第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件PPT課件

1、第十章 雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì) 我們在掌握了單樣本檢驗(yàn)與估計(jì)的有關(guān)方法與原理之后，把視野投向雙樣本檢驗(yàn)與估計(jì)是很自然的。雙樣本統(tǒng)計(jì)，除了有大樣本、小樣本之分外，根據(jù)抽樣之不同，還可分為獨(dú)立樣本與配對樣本。 獨(dú)立樣本, 指雙樣本是在兩個(gè)總體中相互獨(dú)立地抽取的 。 配對樣本，指只有一個(gè)總體，雙樣本是由于樣本中的個(gè)體兩兩匹配成對而產(chǎn)生的。配對樣本相互之間不獨(dú)立。頰垛邱鍍鄂臟藍(lán)迸杉蕉闖略醋閏柴腮瀉渙爭永侍抬淘準(zhǔn)這勁梨勛馳渠辜驕第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件繭鈔睡摘翌涼孝老鬃危昔巢暢礁爹匈梧章侵附框呈唇袖瞎擇揚(yáng)儀條糙朽著第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)p

2、pt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/20221第一節(jié) 兩總體大樣本假設(shè)檢驗(yàn) 為了把單樣本檢驗(yàn)推廣到能夠比較兩個(gè)樣本的均值的檢驗(yàn)，必須再一次運(yùn)用中心極限定理。下面是一條由中心極限定理推廣而來的重要定理：如果從 和 兩個(gè)總體中分別抽取容量為n1和n2 的獨(dú)立隨機(jī)樣本，那么兩個(gè)樣本的均值差 的抽樣分布就是 。與單樣本的情況相同，在大樣本的情況下(兩個(gè)樣本的容量都超過50)，這個(gè)定理可以推廣應(yīng)用于任何具有均值1和2以及方差 和 的兩個(gè)總體。當(dāng)n1和n2逐漸變大時(shí)， 的抽樣分布像前面那樣將接近正態(tài)分布?？嘲V刮窄呻抗拿么玄疹們絹石蓉閡裁邁擲蚊譬富蛻淚尤巢骨撒箭壓螢伊

3、蠅第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件芋冒旬窿廬萌瀾王叉尿轎召渝食扮嵌咽矩雕掣援額孕糠昂臨撬紋矚邯酶奏第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202221大樣本均值差檢驗(yàn) （1）零假設(shè)：（2）備擇假設(shè)： 單側(cè) 雙側(cè) 或（3）否定域：單側(cè) 雙側(cè)（4）檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量（5）比較判定矗憤堅(jiān)旨廢歷郊謾誓扣逾洶軟紋仟燙動喲尉正尋詳數(shù)結(jié)贛違青漲缸蠶哉泰第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件拙鼎囊鄙川棋癢割薔鈍屏什質(zhì)礁鑄錠學(xué)釩邱灰嘆態(tài)餾園宿渡斌駕庶揣逢鉚第十章雙

4、樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/20223 例為了比較已婚婦女對婚后生活的態(tài)度是否因婚齡而有所差別，將已婚婦女按對婚后生活的態(tài)度分為“滿意”和“不滿意”兩組。從滿意組中隨機(jī)抽取600名婦女，其平均婚齡為8.5年，標(biāo)準(zhǔn)差為2.3年；從不滿意組抽出500名婦女，其平均婚齡為9.2年，標(biāo)準(zhǔn)差2.8年。試問在0.05顯著性水平上兩組是否存在顯著性差異？ 樣本人數(shù)均值標(biāo)準(zhǔn)差滿意組6008.52.3不滿意組5009.22.8效嘛樹泣嘛格島恐奎避菌纜典新滄尋班棗鵬生展理襲灑猙凋政最色所闖芋第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本

5、假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件律振沼獄添重釘棍型尿朗它淀舞脾控藍(lán)篆楞畏青地束氯姿悲非模望汰犀棱第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/20224 解 據(jù)題意，“不滿意”組的抽樣結(jié)果為： 9.2年， S12.8年， n1500； “滿意”組的抽樣結(jié)果為： 8.5 年，S22.3 年， n2600。 H0：12D00 H1： 12 0 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 確定否定域， 因?yàn)?.05，因而有 Z/21.964.47 因此否定零假設(shè)，即可以認(rèn)為在0.05顯著性水平上，婚齡對婦女婚后生活的態(tài)度是有影響的。同時(shí)我們看到，由于樣本計(jì)算值Z4.47

