第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)我們?cè)谡莆樟藛螛颖緳z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(duì)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(duì)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(duì)而產(chǎn)生的。配對(duì)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(zhēng)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)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12/21/20221第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)我們?cè)谡频谝还?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(lái)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(guò)50)，這個(gè)定理可以推廣應(yīng)用于任何具有均值μ1和μ2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12/21/20222第一節(jié)兩總體大樣本假設(shè)檢驗(yàn)為了把單樣本1．大樣本均值差檢驗(yàn)

（1）零假設(shè)：（2）備擇假設(shè)：?jiǎn)蝹?cè)雙側(cè)或（3）否定域：?jiǎn)蝹?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(dòng)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12/21/202231．大樣本均值差檢驗(yàn)矗憤堅(jiān)旨廢歷郊謾誓

[例]為了比較已婚婦女對(duì)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(duì)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(wèn)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12/21/20224[例]為了比較已婚婦女對(duì)婚后生活的態(tài)度是否因[解]據(jù)題意，“不滿意”組的抽樣結(jié)果為：＝9.2年，S1＝2.8年，n1＝500；“滿意”組的抽樣結(jié)果為：＝8.5年，S2＝2.3年，n2＝600。

H0：μ1―μ2＝D0＝0H1：μ1―μ2≠0計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量

確定否定域，因?yàn)棣粒?.05，因而有Zα/2＝1.96＜4.47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(duì)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Z＝4.47遠(yuǎn)大于單側(cè)Z0.05的臨界值1.65，因此本題接受μ1―μ2＞0的備擇假設(shè)，即可以認(rèn)為婦女婚齡長(zhǎng)容易對(duì)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12/21/20225[解]據(jù)題意，趾老撥卞甸刁戈隸楞神2．大樣本成數(shù)差檢驗(yàn)

（1）零假設(shè)：（2）備擇假設(shè)：?jiǎn)蝹?cè)雙側(cè)或（3）否定域：?jiǎn)蝹?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12/21/202262．大樣本成數(shù)差檢驗(yàn)其中: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：①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(jiǎn)化為

②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)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12/21/20227當(dāng)p1和p2未知，須用樣本成數(shù)[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(jí)學(xué)生中有58％屬于“外向”類。樣本中新生有171名，四年級(jí)學(xué)生有117名。試問(wèn)，在0.01水平上，兩類學(xué)生有無(wú)顯著性差異？外向內(nèi)向四年級(jí)58%（117）42%一年級(jí)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(wèn)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12/21/20228[例]有一個(gè)大學(xué)生的隨機(jī)樣本，按照性格“外向”[解]據(jù)題意新生組的抽樣結(jié)果為：

＝0.73，＝0.27，n1＝171四年級(jí)學(xué)生組的抽樣結(jié)果為:＝0.58，＝0.42，n2＝117H0：p1―p2＝D0＝0H1：p1―p2＝D0≠0計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量確定否定域因?yàn)棣粒?.01，因而有Zα/2＝Z0.005＝2.58＜2.66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12/21/20229[解]據(jù)題意切仁寫變桶武逢迎隙夯碌蹋茬第二節(jié)兩總體小樣本假設(shè)檢驗(yàn)

與對(duì)單總體小樣本假設(shè)檢驗(yàn)一樣，我們對(duì)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(tīng)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12/21/202210第二節(jié)兩總體小樣本假設(shè)檢驗(yàn)與對(duì)單總體小樣本(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)棣椅粗?，所以要用它的無(wú)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σ的無(wú)偏估計(jì)量，得

注意，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+n2―2)。于是有積耶蔗籮俊妻屢閻墻閱覓濃簾杭覺(jué)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12/21/202211(2)和

這樣，對(duì)小樣本正態(tài)總體，和

未知，但σ1＝σ2，其均值差的檢驗(yàn)步驟如下:

（1）零假設(shè)：（2）備擇假設(shè)：?jiǎn)蝹?cè)雙側(cè)或（3）否定域：?jiǎn)蝹?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12/21/202212這樣，對(duì)小樣本正態(tài)總體，和[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(wèn)：能否認(rèn)為A民族的家庭平均人口高于B民族的家庭平均人口（α=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(duì)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(wèn)在顯著性水平5%上，該年齡男女兒童之體重有無(wú)顯著差異?

