqppp ????因而兩樣本頻率的差數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤為： 故由 21 ??21 ??ppppu????即可對 H0 : p1 = p2 作出假設(shè)檢驗。這是兩總體頻率為已知時的差數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤公式。 p? 以上資料亦可直接用次數(shù)進行假設(shè)檢驗。 ?a 檢驗計算： 71970289208? .p ?? 0 25 502 89 250750? ...σ p ???1910 2 5 50 7507 1 9 70 .. ..u ????因為實得 |u|，故 P。問該試驗結(jié)果是否符合一對等位基因的遺傳規(guī)律？ 假設(shè)大豆花色遺傳符合一對等位基因的分離規(guī)律，紫花植株的百分?jǐn)?shù)是 75%，即 H0: p=；對 HA: p≠。 [例 ] 以紫花和白花的大豆品種雜交，在 F2代共得 289株，其中紫花 208株，白花 81株。 p?p? pn? (樣本百分?jǐn)?shù) ) (較小組次數(shù) ) n (樣本容量 ) 15 30 20 50 24 80 40 200 60 600 70 1400 表 適于用正態(tài)離差檢驗的二項樣本的 和 n值表 pn?一、一個樣本頻率的假設(shè)檢驗 檢驗?zāi)骋粯颖绢l率 所屬總體頻率與某一理論值或期望值 p0的差異顯著性。因而可以將百分?jǐn)?shù)資料作正態(tài)分布處理，從而作出近似的檢驗。 在理論上，這類百分?jǐn)?shù)的假設(shè)檢驗應(yīng)按二項分布進行，即從二項式 (p+q)n的展開式中求出某項屬性個體百分?jǐn)?shù) 的概率。 推斷：否定 H0： μ d=0，接受 HA： μ d≠0 ，即A、 B兩法對純化病毒的效應(yīng)有極顯著差異。 檢驗計算： 查附表 4， ν =71=6時， =。 假設(shè)：兩種處理對純化病毒無不同效果，即： H0： μ d=0 ；對 HA： μ d≠0 。若假設(shè) H0： μ d=0,則上式改成： 即可檢驗 H0： μ d=0。 ? 成對數(shù)據(jù)，由于同一配對內(nèi)兩個供試單位的試驗條件很是接近，而不同配對間的條件差異又可通過同一配對的差數(shù)予以消除，因而可以控制試驗誤差，具有較高的精確度。 推斷：否定 H0： μ 1≥ μ 2，接受 HA： μ 1＜ μ 2，即認(rèn)為玉米噴施矮壯素后，其株高顯著地矮于對照。顯著水平 α =。 首先，從樣本變異算出平均數(shù)差數(shù)的均方 ，作為對 σ 2 的估計。 檢驗計算： 因為實得 |u|＜ =，故 P＞ 。今在該品種的一塊地上用 A、 B兩法取樣， A法取了 12個樣點，得每平方米 =(kg)； B法取得 8個樣點，得 =(kg)。 在兩個樣本的總體方差已知時，用 u 檢驗。檢驗的方法因試驗設(shè)計的不同而分為 成組數(shù)據(jù) 的平均數(shù)比較和 成對數(shù)據(jù) 的比較兩種。 ? 推斷：接受 H0： μ =34g，即新引入品種千粒重與當(dāng)?shù)亓挤N千粒重指定值無顯著差異。 例：某春小麥良種的千粒重 μ 0 =34g，現(xiàn)自外地引入一高產(chǎn)品種，在 8個小區(qū)種植，得其千粒重 (g)為：,問新引入品種的千粒重與當(dāng)?shù)亓挤N有無顯著差異？ ? 檢驗步驟為： ? H0：新引入品種千粒重與當(dāng)?shù)亓挤N千粒重指定值相同，即 μ =μ 0 =34g；對 HA： μ ≠34g 顯著水平 α = 檢驗計算： =(++…+)/8=(g) ? 查附表 3， ν =7時， t =。試比較 A、 B兩法的每平方米產(chǎn)量是否有顯著差異？ 22 )( kg??1y2y 假設(shè) H0: A、 B兩法的每平方米產(chǎn)量相同，即 系隨機誤差；對 顯著水平 ??? yy 21: ?? ?AH?a ?u 4022212 .σσσ ??? 8,12 21 ?? nn)(288708 4012 4021 kg...σ yy ???? 6902 8 8 70 4121 .. ..u ???? 因為實得 |u|=，故 P 推斷 :接受 , 即 A、 B兩種取樣方法所得的每平方米產(chǎn)量沒有顯著差異。 21)( 21yyyyu????0: 210 ?? ??H4 、兩個樣本平均數(shù)的檢驗 例： 據(jù)以往資料，已知某小麥品種每平方米產(chǎn)量的 。 ?由此，我們應(yīng)該認(rèn)為， 所抽得的樣本平均數(shù)對總體平均數(shù)有代表性，抽樣平均數(shù)和總體平均數(shù)之間的差異是抽樣誤差造成的。用某種抽樣方法隨機抽得一個樣本 (n=30)，計算得 =。第二節(jié) 樣本平均數(shù)的假設(shè)檢驗 魏玉清 一、大樣本平均數(shù)的假設(shè)檢驗 u檢驗 nx?? ?xxuxb?? 0u.??轉(zhuǎn)換進行對 u檢驗的基本原理 c. 將計算所得 u值與設(shè)定顯著性水平下的否定無效假設(shè)的臨界值 uα比較 a. 根據(jù)正態(tài)分布的理論分布，計算抽樣平均數(shù)總體的標(biāo)準(zhǔn)差 u檢驗的適用條件－抽樣分布為正態(tài)分布 （ 1）基礎(chǔ)總體為正態(tài)分布，無論樣本容量大小，其抽樣分布肯定為正態(tài)分布 （ 2）未知基礎(chǔ)總體，樣本容量很大時，根據(jù)中心極限定理，其抽樣分布也可以看作正態(tài)分布 nsx22 ?? 因為用的是大樣本的均 方，所以此樣本的均方對總體方差的估計是有效的。 ? 直接用大樣本的均方代 替總體方差，這時 一個樣本平均數(shù)的檢驗 例：在江蘇沛縣調(diào)查 333 m2小地老虎蟲害情況的結(jié)果，?=， ? =。問這個樣本對該已知總體有無代表性？ x解 : 0A00H?????
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