植物營養(yǎng)研究法章假設檢驗實用教案

1、會計學1植物植物(zhw)營養(yǎng)研究法章假設檢驗營養(yǎng)研究法章假設檢驗第一頁，共89頁。2統(tǒng)計推斷(tudun)概念90kg /85kg /5kg/株株株增產(chǎn)效應試驗誤差 ？第一節(jié)統(tǒng)計(tngj)假設檢驗的基本概念 第1頁/共89頁第二頁，共89頁。3第2頁/共89頁第三頁，共89頁。4一概念和意義統(tǒng)計(tngj)假設檢驗（test of statistical hypothesis）簡稱假設檢驗或統(tǒng)計(tngj)檢驗，亦稱顯著性檢驗對試驗效應能否確立所做的一種數(shù)學判斷方法。 樣本數(shù)據(jù)與總體之間的差異 試驗誤差差異不顯著 處理間誤差差異顯著第3頁/共89頁第四頁，共89頁。5農(nóng)化研究中常用的統(tǒng)計(

2、tngj)假設檢驗方法有 t檢驗 鄧肯檢驗（SSR） x2檢驗 F檢驗第4頁/共89頁第五頁，共89頁。6第5頁/共89頁第六頁，共89頁。7第6頁/共89頁第七頁，共89頁。8第7頁/共89頁第八頁，共89頁。9第8頁/共89頁第九頁，共89頁。10第9頁/共89頁第十頁，共89頁。11x第10頁/共89頁第十一頁，共89頁。122、確定接受或否定(fudng)假設的顯著水平顯著水平：是指用來檢測假設(jish)的概率標準，稱為顯著水平（significant level），一般用 表示。0=0.05或0.01；0.10，0.001第11頁/共89頁第十二頁，共89頁。畝/15000kguu

3、x查附表可得u=1.37時，=0.17 037. 103.7315001600 xxuxu畝/03.7330400kgnx第12頁/共89頁第十三頁，共89頁。140=0.05由附表3得u 0 =1.96,意味著接受H0: =0的條件(tiojin)是u0，或樣本平均數(shù) 在接受區(qū)域內(nèi)4、作出統(tǒng)計(tngj)推斷接受H0 x0 x96. 1x96. 11356.8616001643.14xxuxu96. 196. 100第13頁/共89頁第十四頁，共89頁。15x例：為了觀察后期葉面噴磷（KH2PO4）對小麥千粒重的影響，在10個點上試驗的結果，平均(pngjn)千粒重 =37.9g ,已知一般

4、大田小麥千粒重為36.0g ( 即u0=36.0g)，方差2=6.4g2，問后期葉面噴磷對小麥千粒重是否有影響？第14頁/共89頁第十五頁，共89頁。16375. 20 xuxw第15頁/共89頁第十六頁，共89頁。17第16頁/共89頁第十七頁，共89頁。18第17頁/共89頁第十八頁，共89頁。1922對某種殺蟲劑規(guī)定平均每瓶（100g）雜質含量低于3g 時才能出廠，今隨機抽取20瓶進行檢驗，得到如下的資料（單位：g），設雜質含量服從(fcng)正態(tài)分布，試檢驗該殺蟲劑能否出廠。2.73.12.53.53.32.62.82.43.43.12.42.43.23.13.33.63.33.43.

5、22.5第18頁/共89頁第十九頁，共89頁。20測驗結果如果H0是正確的如果H0是錯誤的H0被否定第1類錯誤沒有錯誤H0被接受沒有錯誤第2類錯誤第19頁/共89頁第二十頁，共89頁。21減少犯兩類錯誤(cuw)的措施第20頁/共89頁第二十一頁，共89頁。22第21頁/共89頁第二十二頁，共89頁。230.40.30.20.1u分布(fnb)圖 t分布及其與標準正態(tài)曲線的比較-3 -2 -1 0 1 2 3 第22頁/共89頁第二十三頁，共89頁。24第23頁/共89頁第二十四頁，共89頁。250uSt) 1(/)() 1()(222nnnxxnnxxSx第24頁/共89頁第二十五頁，共89