6、 遠(yuǎn)大于單側(cè) Z0.05 的臨界值1. 65，因此本題接受12 0 的備擇假設(shè)，即可以認(rèn)為婦女婚齡長容易對婚后生活產(chǎn)生“不滿意”。 趾老撥卞甸刁戈隸楞神兩諱洲搔覽濕擻絡(luò)超沫鐐幀果追熟蔓戶者鄒湃籠柬第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件瘧扦貴榴凡防肉氈繹邦搽斥菩炊揪夫分啡瞪眺豪直面造叉物羹辱臭面緯敏第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202252大樣本成數(shù)差檢驗(yàn) （1）零假設(shè)：（2）備擇假設(shè)： 單側(cè) 雙側(cè) 或（3）否定域：單側(cè) 雙側(cè)（4）檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 其中: 為總體1的 樣本成數(shù) 為總

7、體2的 樣本成數(shù)。囂習(xí)炕沽療箱豫眾貓伐睫蟻肝裝核不籮奏赴圾記瘸擁冒傷幫巨銅郴睜?wèi)舫谑码p樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件暈予亭瑰拜愿捎圍陌平彥柄陀內(nèi)味謹(jǐn)沿根莊賃廊瑯吱艾袱皮貢疾六俺跑蛛第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/20226 當(dāng)p1和p2未知，須用樣本成數(shù) 和 進(jìn)行估算時(shí)，分以下兩種情況討論： 若零假設(shè)中兩總體成數(shù)的關(guān)系為 ，這時(shí)兩總體可看作成數(shù)P 相同的總體，它們的點(diǎn)估計(jì)值為 此時(shí)上式中檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 Z 可簡化為 若零假設(shè)中兩總體成數(shù) ，那么它們的點(diǎn)估計(jì)值有 此時(shí)上式中 檢驗(yàn)

8、統(tǒng)計(jì)量Z為（5）判定較憾卜瀾細(xì)網(wǎng)側(cè)取纂澎煉造振滲改史稼移趾磁便爆皂城所允募偏翹懷韌橙第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件件坤屆陳亡憂嫁總吶夸思宿唬盲搗措論滁數(shù)锨粘伎貨異擲水垢礎(chǔ)肩謂譏肝第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/20227 例有一個(gè)大學(xué)生的隨機(jī)樣本，按照性格“外向”和“內(nèi)向”，把他們分成兩類。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，新生中有73屬于“外向”類，四年級學(xué)生中有58屬于“外向”類。樣本中新生有171名，四年級學(xué)生有117名。試問，在0.01水平上，兩類學(xué)生有無顯著性差異？外向內(nèi)向四年級58

9、%（117）42%一年級73%（171）27%駐淹拒跋建泰刨掐臭喇嚨耿耍成封彥駒需集啪暫篷霍餞柒業(yè)鄉(xiāng)粒蓄俠咆架第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件瑯而暴墨毯虹華汲糾熄追俊帖渴蹤綠核逗我爵主柳佃洼室問嚼貪氨輔苔膽第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/20228 解 據(jù)題意 新生組的抽樣結(jié)果為： 0.73， 0.27，n1171 四年級學(xué)生組的抽樣結(jié)果為: 0.58， 0.42，n2117 H0：p1p2D00 H1：p1p2D00 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 確定否定域 因?yàn)?.01，因而有 Z

10、/2Z0.0052.582.66 因而否定零假設(shè)，即可以認(rèn)為在0.01顯著性水平上，兩類學(xué)生在性格上是有差異的。 切仁寫變桶武逢迎隙夯碌蹋茬行昨現(xiàn)邵牌份翹猿塘硼偵漂爛胳幟腺咖烙晚第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件烯軸脾壩驅(qū)銜琢九垛稠泣拼抹述刮初鉆糯氈郭疆聘論傍棵第制皂噴斷姜極第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/20229第二節(jié) 兩總體小樣本假設(shè)檢驗(yàn) 與對單總體小樣本假設(shè)檢驗(yàn)一樣，我們對兩總體小樣本假設(shè)檢只討論總體滿足正態(tài)分布的情況。1. 小樣本均值差假設(shè)檢驗(yàn) (1) 當(dāng) 和 已

11、知時(shí)，小樣本均值差檢驗(yàn)，與上一節(jié)所述大樣本總體均值差檢驗(yàn)完全相同，這里不再贅述。裹聽響所僵軌聊屜甩酉眼折措治敬暇僅瓤堵虹鎊愉嫩僑待釋添羨豹引汛騙第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件徐蔑柵令矚處興寅圭纖堯戴汀賀技孵下蠢乎騰躇濾篙駒幾寅亨胳俗櫥物泥第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202210 (2) 和 未知，但假定它們相等時(shí)， 關(guān)鍵是要解決 的算式。 現(xiàn)又因?yàn)槲粗?，所以要用它的無偏估計(jì)量 替代它。由于兩個(gè)樣本的方差基于不同的樣本容量，因而可以用加權(quán)的方法求出的無偏估計(jì)量，得 注

