第四章統(tǒng)計(jì)假設(shè)測(cè)驗(yàn)第一頁(yè)，共十三頁(yè)，編輯于2023年，星期五第三節(jié)二項(xiàng)資料的百分?jǐn)?shù)假設(shè)測(cè)驗(yàn)

適于用u測(cè)驗(yàn)所需的二項(xiàng)樣本容量n

第二頁(yè)，共十三頁(yè)，編輯于2023年，星期五一、單個(gè)樣本百分?jǐn)?shù)(成數(shù))的假設(shè)測(cè)驗(yàn)

測(cè)驗(yàn)H0：p=p0，樣本百分?jǐn)?shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤為第三頁(yè)，共十三頁(yè)，編輯于2023年，星期五[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。如果花色受一對(duì)等位基因控制，則根據(jù)遺傳學(xué)原理，F(xiàn)2代紫花株與白花株的分離比率應(yīng)為3∶1，即紫花理論百分?jǐn)?shù)p=0.75，白花理論百分?jǐn)?shù)q=1-p=0.25。問(wèn)該試驗(yàn)結(jié)果是否符合一對(duì)等位基因的遺傳規(guī)律？

第四頁(yè)，共十三頁(yè)，編輯于2023年，星期五假設(shè)大豆花色遺傳符合一對(duì)等位基因的分離規(guī)律，紫花植株的百分?jǐn)?shù)是75%，即H0：p=0.75；對(duì)HA：p≠0.75。顯著水平0.05，作兩尾測(cè)驗(yàn)，u0.05=1.96。測(cè)驗(yàn)計(jì)算：

第五頁(yè)，共十三頁(yè)，編輯于2023年，星期五因?yàn)閷?shí)得|u|＜u0.05，故P＞0.05。推斷：接受H0：p=0.75，即大豆花色遺傳是符合一對(duì)等位基因的遺傳規(guī)律的，紫花植株百分?jǐn)?shù)=0.72和p=0.75的相差系隨機(jī)誤差。如果測(cè)驗(yàn)H0：p=0.25，結(jié)果完全一樣。

第六頁(yè)，共十三頁(yè)，編輯于2023年，星期五二、兩個(gè)樣本百分?jǐn)?shù)相比較的假設(shè)測(cè)驗(yàn)

兩樣本百分?jǐn)?shù)的差數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤為：

H0：p1=p2作出假設(shè)測(cè)驗(yàn)

第七頁(yè)，共十三頁(yè)，編輯于2023年，星期五[例]調(diào)查低洼地小麥378株(n1)，其中有銹病株355株(y1)，銹病率93.92%()；調(diào)查高坡地小麥396株(n2)，其中有銹病346株(y2)，銹病率87.31%()。試測(cè)驗(yàn)兩塊麥田的銹病率有無(wú)顯著差異？

第八頁(yè)，共十三頁(yè)，編輯于2023年，星期五假設(shè)H0：兩塊麥田的總體銹病率無(wú)差別，即H0：p1=p2；HA：p1≠p2。顯著水平取0.05，作兩尾測(cè)驗(yàn)，u0.05=1.96。測(cè)驗(yàn)計(jì)算：

=1-0.906=0.094

第九頁(yè)，共十三頁(yè)，編輯于2023年，星期五實(shí)得|u|＞u0.05，故P＜0.05，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。

第十頁(yè)，共十三頁(yè)，編輯于2023年，星期五第四節(jié)參數(shù)的區(qū)間估計(jì)由樣本計(jì)算統(tǒng)計(jì)數(shù)的目的在于對(duì)總體參數(shù)作出估計(jì)在一定的概率保證之下，估計(jì)出一個(gè)范圍或區(qū)間以能夠覆蓋參數(shù)這個(gè)區(qū)間稱置信區(qū)間(confidenceinterval)，區(qū)間的上、下限稱為置信限(confidencelimit)，區(qū)間的長(zhǎng)度稱為置信距。一般以L1和L2分別表示置信下限和上限。

第十一頁(yè)，共十三頁(yè)，編輯于2023年，星期五保證該區(qū)間能覆蓋參數(shù)的概率以P=(1-)表示，稱為置信系數(shù)或置信度。這種估計(jì)就稱為參數(shù)的區(qū)間估計(jì)

例如，的分布中，有95%(即，=0.05）的樣本值將落在()至（）的范圍內(nèi)，即：P[()≤≤()]=0.95第十二頁(yè)，共十三頁(yè)，編輯于2023年，星期五或稱在(1-)概率下：()≤≤()在置信度P=(1-)時(shí)，對(duì)的置信區(qū)間為：上述置信區(qū)間的意義為：如果從總體中抽出容量為n的所有樣本，