6、頁。26第25頁/共89頁第二十六頁，共89頁。27第26頁/共89頁第二十七頁，共89頁。28xS0 xt= 2.09xS=0.58xSSn第27頁/共89頁第二十八頁，共89頁。29v在t表中，若df相同(xin tn)，則t越小，p越大；或p越小，t越大。因此在t假設測驗時，計算出來的|t|t 時，則表明其屬于隨機誤差的概率大于或等于規(guī)定的顯著水平 ，因此可以接受H0，反之否定H0,接受HA第28頁/共89頁第二十九頁，共89頁。30第29頁/共89頁第三十頁，共89頁。31314. 0) 1(/)(22nnnxxnSSx05. 6St9 .37x第30頁/共89頁第三十一頁，共89頁。

7、3222對某種殺蟲劑規(guī)定平均每瓶（100g）雜質含量(hnling)低于3g 時才能出廠，今隨機抽取20瓶進行檢驗，得到如下的資料（單位：g），設雜質含量(hnling)服從正態(tài)分布，試檢驗該殺蟲劑能否出廠。2.73.12.53.53.32.62.82.43.43.12.42.43.23.13.33.63.33.43.22.5第31頁/共89頁第三十二頁，共89頁。33第32頁/共89頁第三十三頁，共89頁。34 021xxu221xx 2121xxxxu2121xxSxxt22122222121nnxxxx2221212222121nSnSSSSxxxx第33頁/共89頁第三十四頁，共89頁

8、。35) 1() 1() 1() 1(2122212121nnnsnsS2)()(21222211nnxxxx第34頁/共89頁第三十五頁，共89頁。36)11(212212221122121nnSnSnSSxx22212121nSnSSxx第35頁/共89頁第三十六頁，共89頁。37第36頁/共89頁第三十七頁，共89頁。3846. 622212121nSnSSxx0 . 52121xxSxxt第37頁/共89頁第三十八頁，共89頁。3923. 7)11(212212221122121nnSnSnSSxx18.1162)()() 1() 1() 1() 1(21222211212221212

9、1nnxxxxnnnsnsS30. 42121xxSxxt第38頁/共89頁第三十九頁，共89頁。4022212121nSnSSxx22121222122121)()(snsnsntsnttaaa2121xxSxxt同質(tn zh)第39頁/共89頁第四十頁，共89頁。41根據(jù)v和顯著水平(shupng)查附表，后再進行測驗或者(huzh)22212121nSnSSxx22122222221)()()(2121xxxxSvSvSSvvv2121xxSxxt第40頁/共89頁第四十一頁，共89頁。42nddi第41頁/共89頁第四十二頁，共89頁。43配對(pi du)施肥試驗貯藏(zhcng

10、)試驗第42頁/共89頁第四十三頁，共89頁。4411)(222ndndnddStid) 1(22nndndnSSidddSdt 第43頁/共89頁第四十四頁，共89頁。45第44頁/共89頁第四十五頁，共89頁。46dSddS =5.282; S1.997;4.16t d V=7-1=6,查附表可知t0.01=3.707 X0.012 H0否定差異極顯著，即是尿素高濃度的原因。31.1495 . 0)(22ccfffx第58頁/共89頁第五十九頁，共89頁。60第59頁/共89頁第六十頁，共89頁。61灌溉方式灌溉方式深水深水淺水淺水濕潤濕潤總數(shù)總數(shù)綠葉綠葉146（140.6）183(180

11、.3)152(152.5)481黃葉黃葉7(8.8)9(11.2)14(9.98)30枯葉枯葉7(10.5)13(13.5)16(11.91)36總數(shù)總數(shù)160205182547第60頁/共89頁第六十一頁，共89頁。62灌溉方式灌溉方式深水深水淺水淺水濕潤濕潤總數(shù)總數(shù)綠葉綠葉146（140.6）183(180.3)152(152.5)481黃葉黃葉7(8.8)9(11.2)14(9.98)30枯葉枯葉7(10.5)13(13.5)16(11.91)36總數(shù)總數(shù)160205182547第61頁/共89頁第六十二頁，共89頁。63X2X20.01 2）11-30與50以上(yshng)的療效比較