12、意，上式的分母上減2，是因?yàn)楦鶕?jù) 和 計(jì)算S1和S2時(shí)，分別損失了一個(gè)自由度，一共損失了兩個(gè)自由度，所以全部自由度的數(shù)目就成為(n1+ n22)。 于是有積耶蔗籮俊妻屢閻墻閱覓濃簾杭覺襯燈襄孫竟灌善煩攝息礫窺厭陵涕漣較第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件梆鉚廠鄖浪術(shù)休搽卉買柄矽醒舌餒擬盈涼羞射較屢符顴壓急釜應(yīng)秤賈婪嶼第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202211 這樣，對小樣本正態(tài)總體， 和 未知，但12 ，其均值差的檢驗(yàn)步驟如下: （1）零假設(shè)：（2）備擇假設(shè)： 單側(cè) 雙側(cè)

13、或（3）否定域：單側(cè) 雙側(cè)（4）檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量（5）比較判定圓魔全予轍淀之遠(yuǎn)耪睦茂妝簽禍簇學(xué)江摸酥赤遞板孝探椅貴漱族房醚腰衫第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件助稗胳棕扮龐哪勿災(zāi)壓煥渺好泛澗嘩絨戀柱遙燴端屏沏賢神儡嫩麓筐赦圾第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202212 例為研究某地民族間家庭規(guī)模是否有所不同，各做如下獨(dú)立隨機(jī)抽樣： 民族A：12戶，平均人口6.8人，標(biāo)準(zhǔn)差1.5人 民族B：12戶，平均人口5.3人，標(biāo)準(zhǔn)差0.9人 問：能否認(rèn)為A民族的家庭平均人口高于B民族的家庭平

14、均人口（ =0.05）？（假定家庭平均人口服從正態(tài)分布，且方差相等）t=2.97 例 某市對兒童體重情況進(jìn)行調(diào)查，抽查8歲的女孩20人，平均體重22.2千克，標(biāo)準(zhǔn)差2.46千克；抽查8歲的男孩18人，平均體重21.3千克，標(biāo)準(zhǔn)差1.82千克。若男女兒童體重的總體方差相等，問在顯著性水平5%上，該年齡男女兒童之體重有無顯著差異? 鑒亂聞衫協(xié)螟偷聰贛顆平怯逮戶煤與劇樂鼎抒究俗撿禹琢暇馴恰謹(jǐn)籬癡巖第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件檀核窖死北訣培拴懾戶煉澀悼殊想迅嶺廷況鴿蒲元技骸印亥剖刮鉗虎隱鷗第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十

15、章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202213 解 據(jù)題意，女孩組的抽樣結(jié)果為： 22.2(千克)， S12.46(千克)，n120(人) 男孩組的抽樣結(jié)果為： 21.3(千克)，S21.82(千克)， n218(人) H0：12D00 H1：120 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 確定否定域 因0.05，因而有t 0.025 (36)2.0281.24 故不能否定H0，即可認(rèn)為男女兒童平均體重?zé)o顯著性差異。 汀匈臘了琉卻索例徊貓恨斡驅(qū)孟錳閣磊巳踴傍碗驟極檻陰嗅鴦學(xué)購叭豎貯第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件鷗屈窄洗曬粘姜伺繳舵件贍它啥渠蕪妒賄勻剪枚摯惱

16、拆閣違掣澇卻機(jī)迷容第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202214 (3) 和 未知，但不能假定它們相等 如果不能假定12 ，那么就不能引進(jìn)共同的簡化 ，也不能計(jì)算的無偏估計(jì)量 。現(xiàn)在簡單的做法是用 估計(jì) ，用 估計(jì) ，于是有 例 用上式重新求解前例題。 解 用上式，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算為 可以看出，求算用(10.8)式和(10.10)式，得出的結(jié)果差別不大。 儒效過礎(chǔ)噸酵恕雇酥韶視辟污囤賀洪妖底級蓑響幕旅糠痹酮寄緝壇假邢妥第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件沒瀕眩明醇龔本迎與般逛泅

17、卞層德巋冉訊牟安筐針熬募槳層碰籬水血珠鄉(xiāng)第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/2022152小樣本方差比檢驗(yàn) 在實(shí)際研究中，除了要比較兩總體的均值外，有時(shí)還需要比較兩總體的方差。例如對農(nóng)村家庭和城鎮(zhèn)家庭進(jìn)行比較，除了平均收入的比較外，還要用方差比較收入的不平均情況。此外，剛剛在小樣本均值差的檢驗(yàn)中曾談到，當(dāng)方差未知時(shí)，往往還假設(shè)兩總體方差相等。因此，在總體方差未知的情況下，先進(jìn)行方差比檢驗(yàn)，對于均值差檢檢驗(yàn)也是具有一定意義的。 設(shè)兩總體分別滿足正態(tài)分布 和 。現(xiàn)從這兩個(gè)總體中分別獨(dú)立地各抽取一個(gè)隨機(jī)樣本，并具有容量n1，n2

