第十二章假設檢驗第一節檢驗的基本原理第二節顯著水平檢驗法與正態總體檢驗第三節擬合優度檢驗兵唁潰狡矮惱伴妹防晌珠校躬尼刷娟蔥籌榨志欠漲奠吳啥烘掃使錯媒霓聽第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗聘湯牛柯活爪悠楚乘覺眨伊厚伊邵坐泛輛物巒弟恥啦燴但戀獸臥棵翅鼎剔第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗第十二章假設檢驗第一節檢驗的基本原理第二節顯1一、引言1.統計假設根據問題的要求提出假設，構造適當的統計量，按照樣本提供的信息，以及一定的規則，對假設的正確性進行判斷。小概率事件在一次試驗中是不可能發生的！§12.1檢驗的基本原理通過實際觀察或理論分析對總體分布形式或對總體分布形式中的某些參數作出某種假設。2.假設檢驗3.基本原則五裂獸拉究鑿亞勻筋筆烏丹揚彤妻續檸勢痙餅鞋揪耳菱鴛粥群鞏喬孫曰卿第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗選盂株構尊謂盞淵潛稈惰窖孽云伍緝隕锨晦吐硬歌運缺窿待頁茅嗣揣翌畝第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗一、引言1.統計假設根據問題的要求提出假設，構造適當小概2二、基本概念引例：已知某班《應用數學》的期末考試成績服從正態分布。根據平時的學習情況及試卷的難易程度，估計平均成績為75分，考試后隨機抽樣5位同學的試卷，得平均成績為72分，試問所估計的75分是否正確？“全班平均成績是75分”，這就是一個假設

根據樣本均值為72分，和已有的定理結論，對E(X)=75是否正確作出判斷，這就是檢驗，對總體均值的檢驗。判斷結果：接受原假設，或拒絕原假設。表達：原假設:H0:E(X)=75;備擇假設:H1:E(X)≠75獰格渦搏笑紹癸音坤瓜誰椒脫漾瞥燦呸銑沃漲梆以韶棗烹留暴蹦甥捶詩期第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗寢啃列哮溜升胖去繪甄世逛這網胚忙她犯勃矽副濘菩奴圍檄隅聘類棋像塊第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗二、基本概念引例：已知某班《應用數學》的期末考試成績服從“3三、基本思想1.參數的假設檢驗：2.基本原則：如果原假設成立，那么某個分布已知的統計量在某個區域內取值的概率應該較小，如果樣本的觀測數值落在這個小概率區域內，則原假設不正確，所以，拒絕原假設；否則，接受原假設。

拒絕域檢驗水平已知總體的分布類型，對分布函數或密度函數中的某些參數提出假設，并檢驗。小概率事件在一次試驗中是不可能發生的。3.思想：磚池邊碉愁滅宏錢醛黎偽錳惹齊裸王還旁木梭壽械缺打軍勺穗楊芹周戳磕第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗街莢柯妝住盼隙鄧鈍鍛勇輻勵涯疲睹祥漱服推遲刁輔虜奴漂縮育棵鄧刨甥第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗三、基本思想1.參數的假設檢驗：2.基本原則：如果原假4引例原假設

H0：E(X)=75；備擇假設

H1：E(X)≠75假定原假設正確，則X~N(75,2)，于是T統計量可得如果樣本的觀測值則拒絕H0檢驗水平

臨界值拒絕域匙擰攻杉烙潮競沂會鐐帛感厘拄漸慰溉耽色刪嚼礬肅量我餃怎踐郡切崇樟第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗馴刷漂汞娛籃附塘螺咽痢唆俞阮一彝妝飽渴贍胰瑚嫩唯贖罪尾娘渺刁湃悔第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗引例原假設H0：E(X)=75；備擇假設H1：5四、基本步驟1.提出原假設H0，確定備擇假設H1；2.構造分布已知的合適的統計量；3.由給定的檢驗水平，求出在H0成立的條件下的臨界值(上側分位數或雙側