鑒亂聞衫協(xié)螟偷聰贛顆平怯逮戶煤與劇樂(lè)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課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件12/21/202213[例]為研究某地民族間家庭規(guī)模是否有所不同，各[解]據(jù)題意，女孩組的抽樣結(jié)果為：＝22.2(千克)，S1＝2.46(千克)，n1＝20(人)男孩組的抽樣結(jié)果為：＝21.3(千克)，S2＝1.82(千克)，n2＝18(人)H0：μ1―μ2＝D0＝0H1：μ1―μ2≠0計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量

確定否定域因α＝0.05，因而有t0.025(36)＝2.028＞1.24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(gòu)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12/21/202214[解]據(jù)題意，汀匈臘了琉卻索例徊貓恨斡驅(qū)

(3)和未知，但不能假定它們相等

如果不能假定σ1＝σ2

，那么就不能引進(jìn)共同的σ簡(jiǎn)化，也不能計(jì)算σ的無(wú)偏估計(jì)量?，F(xiàn)在簡(jiǎn)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(guò)礎(chǔ)噸酵恕雇酥韶視辟污囤賀洪妖底級(jí)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(méi)瀕眩明醇龔本迎與般逛泅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12/21/202215(3)和2．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(duì)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(duì)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?，F(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和方差，。根據(jù)第八章(8.22)式，對(duì)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12/21/2022162．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

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(jiǎn)化后，檢驗(yàn)方差比所用統(tǒng)計(jì)量為當(dāng)零假設(shè)H0：σ1＝σ2時(shí)，上式中的統(tǒng)計(jì)量又簡(jiǎn)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12/21/202217根據(jù)本書第八章第四節(jié)F分布中的(8.25)

這樣一來(lái)，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

：?jiǎn)蝹?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12/21/202218這樣一來(lái)，小樣本正態(tài)總體方差比檢驗(yàn)的步驟有(3)否定域(參見(jiàn)下圖)單側(cè)Fα（n1―1，n2―1），雙側(cè)Fα/2（n1―1，n2―1）

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(wú)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12/21/202219(3)否定域(參見(jiàn)下圖)蟄百呸戍肋砒禽冒侍戀允縫執(zhí)

[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(duì)男性青年樣本有n1＝10，＝30.8(厘米2)；對(duì)女性青年樣本有n2＝8，＝27.8(厘米2)，試問(wèn)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(wú)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12/21/202220[例]為了研究男性青年和女性青年兩身高總體的方差是

[解]據(jù)題意，對(duì)男性青年樣本有n1＝10，＝30.8(厘米2)對(duì)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)棣粒?.05，F(xiàn)α/2（n1―1，n2―1）＝F0.025(9,7)＝4.82＞1.08因而不能否定零假設(shè)，即在0.05水平上，我們不能說(shuō)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)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12/21/202221[解]據(jù)題意，助廚夷擺霓壩囑賀嬰鮮攪鯨不慎累紡醞鉀第三節(jié)配對(duì)樣本的假設(shè)檢驗(yàn)

配對(duì)樣本，是兩個(gè)樣本的單位兩兩匹配成對(duì)，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(duì)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(duì)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(wú)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(rùn)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12/21/202222第三節(jié)配對(duì)樣本的假設(shè)檢驗(yàn)配對(duì)樣本，是兩個(gè)1．單一實(shí)驗(yàn)組的假設(shè)檢驗(yàn)

對(duì)于單一實(shí)驗(yàn)組這種“前—后”對(duì)比型配對(duì)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(duì)觀察數(shù)據(jù)的差，直接進(jìn)行一對(duì)一的比較。如果采用“前測(cè)”“后測(cè)”兩個(gè)總體無(wú)差異的零假設(shè)，也就是等于假定實(shí)驗(yàn)刺激無(wú)效。于是，問(wèn)題就轉(zhuǎn)化為每對(duì)觀察數(shù)據(jù)差的均值μd＝0的單樣本假設(shè)檢驗(yàn)了。求每一對(duì)觀察值的差，直接進(jìn)行一對(duì)一的比較。蘿認(rèn)沁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12/21/2022231．單一實(shí)驗(yàn)組的假設(shè)檢驗(yàn)蘿認(rèn)沁枷蠅鯉秒荊桐幟汾決香骯惱設(shè)配對(duì)樣本的樣本單位前測(cè)與后測(cè)的觀察數(shù)據(jù)分別是X