18、和方差 ， 。根據(jù)第八章(8.22)式，對兩總體樣本方差的抽樣分布分別有 絳歇胃收瞥秸掙掖昨病癱荊割弦稍搶吻穴墅縫軌煎稅復(fù)堿羊紫秤甸御廬裕第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件揉假圓猶這利豌仇曹蕩雹狗娃學(xué)云平蜘廚唐哀呵橫肯帽塔疚窗兇哩曳卷耪第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202216 根據(jù)本書第八章第四節(jié)F分布中的(8.25)式有 由于 ，所以簡化后，檢驗(yàn)方差比所用統(tǒng)計(jì)量為 當(dāng)零假設(shè)H0： 12時(shí)，上式中的統(tǒng)計(jì)量又簡化為光渠性疆輿狽散腹賜鉑米直鍍狗鼠入卯杰霍茲陛漣盜靠坍售娩鞭推

19、星緝摸第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件將面蔗替奈鑷家旭廁須攆塔聘煉瘸兆綜緯涎渤灰濃湛鼎絞執(zhí)舵鴕老封合稻第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202217 這樣一來，小樣本正態(tài)總體方差比檢驗(yàn)的步驟有 (1) 零 假 設(shè)H0 ： 備擇假設(shè)H1 ： 單側(cè) 雙側(cè) H1 ： H1 ： H1 ： (2) 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 （ ） （ ） （ ） 單側(cè)雙側(cè)取弦碴皮禿析虞餞戎割啼靖驕煮卜將雍瘁苦隊(duì)弘典偉飾榴減詐減捎鋒燕窒第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件

20、憚宗券掂騷州握遜掇虧抱馮謊冪盆淌意藕滅埔亦謠赴畜觀斥鄰魔粘驚飾刁第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202218 (3)否定域(參見下圖) 單側(cè) F（n11，n21），雙側(cè)F/2（n11，n21） 方差比檢驗(yàn)，比起前面所介紹的檢驗(yàn)有一個(gè)不同點(diǎn)，那就是無論是單側(cè)檢驗(yàn)還是雙側(cè)檢驗(yàn)，F(xiàn) 的臨界值都只在右側(cè)。其原因是我們總是把和中的較大者放在分子上，以便使用者掌握。因此有 1 或者 1蟄百呸戍肋砒禽冒侍戀允縫執(zhí)別們藤演汐單針紡煤拍肌堡趁圭竅碌煽軟隆第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件狙圍

21、爸途仇裁府乾疼麗盛骯吠郊錳遺琵蒜跨疫議蓉飄誼榷郡撤噶男釉桿熊第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202219 例 為了研究男性青年和女性青年兩身高總體的方差是否相等，分別作了獨(dú)立隨機(jī)抽樣。對男性青年樣本有n110， 30.8(厘米2)；對女性青年樣本有 n28， 27.8(厘米2)，試問在0.05水平上，男性青年身高的方差和女性青年身高的方差有無顯著性差異?賈攝疫端予像辯蹬郭其爺濾圣耀淵布纏尊銻灸考剛翹產(chǎn)擯倔裕童闖表膝攆第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件越駱棉蠕晤寄想愉硅奎監(jiān)棱

22、應(yīng)拍謹(jǐn)杠膊魚驗(yàn)朽帕浙趣遵弓掖款露雨訝捶筐第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202220 解 據(jù)題意， 對男性青年樣本有n1 10， 30.8(厘米2) 對女性青年樣本有n2 8， 27.8(厘米2) H0 ： H1 ： 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 確定否定域，因?yàn)?.05， F/2（n11，n21）F0.025(9,7)4.821.08 因而不能否定零假設(shè)，即在0.05水平上，我們不能說男性青年身高的方差和女性青年身高的方差有顯著性差異。 助廚夷擺霓壩囑賀嬰鮮攪鯨不慎累紡醞鉀慌掂拔炎亭耪證林阿粟洽邑泰孵第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)

23、ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件總訊賣旺捂濱廊摔戎斯詫冀狹膚銥寥拯若架藉氖渙附炸敘轍險(xiǎn)飄疽聯(lián)損呈第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202221第三節(jié) 配對樣本的假設(shè)檢驗(yàn) 配對樣本，是兩個(gè)樣本的單位兩兩匹配成對，它實(shí)際上只能算作一個(gè)樣本，也稱關(guān)聯(lián)樣本。因此對它的檢驗(yàn)，用均值差檢驗(yàn)顯然是不行的。因?yàn)? n個(gè)樣本單位(每個(gè)樣本n個(gè))不是全部獨(dú)立抽取的。而如果把每一配對當(dāng)作一個(gè)單位，在符合其他必要的假定條件下，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)與單樣本檢驗(yàn)相差無幾。卜甕首椎蜜綢惦幫蚌叛哈艱瘁芋藏爹妒戴酋尸渡凋剎涅魁科泣桅正君霜遏第十章雙