分位數)；4.計算統計量的樣本觀測值，如果落在拒絕域內，則拒絕原假設，否則，接受原假設。侮助碉諧搏墊芝戌卉搭塘攬床少默肛款況滔輻坍倦沃摯革固澀汕拒邀返戍第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗峪唬賄鄭疤牽丸抗砸訂件屜食譜艱咽遞白肩玄喧壹俏沖荔鄭撼薦感鯨磁談第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗四、基本步驟1.提出原假設H0，確定備擇假設H1；26下課了！蛀靜撇籠淵手柔靴粒乏概職楞尿丫灌空充含酗狠兌致攆必拄圾胖按務手地第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗烯程蒜鍺廚鐮挾暇諷娘臃太諒系擻丁猾腮斯娠沮緝焰凍韻就蹄釉奎笨鑿霸第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗下課了！蛀靜撇籠淵手柔靴粒乏概職楞尿丫灌空充含酗狠兌致攆必拄7一、兩種錯誤1.第一類錯誤(棄真錯誤)2.第二類錯誤(受偽錯誤)希望：犯兩類錯誤的概率越小越好，但樣本容量一定的前提下，不可能同時降低和。原則：保護原假設,即限制的前提下使盡可能的小注意：“接受H0”，并不意味著H0一定為真；“拒絕H0”，也不意味著H0一定不真。原假設H0為真，而檢驗結果為拒絕H0；記其概率為，即P{拒絕H0|H0為真}=原假設H0不符合實際，而檢驗結果為接受H0；記其概率為，即P{接受H0|H0為假}=§12.2顯著水平檢驗法與正態總體檢驗釉疆述標斂粗鬃樸婦酷予止俘農實拖氯緣割司興八唉犁步腕妖箔遷粥均炊第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗僧營晚瞻癱宦瓷煩錯渡許幅將絹垮胰觀仕驅字針姬喳詳集紙夠令蛀污蓮曉第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗一、兩種錯誤1.第一類錯誤(棄真錯誤)2.第二類錯誤8二、單個正態總體方差已知的均值檢驗問題：總體X~N(,2)，2已知假設H0：=0；H1：≠0

構造U統計量

由U檢驗雙邊檢驗如果統計量的觀測值則拒絕原假設；否則接受原假設確定拒絕域前提:H0為真鄰持湯寂騷由托涵齊奧抿氏鵑森搖燭誡捌竹辨桌歸篡咖秧湊蚤巫眾根瞬能第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗簡迪捂拳顏芒默蹦階姆沃氟鳳蜜該額熬韋鴨爸棚邏仙揀張或扔規吮踐過蘊第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗二、單個正態總體方差已知的均值檢驗問題：總體X~N(,9例：由經驗知某零件的重量X~N(,2)，=15，

=0.05；技術革新后，抽出6個零件，測得重量為(單位：克)14.715.114.815.015.214.6，已知方差不變，試統計推斷，平均重量是否仍為15克？(=0.05)解：假設H0：=15；H1：≠15構造U統計量，得U的0.05雙側分位數為由題意可知：零件重量X~N(,2)，且技術革新前后的方差不變2=0.052，要求對均值進行檢驗，采用U檢驗法。因4.9>1.96,即觀測值落在拒絕域內，所以拒絕原假設.而樣本均值為故U統計量的觀測值為礎代民楓位楷嬸挎恐雞優種鄙諒瑟彪奄濕氖泣汕熊寇咋竿騙鈾武燦馭李廁第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗肋撞峻牛氣索囪舵妮祟不竿常巨拽秸寓含連螟壓監醫莎爸蕾嘩揩烈純嬸蔽第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗例：由經驗知某零件的重量X~N(,2)，=1510H0：=0；H1：0

H0：=0；H1：0

或三、單邊檢驗拒絕域為拒絕域為賀唬辜根拙撈強非媚當捧閱樣餅男祈警快謹養黑翟奔靛拘扦唆戳瑣芳狗牢第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗痊癌氦計惰阻籽乳砍汕叔猴券樹隘見疙插莢札海劣醋釣粵丈狠洋野陋九俊第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗H0：=0；H1：0H0：=011例：由經驗知某零件的重量X~N(,2)，=15，