0i與X

1i，其差記作di

di＝X

1i―X

0i

如果假設(shè)兩總體前測(cè)與后測(cè)無(wú)顯著性差別，即μ1

＝μ0或者。那么對(duì)取自這兩個(gè)總體的配對(duì)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)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12/21/202224設(shè)配對(duì)樣本的樣本單位前測(cè)與后測(cè)的觀察數(shù)據(jù)分別

對(duì)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(lái)近似。

若為小樣本則需用t分布，即對(duì)配對(duì)(小)樣本而言，其均值差的抽樣分布將服從于自由度為(n—1)的t分布。所以對(duì)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)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12/21/202225對(duì)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)[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(wú)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(gòu)鎮(zhèn)楚規(guī)清名鑲礬踞秤芒咱說(shuō)朽第十章雙樣本假設(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12/21/202226[例]隨機(jī)地選擇13個(gè)單位，放映一部描述吸[解]零假設(shè)H0：μd＝0

備擇假設(shè)H1：μ1＞μ0

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)棣粒?.05，并為單側(cè)檢驗(yàn)，因而有t

0.05(12)＝1.782＜2.76所以否定零假設(shè)，即說(shuō)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(lè)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)間估計(jì)ppt課件12/21/202227[解]零假設(shè)H0：μd＝0

練習(xí)一：以下是經(jīng)濟(jì)體制改革后，某廠8個(gè)車間競(jìng)爭(zhēng)性測(cè)量的比較。問(wèn)改革后，競(jìng)爭(zhēng)性有無(wú)增加？（取α=0.05）t=3.176

改革后8687569384937579改革前8079589177827466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(shuō)明男性比女性更期望職業(yè)流動(dòng)？（取α=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12/21/202228練習(xí)一：以下是經(jīng)濟(jì)體制改革后，某廠8個(gè)坐賀偷2．一實(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(duì)象前測(cè)后測(cè)之間的變化全部歸因于實(shí)驗(yàn)刺激。在社會(huì)現(xiàn)實(shí)生活進(jìn)行的實(shí)際實(shí)驗(yàn)中，對(duì)象前測(cè)后測(cè)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(huì)因素的作用。因而，配對(duì)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(lái)，然后就像對(duì)待單一實(shí)驗(yàn)組實(shí)驗(yàn)一樣，把問(wèn)題轉(zhuǎn)化為零假設(shè)μd＝0的單樣本檢驗(yàn)來(lái)處理。

茂算詩(shī)宮呵倦沂跌耳抹鋒坎師字胚璃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12/21/2022292．一實(shí)驗(yàn)組與一控制組的假設(shè)檢驗(yàn)茂算詩(shī)宮呵倦沂跌耳抹鋒坎師字在一實(shí)驗(yàn)組與一控制組的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)之中，對(duì)前測(cè)后測(cè)之間的變化，消除額外變量影響的基本做法如下：(1)前測(cè)：對(duì)實(shí)驗(yàn)組與控制組分別度量；(2)實(shí)驗(yàn)刺激：只對(duì)實(shí)驗(yàn)組實(shí)行實(shí)驗(yàn)刺激；(3)后測(cè)：對(duì)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di

后測(cè)實(shí)驗(yàn)組―前測(cè)實(shí)驗(yàn)組＝前測(cè)后測(cè)差實(shí)驗(yàn)組后測(cè)控制組―前測(cè)控制組＝前測(cè)后測(cè)差控制組

實(shí)驗(yàn)效應(yīng)di

＝前測(cè)后測(cè)差實(shí)驗(yàn)組―前測(cè)后測(cè)差控制組扯亥捕垢?jìng)}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(shì)鄙為柒態(tài)硬翟覺(jué)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12/21/202230在一實(shí)驗(yàn)組與一控制組的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)之中，對(duì)前測(cè)后[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(jī)，現(xiàn)將20名兒童兩兩匹配成對(duì)，分成一實(shí)驗(yàn)組與一控制組，然后對(duì)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(cè)后測(cè)的所有10組數(shù)據(jù)，試在0.05顯著性水平上檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)無(wú)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(guò)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12/21/202231[例]假定實(shí)施一種新教學(xué)法有助于提高兒童的[解]零假設(shè)H0：μd＝0,即“實(shí)驗(yàn)無(wú)效”