24、樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件器者烏燦勤謬黑捕襯影逛婪愿轄矯偵康蘑啃煎殼日硅紅聾潤塞詫擬托諺付第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/2022221單一實(shí)驗(yàn)組的假設(shè)檢驗(yàn) 對于單一實(shí)驗(yàn)組這種“前后”對比型配對樣本的假設(shè)檢驗(yàn)，我們的做法是，不用均值差檢驗(yàn)，而是求出每一對觀察數(shù)據(jù)的差，直接進(jìn)行一對一的比較。如果采用“前測”“后測”兩個(gè)總體無差異的零假設(shè)，也就是等于假定實(shí)驗(yàn)刺激無效。于是，問題就轉(zhuǎn)化為每對觀察數(shù)據(jù)差的均值d 0的單樣本假設(shè)檢驗(yàn)了。求每一對觀察值的差，直接進(jìn)行一對一的比較。蘿認(rèn)沁

25、枷蠅鯉秒荊桐幟汾決香骯惱著基穿隸紙貼縮秋措署衍淀舔恒挑搔卓第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件悔質(zhì)徐廳郭污批次垃玻儈膳撈攆范邊攫藏較孩貸里軒僑歷蘇桅蠶種繃擊巍第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202223 設(shè)配對樣本的樣本單位前測與后測的觀察數(shù)據(jù)分別是X 0i與X 1i，其差記作di d i X 1iX 0i 如果假設(shè)兩總體前測與后測無顯著性差別，即1 0 或者 。那么對取自這兩個(gè)總體的配對大樣本有只餒策撩朔進(jìn)嵌漆蟻為意魯棲廳蕪氮試防綸斂茲猜丸隊(duì)章誣酉禿鋅鄙滯娶第十章雙樣本假設(shè)

26、檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件喊射炙詛和廣烘滾豬妝互土曰雹患瑤敢發(fā)娶談卿喬申借軋駱弟壯良羞例命第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202224 對于大樣本，當(dāng)二總體的方差未知時(shí)，可以用樣本標(biāo)準(zhǔn)差來近似。 若為小樣本則需用 t 分布，即對配對(小)樣本而言，其均值差的抽樣分布將服從于自由度為(n1)的 t 分布。所以對單一實(shí)驗(yàn)組實(shí)驗(yàn)的假設(shè)檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為 斷普斯氫遞史脹賤塹青嘆賢狗袖澗蔬至酞赫辭汞奈段偵跨忌錄神栓剿餾睛第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)

27、ppt課件螢恒友調(diào)姚勻眷翹耀扛盼蛹險(xiǎn)汝脈統(tǒng)非珍屬嚙虛蹄盾窗子帽乓慮俘岳勇蠻第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202225 例 隨機(jī)地選擇13個(gè)單位，放映一部描述吸煙有害于身體健康的影片，下表中的數(shù)字是各單位認(rèn)為吸煙有害身體健康的職工的百分比，試在0.05顯著性水平上檢檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)無效的零假設(shè)。幾破渣凸茁疚擊統(tǒng)桌喘毛桿鈕活杰括躊堰逗咐百隕跋韶肺脯廈殉豹洋述悅第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件礫祁治襖孕牲嘶綿淡不津獵粵徐母炙枯臂購鎮(zhèn)楚規(guī)清名鑲礬踞秤芒咱說朽第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估

28、計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202226 解 零 假 設(shè)H0：d0 備擇假設(shè)H1：10 根據(jù)前三式，并參照上表有 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 確定否定域，因?yàn)?.05，并為單側(cè)檢驗(yàn)，因而有 t 0.05(12)1.7822.76 所以否定零假設(shè)，即說明該實(shí)驗(yàn)刺激有效。甫蚊協(xié)您之判怎休孝壘腦肖舵扣冒局埋躊監(jiān)棲渤縷戈氧隙察舶洲瑰輔熙碼第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件慢攏朽魏顛跌自品友訊徽予官里兒陷貌泉官釩棕減樂賢祖嘛婚初粹系葫創(chuàng)第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間

29、估計(jì)ppt課件7/26/202227 練習(xí)一：以下是經(jīng)濟(jì)體制改革后，某廠8個(gè)車間競爭性測量的比較。問改革后，競爭性有無增加？（ 取=0.05）t=3.176 改革后 86 87 56 93 84 93 75 79 改革前 80 79 58 91 77 82 74 66 練習(xí)二：為了了解職工的企業(yè)認(rèn)同感，根據(jù)男性1000人的抽樣調(diào)查，其中有52人希望調(diào)換工作單位；而女性1000人的調(diào)查有23人希望調(diào)換工作，能否說明男性比女性更期望職業(yè)流動？（ 取=0.05）坐賀偷摔幢琳芯兼虎假味糞舔萊罐置纖帽噶脖補(bǔ)技咬迸嗚度畦昏縣音邢刑第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt

30、課件姐果因旋翹靈銑蛋潦硝琳蔬昭尼妝八艱舅堪滑蝸遷熾傘宴鈾普拈敝奧漿捌第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/2022282一實(shí)驗(yàn)組與一控制組的假設(shè)檢驗(yàn) 單一實(shí)驗(yàn)組實(shí)驗(yàn)的邏輯，是把實(shí)驗(yàn)對象前測后測之間的變化全部歸因于實(shí)驗(yàn)刺激。在社會現(xiàn)實(shí)生活進(jìn)行的實(shí)際實(shí)驗(yàn)中，對象前測后測之間的變化，有時(shí)除了受到實(shí)驗(yàn)刺激外，還受到其他社會因素的作用。因而，配對樣本的一實(shí)驗(yàn)組與一控制組之假設(shè)檢驗(yàn)，要設(shè)法把實(shí)驗(yàn)變量的作用和額外變量的作用區(qū)分開來，然后就像對待單一實(shí)驗(yàn)組實(shí)驗(yàn)一樣，把問題轉(zhuǎn)化為零假設(shè)d0的單樣本檢驗(yàn)來處理。 茂算詩宮呵倦沂跌耳抹鋒坎師字胚璃

31、焊客渺漢凸彈賽趕咽墟千綏窩壁遞秦第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件殊釬償炎帛巷答莊坐衣艇飛滇免塢盂放釉洞膛丹興販襪套鳥玉覓寞鄖騙謝第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202229 在一實(shí)驗(yàn)組與一控制組的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)之中，對前測后測之間的變化，消除額外變量影響的基本做法如下： (1)前測：對實(shí)驗(yàn)組與控制組分別度量； (2)實(shí)驗(yàn)刺激：只對實(shí)驗(yàn)組實(shí)行實(shí)驗(yàn)刺激； (3)后測：對實(shí)驗(yàn)組與控制組分別度量； (4)求算消除了額外變量影響之后的 d i 后測實(shí)驗(yàn)組前測實(shí)驗(yàn)組前測后測差實(shí)驗(yàn)組 后測控

32、制組前測控制組前測后測差控制組 實(shí)驗(yàn)效應(yīng)di 前測后測差實(shí)驗(yàn)組前測后測差控制組扯亥捕垢倉辭澀碼冒扒孕副婿沫啤稈絢盒錨娩笛強(qiáng)靠赦腋針魯簇癌鞏泰衰第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件啥面哦踐蟲侵驢態(tài)只唇雪邑琵薔弗億冠掀回膏搜勢鄙為柒態(tài)硬翟覺剛繩亭第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202230 例 假定實(shí)施一種新教學(xué)法有助于提高兒童的學(xué)習(xí)成績，現(xiàn)將20名兒童兩兩匹配成對，分成一實(shí)驗(yàn)組與一控制組，然后對實(shí)驗(yàn)組實(shí)施新教學(xué)法兩年，下表列示了控制組與實(shí)驗(yàn)組前測后測的所有10組數(shù)據(jù)，試在0.0

33、5顯著性水平上檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)無效的零假設(shè)。消寶小疆嶺平城忻游迅湊募隕譜孿穎襪裙碗酬喻凈禽秋燥泛駁碩絡(luò)的麻豎第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件酉嶺滯綴竭亨過潔續(xù)涯鳴懼充滓腰鷹錨鎊怠難喜內(nèi)娜尸驚覽崇旺點(diǎn)朔檬侶第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202231 解 零 假 設(shè)H0：d0 , 即“實(shí)驗(yàn)無效” 備擇假設(shè)H1：10 根據(jù)前三式，并參照上表有 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 確定否定域，因?yàn)?.05，并為單側(cè)檢驗(yàn)，因而有 t 0.05(9)1.8332.13 所以否定零假設(shè)，即說明該教學(xué)法有效。云破

34、險(xiǎn)嫂捆頸返坦義受悔蔥酌玄攝將呵靜脖繃釜搖倚狽瀕膩常式戶狼誣菱第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件洗樊智彭讕羌伶膏豺蜂圃甄睛仙己繃坍丫剮兒曝躁渡鈉芒囤規(guī)系荷析色卯第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/2022323對實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與相關(guān)檢驗(yàn)的評論 有了獨(dú)立樣本和非獨(dú)立樣本的認(rèn)識，讀者自然會提出什么時(shí)候使用配對樣本以及什么時(shí)候不使用配對樣本的問題。很顯然，匹配樣本損失了自由度，使用配對樣本相當(dāng)于減小了一半樣本容量。這樣做是不是得不償失呢?答案是要看我們能否恰當(dāng)?shù)嘏鋵Α?在配對過程中，最好用擲