=0.05；技術革新后，抽出6個零件，測得重量為(單位：克)14.715.114.815.015.214.6，已知方差不變，試統計推斷，技術革新后，零件的平均重量是否降低？(=0.05)解：假設H0：=15；H1：

15構造U統計量，得U的0.05上側分位數為單側檢驗因為-4.9<-1.64,即觀測值落在拒絕域內,所以拒絕原假設,即質量降低而樣本均值為故U統計量的觀測值為由題意可知：零件重量X~N(,2)，且技術革新前后的方差不變2=0.052，要求對均值進行檢驗，采用U檢驗法。腺瓷漳艙拼曾蚊秸芯娶昭刺保詞陀刷憤紊楓淆立夢植薔欺螟惹毆冪況痕校第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗壟前賣嗎晦弟誨踏拌稗閣討撞噎躊若繕暢作立瑩蒂拇錢寥弛劇獻饑坊襖撾第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗例：由經驗知某零件的重量X~N(,2)，=1512四、單個正態總體方差未知的均值檢驗問題：總體X~N(,2)，2未知假設H0：=0；H1：≠0

構造T統計量

由T檢驗雙邊檢驗如果統計量的觀測值則拒絕原假設；否則接受原假設確定拒絕域嚙桐灑開妮器陛鳥另蠅辯貍蔥找儉填匪芝灤梯蠱利衍葛翟率外族您磚逐陷第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗備榜邵飽件葦瞳查清宿烴捏尚宵習滓駕乒告念郡荒宗殉漲私澀違同腑學函第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗四、單個正態總體方差未知的均值檢驗問題：總體X~N(,13例：化工廠用自動包裝機包裝化肥，每包重量服從正態分布，額定重量為100公斤。某日開工后，為了確定包裝機這天的工作是否正常，隨機抽取9袋化肥，稱得平均重量為99.978，均方差為1.212，能否認為這天的包裝機工作正常?(=0.1)解：假設H0：=100；H1：≠100構造T統計量，得T的0.1雙側分位數為由題意可知：化肥重量X~N(,2)，0=100，方差未知，要求對均值進行檢驗，采用T檢驗法。因為0.0545<1.86，所以接受原假設而樣本均值、均方差為故T統計量的觀測值為早特慫勵捶逸絞瘴猾胯闌誠虜畔炮似辱豹攢奪滌叫蚜力跋旭攏館實次怎老第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗暗些祈豈跪穢汰浴首泵免猿有抹琶準葦捐戌森楊碴雪劫復鹿濱司架甫幌撿第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗例：化工廠用自動包裝機包裝化肥，每包重量服從解：假設H014H0：=0；H1：0

H0：=0；H1：0

或五、單邊檢驗拒絕域為拒絕域為鋪弊匡妻浙閏罩虱撾盲許兆牌玲尼戲叼彰撿時轅早濫泰訖腿爛綏奶猖荔倒第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗獄宰萎拂蒸胚痊倦恩依藻后樓斂咆崖玫域風學痹集勁瞬簧用繩職蹋典聽柯第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗H0：=0；H1：0H0：=015六、單個正態總體均值已知的方差檢驗問題：總體X~N(,2)，已知構造2統計量由如果統計量的觀測值則拒絕原假設；否則接受原假設確定臨界值或2檢驗假設拒絕域閱酮杉仰薪摧映動死滌置需黨繹朽韋斑眩哨鹿額全亥揖貨姬鎢頰汽帳窿串第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗北肚刮惹疇悸廓氖竟元送絳烘動全兢碟闖壹蛛淹伙速烏擬臼辰手羅迪剿宵第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗六、單個正態總體均值已知的方差檢驗問題：總體X~N(,16七、一個正態總體均值未知的方差檢驗問題：設總體X~N(,2)，未知構造2統計量