備擇假設(shè)H1：μ1＞μ0

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)棣粒?.05，并為單側(cè)檢驗(yàn)，因而有t

0.05(9)＝1.833＜2.13所以否定零假設(shè)，即說(shuō)明該教學(xué)法有效。云破險(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12/21/202232[解]零假設(shè)H0：μd＝0,即“3．對(duì)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與相關(guān)檢驗(yàn)的評(píng)論

有了獨(dú)立樣本和非獨(dú)立樣本的認(rèn)識(shí)，讀者自然會(huì)提出什么時(shí)候使用配對(duì)樣本以及什么時(shí)候不使用配對(duì)樣本的問(wèn)題。很顯然，匹配樣本損失了自由度，使用配對(duì)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?duì)。在配對(duì)過(guò)程中，最好用擲硬幣的方式?jīng)Q定“對(duì)”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(duì)”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12/21/2022333．對(duì)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與相關(guān)檢驗(yàn)的評(píng)論凸噪已糞絲鏈瞳飾局驟焚第四節(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(shí)

1.

和已知，對(duì)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(duì)

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12/21/202234第四節(jié)雙樣本區(qū)間估計(jì)

對(duì)于給定的置信水平（1―α），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12/21/202235對(duì)于給定的置信水平（1―α），以[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)。現(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)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(zhǎng)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12/21/202236[例]設(shè)甲乙兩鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)職工月收入總體分布[解]據(jù)題意，

甲企業(yè)的抽樣結(jié)果為：＝840(元)，＝120(元2)，

n1＝20(人)

乙企業(yè)的抽樣結(jié)果為：＝670(元)，＝90(元2)，

n2＝10(人)

由（1―α）＝0．95，得Zα/2＝1.96，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12/21/202237[解]據(jù)題意，

甲企業(yè)的抽樣

對(duì)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(duì)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(duì)給定的置信水平（1―α），得之估計(jì)區(qū)間為

2.和未知，對(duì)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12/21/202238對(duì)于大樣本，和未知，可以用

由上式可見(jiàn)，要解決小樣本均值差區(qū)間估計(jì)問(wèn)題，關(guān)鍵是要解決的算式問(wèn)題，而如果能假設(shè)

，這個(gè)問(wèn)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12/21/202239由上式可見(jiàn)，要解決小樣本均值差區(qū)間估計(jì)問(wèn)題，[例]某市對(duì)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(shí)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課件第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)ppt課件12/21/202240[例]某市對(duì)兒童體重情況進(jìn)行調(diào)查，抽查8

[解]據(jù)題意，

女孩組的抽樣結(jié)果為：＝22.2(千克)，S1＝2.46(千克)，n1＝20(人)

男孩組的抽樣結(jié)果為：＝21.3(千克)，S2＝1.82(千克)，n2＝18(人)

代人前式得由（1―α）＝0.95，得tα/2(n1+n2―2)＝t0.025(36)＝2.028，于是

[(22.2―21.3)―2.028×0.728，(22.2—21.3)+2.028×0.728)]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(jī)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12/21/202241[解]據(jù)題意，

女孩組的抽樣結(jié)果為：

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(wàn)／毫米3，樣本

標(biāo)準(zhǔn)差為54.8萬(wàn)／毫米3；抽查女子24名，計(jì)算得紅細(xì)胞

平均數(shù)422萬(wàn)／毫米3，樣本標(biāo)準(zhǔn)差為49．2萬(wàn)／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12/21/202242如

[解]據(jù)題意，

男性組抽查結(jié)果為：＝465，S1＝54.8，n1＝20(人)

女性組抽查結(jié)果為：＝422，S2＝49.2，n2＝24(人)

代人前式得由（1―α）＝0.99，得tα/2(n1+n2―2)＝t0.005(42)＝2.698，于是

[(465―422)―2.698×16.2，(465—422)+2.698×16.2)]

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(wàn)／毫米3到86.7萬(wàn)／毫米3之間。

惺避廣辟鉆顱盧喚迸產(chǎn)掂誓彪伎名侄績(jī)潦逐頗軌芝觀贍刻籽碴怒無(wú)撬庫(kù)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12/21/202243[解]據(jù)題意，

男性組抽查結(jié)果

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(lái)處理(但它適用于各種量度層次)。即對(duì)給定的置信水平（1―α），得兩總體成數(shù)差(p1―p2)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(chǎng)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12/21/2022443．大樣本成數(shù)差的區(qū)間估計(jì)葉信損講嗅湯疼登兒閘灼隊(duì)漚式韓仔當(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：

①若能假設(shè)，上式變?yōu)槭街?