12、2=38.37 X20.013）31-50與50以上(yshng)的療效比較2=9.574 X20.05說明11-30與31-50、50以上(yshng)療效差異極顯著，31-50與50以上(yshng)療效差異顯著。) 1.)239(919)3267(9167(22第69頁/共89頁第七十頁，共89頁。71二項資料(zlio)的百分數(shù)假設檢驗 教材的P88間斷性的計數(shù)(j sh)資料，當樣本數(shù)30時，可不進行矯正用u檢驗，但當n30，且np5時，就必須進行效正，用t檢驗。 第70頁/共89頁第七十一頁，共89頁。72一單個樣本(yngbn)百分數(shù)（成數(shù)）的假設檢驗 nppp)1 (00ppp

13、u0第71頁/共89頁第七十二頁，共89頁。73若用次數(shù)進行(jnxng)假設檢驗，則用下面的公式： npnppnunpqnppn 第72頁/共89頁第七十三頁，共89頁。74紫花和白花的大豆品質種雜交，在F2代共得289標，其中紫花208株，白花81株。如果花色受一對等位基因控制，則根據(jù)遺傳(ychun)學原理，F(xiàn)2代紫花與白花株的分離比率應為3：1，即紫花理論百分數(shù)p=0.75，白花理論百分數(shù)q=1-p=0.25。問該試驗結果是否符合一對等位基因的遺傳(ychun)規(guī)律？假設大豆花色的遺傳(ychun)符合一對等位基因的分離規(guī)律，紫花植株的百分數(shù)是75%，即H0：p=0.75.第73頁/共

14、89頁第七十四頁，共89頁。75p=208/289=0.7197 u0.05(1.96) 否定H0，則兩者不是來源于同一總體(zngt)，即兩塊麥地的銹病率有顯著差異。0210. 0)11(2121nnpqpp16. 32121ppppu第78頁/共89頁第七十九頁，共89頁。80二項樣本假設測驗時的連續(xù)性矯正： np，nq大于5，小于30時，可以進行(jnxng) u檢驗，（即采用正態(tài)分布估計）但要作連續(xù)性矯正；單個樣本的矯正： 兩個樣本的矯正： 自由度是兩個樣本自由度的總和。npnppnunpqnppn npSnppnt5 . 02121ppppu2122115 . 05 . 0ppSnx

15、nxt第79頁/共89頁第八十頁，共89頁。81單個樣本(yngbn)的矮正： pcnppt5 . 0nppp)1 (00第80頁/共89頁第八十一頁，共89頁。82兩個(lin )樣本的矯正： 2121215 . 05 . 0ppSnnppt22211121nqpnqpSpp第81頁/共89頁第八十二頁，共89頁。83某養(yǎng)魚場發(fā)生了藥物中毒,抽查甲池中的2魚尾中有0尾魚死亡(swng),抽查乙池中魚尾中有尾死亡(swng),試檢驗甲乙兩池發(fā)生藥物中毒后,魚的死亡(swng)是不是有差異.第82頁/共89頁第八十三頁，共89頁。84本題(bnt)要進行連續(xù)性嬌正P1=20/29=0.690P2

16、=21/28=0.750 t0.05=2.004 119. 0)11(2121nnqpSpp209. 05 . 05 . 0212121ppcSnnppt第83頁/共89頁第八十四頁，共89頁。85總體的成數(shù)(chngsh) p=0.5或接近0.5樣本的含量n很大時，即n很大或樣本的成數(shù)(chngsh)（p）、樣本含量（n）和 np具備以下條件:第84頁/共89頁第八十五頁，共89頁。86若兩總體的百分數(shù)p1和p2未知，則在兩總體方差相等的情況下，可用兩樣本百分數(shù)加權平均值p作為p1和p2的估計值)11(2121nnqppp2121ppppu2121nnyyppq1第85頁/共89頁第八十六頁，共89頁。87已知總體p1和p2未知. p=(35+30)/(200+150)=0.1857假設： H0：P1=P2 HA：P1P2=0.05，u0.05=1.96計算(j sun)樣本百分數(shù)標準誤和u第86頁/共89頁第八十七頁，共89頁。88|u|u0.05=1.96,所以(suy)接受H0042. 0)15012001(8143. 01857. 0)11(2121nnqppp5952. 0042. 015030200352121ppppu第87頁/共89頁第八