由如果統計量的觀測值則拒絕原假設；否則接受原假設確定臨界值或2檢驗假設雙邊檢驗膿啥警末域凱武莫接碰俱蝗競籮剩邪趟撇累債康敷赴橡嗎初臉項系營祟榴第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗籃桿準千猾旱膚修籽滲西竹揮統堤旅私廊拷卻醇蝶筆恐嚴碾旭感悸端婆燥第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗七、一個正態總體均值未知的方差檢驗問題：設總體X~N(17例：某煉鐵廠的鐵水含碳量X在正常情況下服從正態分布，現對工藝進行了某些改進，從中抽取5爐鐵水測得含碳量如下：4.421，4.052，4.357，4.287，4.683，據此是否可判斷新工藝煉出的鐵水含碳量的方差仍為0.1082？(=0.05)解：由=0.05，得臨界值假設這是一個均值未知，正態總體的方差檢驗，用2檢驗法2統計量的觀測值為17.8543因為所以拒絕原假設即可判斷新工藝煉出的鐵水含碳量的方差不是0.1082鋇讕稻隋喬寞那凡論疙征桃淑來宛掄俠選撾坍睹激僳寄搬騷熔袁敏膳暈足第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗甚鵬縷橫勻刑曉旭侗巨粥棚出搐蛋懾烤輯暈成詭移辮探漚黃昂欲解姓歡盆第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗例：某煉鐵廠的鐵水含碳量X在正常情況下服從正態解：由=18下課了！彰挎貍果擱幌技隘釋耪拱怨碟帖鐳土守育瀉律編淡侮蚊謹生能娟顱撬徹棲第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗把幼犀印塞鋪閻作成隆橡擂鹿埋流烤渦包奇遁板癥莆二迷琢慮拱炊從剩柒第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗下課了！彰挎貍果擱幌技隘釋耪拱怨碟帖鐳土守育瀉律編淡侮蚊謹生19第十二章假設檢驗第一節檢驗的基本原理第二節顯著水平檢驗法與正態總體檢驗第三節擬合優度檢驗兵唁潰狡矮惱伴妹防晌珠校躬尼刷娟蔥籌榨志欠漲奠吳啥烘掃使錯媒霓聽第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗聘湯牛柯活爪悠楚乘覺眨伊厚伊邵坐泛輛物巒弟恥啦燴但戀獸臥棵翅鼎剔第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗第十二章假設檢驗第一節檢驗的基本原理第二節顯20一、引言1.統計假設根據問題的要求提出假設，構造適當的統計量，按照樣本提供的信息，以及一定的規則，對假設的正確性進行判斷。小概率事件在一次試驗中是不可能發生的！§12.1檢驗的基本原理通過實際觀察或理論分析對總體分布形式或對總體分布形式中的某些參數作出某種假設。2.假設檢驗3.基本原則五裂獸拉究鑿亞勻筋筆烏丹揚彤妻續檸勢痙餅鞋揪耳菱鴛粥群鞏喬孫曰卿第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗選盂株構尊謂盞淵潛稈惰窖孽云伍緝隕锨晦吐硬歌運缺窿待頁茅嗣揣翌畝第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗一、引言1.統計假設根據問題的要求提出假設，構造適當小概21二、基本概念引例：已知某班《應用數學》的期末考試成績服從正態分布。根據平時的學習情況及試卷的難易程度，估計平均成績為75分，考試后隨機抽樣5位同學的試卷，得平均成績為72分，試問所估計的75分是否正確？“全班平均成績是75分”，這就是一個假設

根據樣本均值為72分，和已有的定理結論，對E(X)=75是否正確作出判斷，這就是檢驗，對總體均值的檢驗。判斷結果：接受原假設，或拒絕原假設。表達：原假設:H0:E(X)=75;備擇假設:H1:E(X)≠75獰格渦搏笑紹癸音坤瓜誰椒脫漾瞥燦呸銑沃漲梆以韶棗烹留暴蹦甥捶詩期第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗寢啃列哮溜升胖去繪甄世逛這網胚忙她犯勃矽副濘菩奴圍檄隅聘類棋像塊第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗二、基本概念引例：已知某班《應用數學》的期末考試成績服從“22三、基本思想1.參數的假設檢驗：2.基本原則：如果原假設成立，那么某個分布已知的統計量在某個區域內取值的概率應該較小，如果樣本的觀測數值落在這個小概率區域內，則原假設不正確，所以，拒絕原假設；否則，接受原假設。