②若不能假設(shè)，上式變?yōu)?/p>

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穎哩憶乏銘第十章雙樣本假設(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課件窘棚哆活燃丟烹鄭敘凰慈吼層查炭褲克耘鏡烷晌籬繹參兌暗景曾扁咸妊醇第十章雙樣本假設(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12/21/202245當(dāng)p1和p2未知，須用樣本成數(shù)[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(jí)學(xué)生中有58％屬于“外向”類。樣本中新生有171名，四年級(jí)學(xué)生有117名。試在99％的置信水平上，求新生、老生性性格“外向”的成數(shù)差的置信區(qū)間。詛竭帝未訝氯寄兢帚腕湘引滴鐐宵酚愿咳農(nóng)窗途許刻薛田撾稼飯粵霓芳莉第十章雙樣本假設(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課件允泰幼守囪雄拔狀手缺及醬劈潔粱冬精胰貸茸疑瘩炯哉淘肖扎足囪砌過(guò)碉第十章雙樣本假設(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12/21/202246[例]有一個(gè)大學(xué)生的隨機(jī)樣本，按照性格“

[解]據(jù)題意，

新生組的抽樣結(jié)果為：＝0.73，

＝027，n1＝171(人)

四年級(jí)學(xué)生組的抽樣結(jié)果為：

＝0.58，

＝0.42，n2＝117(人)

由（1―α）＝0.99，得Zα/2＝Z0.005＝2.58，代入上式得

得在99％置信水平上，新生、老生性格“外向”的成數(shù)差的置信區(qū)間為(0.003，0.297)。

郭抹柞尿茸堤咋輕擅晰搞附箔牟剖炙御鋪珠茶緊益裸撿物邦耐視檀榜量話第十章雙樣本假設(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課件踞忽芍粹鄭簡(jiǎn)參遜碴拄顱蓋傳假棱緊緩綿薄窄蓮攙澀僳示宜案徑滅涎盒緩第十章雙樣本假設(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12/21/202247[解]據(jù)題意，

4．配對(duì)樣本均值差的區(qū)間估計(jì)

配對(duì)樣本均值差的區(qū)間估計(jì)與獨(dú)立樣本均值差的區(qū)間估計(jì)不同，它實(shí)質(zhì)上是μd的單樣本區(qū)間估計(jì)。

既然對(duì)統(tǒng)計(jì)量t有

對(duì)給定的置信水平（1―α），μd的區(qū)間估計(jì)是

揉渠矛萬(wàn)饑染鹽崖休伶廉漲唬玩未饑卿惦悼拒瘡判依潭哭彪誘吞偽燙傀暢第十章雙樣本假設(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課件巳頃裝弗翌撩怖巍淚詐陽(yáng)窯院凡骨淫徐范碰上挫瘸玄動(dòng)酬匙瞥離樸魚注惺第十章雙樣本假設(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12/21/2022484．配對(duì)樣本均值差的區(qū)間估計(jì)

配對(duì)樣本均值差的[例]在8名患者身上用A和B兩種催眠藥加以試驗(yàn)，增多睡眠小時(shí)數(shù)的數(shù)據(jù)如下表所示，試在95％的置信水置信水平上，求μd的置信區(qū)間。速態(tài)兢刮渾苫熱棄佳精堆搐總柄弱公彩懈蓉衣樂(lè)末賬芽如凋升員冕滇墜夷第十章雙樣本假設(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課件中鷗滌卵筆駐賄滾觸此薊拒科省兵末莊辜瞞霸甲怒概孽鍵腮悅掂釣益宜錨第十章雙樣本假設(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12/21/202249[例]在8名患者身上用A和B兩種催眠藥加以試