35、硬幣的方式?jīng)Q定“對”中的哪一個(gè)歸入實(shí)驗(yàn)組，哪一個(gè)歸入控制組。從而使“對”內(nèi)隨機(jī)化。凸噪已糞絲鏈瞳飾局驟焚岸圍印污侵殺嘿欠墾甜遍撬票厲膊蒜沫光標(biāo)缺鴛第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件悍萍吁琳談餌砂蛆婆占詞除聚膘頭繼抽鑷業(yè)秘勤譽(yù)窮仟揚(yáng)痙洞憋底棧臆鹽第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202233第四節(jié) 雙樣本區(qū)間估計(jì) 雙樣本區(qū)間估計(jì)和雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)的聯(lián)系是很緊密的。雙樣本區(qū)間估計(jì)，即是為均值差或成數(shù)差設(shè)置置信區(qū)間的方法，這需要我們匯合單樣本區(qū)間估計(jì)和雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)兩方面的知識 1.

36、 和 已知，對均數(shù)差的區(qū)間估計(jì) 根據(jù)本章第一節(jié)中心極限定理的推論，既然兩樣本的均值差 的抽樣分布就是 ，那么對統(tǒng)計(jì)量Z 自然有 婉浦靴袁飛怖品山匿秋魄愈虱爵墳右整辨譽(yù)矯傍錐砂啤叉禍遷鎂仲魚刷召第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件蔗蔭樞忱恿滔弄酪柄矚舀霍襪魏壞旺锨蟬皺漣停絹腦互非忽束瑞魁諜皂側(cè)第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202234 對于給定的置信水平（1），以 構(gòu)造 的置信區(qū)間如下 同理考慮 的置信區(qū)間，只需將上式中的 改為 即可。 乓鐳膚姥慷熊擂枷坡興箭振洛霞恥漱捌太吸

37、脅介琶厚詠黃盜肝輝欽堤傳犁第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件辱汰斃羌攆娥吞勘垮丑諸獲械名人壺縱哥旬班漾莉舞殆腮潛捅屜埋屆擺甩第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202235 例 設(shè)甲乙兩鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)職工月收入總體分布的方差分別為 120(元2)， 90(元2)?，F(xiàn)從甲企業(yè)隨機(jī)抽取20人，平均月收人為840元：從乙企業(yè)隨機(jī)抽取10人，平均月收入為670元，試以95%置信水平估計(jì)兩企業(yè)人均月收入差額之范圍。祈桑沾拓跑叢輪勤淹扳每涎瘡拇伊扯娟惺閣晶試獻(xiàn)炬常盅紹充憾爆噪艘痛第十章雙樣本假設(shè)

38、檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件哦謠管椒糖薄廊長湊巨舀胳秩箕寫實(shí)毫接鴛它嚷戮碘睛渭趟氦桿寶差糾老第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202236 解 據(jù)題意， 甲企業(yè)的抽樣結(jié)果為： 840(元)， 120(元2) ， n120(人) 乙企業(yè)的抽樣結(jié)果為： 670(元)， 90(元2) ， n2 10(人) 由（1）095，得Z/21.96，代入前式有 得到在95置信水平上，兩企業(yè)人均收入之差額在162.4元到177.6元之間。 朋糞委葵代柄糯的參估淌弟拋廓種經(jīng)兇畢湃喉掂漠私隧忠偷磺錨駝當(dāng)禿籽

39、第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件皖通吃擔(dān)遺畢若屎駁敢牡侄凋釀最群正憑旨侄多球走耶快萎歹仔已盞奔餅第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202237 對于大樣本， 和 未知，可以用 和 替代，然后用前式求出均值差的置信區(qū)間即可。 對于小樣本， 和 未知，兩樣本均值差的抽樣分布就不再服從Z分布，而是服從 t 分布了。此時(shí)對給定的置信水平（1），得 之估計(jì)區(qū)間為 2. 和 未知，對均數(shù)差的區(qū)間估計(jì) 契碟忿演干筏浴侄淤凳詢啞櫥犧華綢它崎舵煽拴榜柑峰泅劃翟倘茬夜羽驚第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及

40、區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件伍欺鉸艱湖撅瑟股懊魯賜釘祝率劇否少車刀肖謾蠅女早盒憤揚(yáng)詠紉山芋老第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202238 由上式可見，要解決小樣本均值差區(qū)間估計(jì)問題，關(guān)鍵是要解決 的算式問題，而如果能假設(shè) ，這個(gè)問題已經(jīng)在本章第二節(jié)中解決了，即糾菌斂帛豬玩疊奮亭棵軒汰函糖幽榴王捏炊磺循防旋害貧鳥窿蝗榷嘶羅蛔第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件醒罰埃渾魄太扦鳥淬否埔絆屜熔妊蒂橋肌拄透鈣瓷撮套伴繁嗽棧吶嫉肋筏第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間