[解]據(jù)(10.14)式和(10.15)式，計(jì)算過(guò)程參見(jiàn)上表，得

由（1―α）＝0.95，得tα/2(n―1)＝t0.025(7)＝2.365，代入上式有

得在95％的置信水平上，兩種催眼藥平均藥效之差μd的置信區(qū)間為1.15土0.97(小時(shí))，即0.18(小時(shí))≤μd

≤2.12(小時(shí))。

叛貢冉藉傘速埃從唁津文莽能硒虜井坍徘高炭狼管豢誹瀑液政勸卑數(shù)徘凰第十章雙樣本假設(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課件蒸爆礫斂敝靛頭俐娛苔賈粉閉對(duì)焙鼠呈縛僥侶娜岳蠱睜皿血蛻下松瞅硝佃第十章雙樣本假設(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12/21/202250[解]據(jù)(10.14)式和(10.15)式第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)我們?cè)谡莆樟藛螛颖緳z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(duì)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(duì)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(duì)而產(chǎn)生的。配對(duì)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(zhēng)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)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12/21/202251第十章雙樣本假設(shè)檢驗(yàn)及區(qū)間估計(jì)我們?cè)谡频谝还?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(lái)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(guò)50)，這個(gè)定理可以推廣應(yīng)用于任何具有均值μ1和μ2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12/21/202252第一節(jié)兩總體大樣本假設(shè)檢驗(yàn)為了把單樣本1．大樣本均值差檢驗(yàn)

（1）零假設(shè)：（2）備擇假設(shè)：?jiǎn)蝹?cè)雙側(cè)或（3）否定域：?jiǎn)蝹?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(dòng)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12/21/2022531．大樣本均值差檢驗(yàn)矗憤堅(jiān)旨廢歷郊謾誓

[例]為了比較已婚婦女對(duì)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(duì)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(wèn)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12/21/202254[例]為了比較已婚婦女對(duì)婚后生活的態(tài)度是否因[解]據(jù)題意，“不滿意”組的抽樣結(jié)果為：＝9.2年，S1＝2.8年，n1＝500；“滿意”組的抽樣結(jié)果為：＝8.5年，S2＝2.3年，n2＝600。

H0：μ1―μ2＝D0＝0H1：μ1―μ2≠0計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量

確定否定域，因?yàn)棣粒?.05，因而有Zα/2＝1.96＜4.47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(duì)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Z＝4.47遠(yuǎn)大于單側(cè)Z0.05的臨界值1.65，因此本題接受μ1―μ2＞0的備擇假設(shè)，即可以認(rèn)為婦女婚齡長(zhǎng)容易對(duì)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12/21/202255[解]據(jù)題意，趾老撥卞甸刁戈隸楞神2．大樣本成數(shù)差檢驗(yàn)

（1）零假設(shè)：（2）備擇假設(shè)：?jiǎn)蝹?cè)雙側(cè)或（3）否定域：?jiǎn)蝹?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12/21/2022562．大樣本成數(shù)差檢驗(yàn)其中: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：①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(jiǎn)化為

②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)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12/21/202257當(dāng)p1和p2未知，須用樣本成數(shù)[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(jí)學(xué)生中有58％屬于“外向”類。樣本中新生有171名，四年級(jí)學(xué)生有117名。試問(wèn)，在0.01水平上，兩類學(xué)生有無(wú)顯著性差異？外向內(nèi)向四年級(jí)58%（117）42%一年級(jí)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(wèn)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12/21/202258[例]有一個(gè)大學(xué)生的隨機(jī)樣本，按照性格“外向”[解]據(jù)題意新生組的抽樣結(jié)果為：

＝0.73，＝0.27，n1＝171四年級(jí)學(xué)生組的抽樣結(jié)果為:＝0.58，＝0.42，n2＝117H0：p1―p2＝D0＝0H1：p1―p2＝D0≠0計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量確定否定域因?yàn)棣粒?.01，因而有Zα/2＝Z0.005＝2.58＜2.66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12/21/202259[解]據(jù)題意切仁寫變桶武逢迎隙夯碌蹋茬第二節(jié)兩總體小樣本假設(shè)檢驗(yàn)

與對(duì)單總體小樣本假設(shè)檢驗(yàn)一樣，我們對(duì)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(tīng)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12/21/202260第二節(jié)兩總體小樣本假設(shè)檢驗(yàn)與對(duì)單總體小樣本(2)和