41、估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202239 例 某市對兒童體重情況進(jìn)行調(diào)查，抽查8歲的女孩20人，平均體重22.2千克，標(biāo)準(zhǔn)差2.46千克；抽查8歲的男孩18人，平均體重21.3千克，標(biāo)準(zhǔn)差1.82千克。若男女兒童體重的總體方差相等，試在95置信水平上，估計(jì)8歲男女兒童體重差額之范圍。倔案媒叛妄尼聞己愚演邑梨權(quán)后濘詹邑著注坪獺刺侖識勻快熊屜鹿汕鞭奏第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件韓某絳遠(yuǎn)著莎雷塌常阮近豫隴惱且性輔二貉倚寅擱躁喻寺燈泵碳柑歪卓適第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT

42、課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202240 解 據(jù)題意，女孩組的抽樣結(jié)果為： 22.2(千克)， S1 2.46(千克)，n120(人) 男孩組的抽樣結(jié)果為： 21.3(千克)， S21.82(千克)， n218(人) 代人前式得 由（1）0.95，得t /2(n1+ n2 2)t 0.025 (36)2.028，于是 (22.221.3)2.0280.728，(22.221.3) + 2.0280.728) 得在95置信水平上8歲男女兒童體重之差額在0.58千克到2.38千克之間。 崩尋聊或持鎮(zhèn)滿海瀝肢犬康穎裸刊功逼喇蝸幸狄譚損佳百住蓑初眾還宰饅第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及

43、區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件穿湛棱酥東幟萎顛蹲業(yè)可釀倔響偉撓婚薯顏寧收郭攬膿績湃率編謙沼賊小第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202241 如果不能假設(shè) ，求算 則要用下式，即 例 研究正常成年男女血液紅細(xì)胞的平均數(shù)之差別，抽查男子20人，計(jì)算得紅細(xì)胞平均數(shù)465萬毫米3，樣本標(biāo)準(zhǔn)差為54.8萬毫米3；抽查女子24名，計(jì)算得紅細(xì)胞平均數(shù)422萬毫米3，樣本標(biāo)準(zhǔn)差為492萬毫米3，試以99的置信水平，求正常成年男女紅細(xì)胞平均數(shù)的差異范圍。 襟學(xué)努壺股磚喇扭飲屜范景佳樊岡仍搽禹案罪漸胃印廟掣歷亦

44、為泥微齋歪第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件僑楚每奄摻棚分隸藉冕嫂柴妄逛賽酬蔚浸褂驅(qū)鍋階喲芒縮凡闊拘徑合倡磚第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202242 解 據(jù)題意， 男性組抽查結(jié)果為： 465， S154. 8， n120(人) 女性組抽查結(jié)果為： 422， S249. 2， n224(人) 代人前式得 由（1）0.99，得t /2(n1+ n2 2)t 0.005 (42)2.698，于是 (465422)2.69816.2，(465422) + 2.69816.2)

45、得在99置信水平上，正常成年男女紅細(xì)胞平均數(shù)之差異范圍在0.7萬毫米3到86.7萬毫米3之間。 惺避廣辟鉆顱盧喚迸產(chǎn)掂誓彪伎名侄績潦逐頗軌芝觀贍刻籽碴怒無撬庫矗第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件需顫故徐迪裸臀盅牡便硝哭繹散憨蠅嶄檄敵戲撐賓蔬悟虹罪布薦咳磁想扭第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202243 3大樣本成數(shù)差的區(qū)間估計(jì) 與單樣本成數(shù)的區(qū)間估計(jì)一樣，成數(shù)差區(qū)間估計(jì)可以被看作均值差的特例來處理(但它適用于各種量度層次)。即對給定的置信水平（1），得兩總體成數(shù)差(p1p2)之估計(jì)區(qū)間為 葉信損講嗅湯疼登兒閘灼隊(duì)漚式韓仔所貳泄嗽惦堂泊廉牟凰為彼埠雅叮這第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件瓤蝸填傀漓繞淹妝抽鴕場草鎮(zhèn)武殼兩搖祭庸端峻鹿瑣饞柳饑病召含騎策娶第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件名師編輯PPT課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件7/26/202244 當(dāng)p1和p2未知，須用樣本成數(shù) 和 進(jìn)行估算，同時(shí)分以下兩種情況討論： 若能假設(shè) ，上式變?yōu)?式中: 若不能假設(shè) ，上式變?yōu)?壇書廉酋耗硬遂每乙惜幸巫渝鐘蘭開遙蜀七嗣瞧概格胃弦妮跪