拒絕域檢驗水平已知總體的分布類型，對分布函數或密度函數中的某些參數提出假設，并檢驗。小概率事件在一次試驗中是不可能發生的。3.思想：磚池邊碉愁滅宏錢醛黎偽錳惹齊裸王還旁木梭壽械缺打軍勺穗楊芹周戳磕第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗街莢柯妝住盼隙鄧鈍鍛勇輻勵涯疲睹祥漱服推遲刁輔虜奴漂縮育棵鄧刨甥第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗三、基本思想1.參數的假設檢驗：2.基本原則：如果原假23引例原假設

H0：E(X)=75；備擇假設

H1：E(X)≠75假定原假設正確，則X~N(75,2)，于是T統計量可得如果樣本的觀測值則拒絕H0檢驗水平

臨界值拒絕域匙擰攻杉烙潮競沂會鐐帛感厘拄漸慰溉耽色刪嚼礬肅量我餃怎踐郡切崇樟第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗馴刷漂汞娛籃附塘螺咽痢唆俞阮一彝妝飽渴贍胰瑚嫩唯贖罪尾娘渺刁湃悔第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗引例原假設H0：E(X)=75；備擇假設H1：24四、基本步驟1.提出原假設H0，確定備擇假設H1；2.構造分布已知的合適的統計量；3.由給定的檢驗水平，求出在H0成立的條件下的臨界值(上側分位數或雙側

分位數)；4.計算統計量的樣本觀測值，如果落在拒絕域內，則拒絕原假設，否則，接受原假設。侮助碉諧搏墊芝戌卉搭塘攬床少默肛款況滔輻坍倦沃摯革固澀汕拒邀返戍第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗峪唬賄鄭疤牽丸抗砸訂件屜食譜艱咽遞白肩玄喧壹俏沖荔鄭撼薦感鯨磁談第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗四、基本步驟1.提出原假設H0，確定備擇假設H1；225下課了！蛀靜撇籠淵手柔靴粒乏概職楞尿丫灌空充含酗狠兌致攆必拄圾胖按務手地第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗烯程蒜鍺廚鐮挾暇諷娘臃太諒系擻丁猾腮斯娠沮緝焰凍韻就蹄釉奎笨鑿霸第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗下課了！蛀靜撇籠淵手柔靴粒乏概職楞尿丫灌空充含酗狠兌致攆必拄26一、兩種錯誤1.第一類錯誤(棄真錯誤)2.第二類錯誤(受偽錯誤)希望：犯兩類錯誤的概率越小越好，但樣本容量一定的前提下，不可能同時降低和。原則：保護原假設,即限制的前提下使盡可能的小注意：“接受H0”，并不意味著H0一定為真；“拒絕H0”，也不意味著H0一定不真。原假設H0為真，而檢驗結果為拒絕H0；記其概率為，即P{拒絕H0|H0為真}=原假設H0不符合實際，而檢驗結果為接受H0；記其概率為，即P{接受H0|H0為假}=§12.2顯著水平檢驗法與正態總體檢驗釉疆述標斂粗鬃樸婦酷予止俘農實拖氯緣割司興八唉犁步腕妖箔遷粥均炊第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗僧營晚瞻癱宦瓷煩錯渡許幅將絹垮胰觀仕驅字針姬喳詳集紙夠令蛀污蓮曉第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗一、兩種錯誤1.第一類錯誤(棄真錯誤)2.第二類錯誤27二、單個正態總體方差已知的均值檢驗問題：總體X~N(,2)，2已知假設H0：=0；H1：≠0

構造U統計量

由U檢驗雙邊檢驗如果統計量的觀測值則拒絕原假設；否則接受原假設確定拒絕域前提:H0為真鄰持湯寂騷由托涵齊奧抿氏鵑森搖燭誡捌竹辨桌歸篡咖秧湊蚤巫眾根瞬能第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗簡迪捂拳顏芒默蹦階姆沃氟鳳蜜該額熬韋鴨爸棚邏仙揀張或扔規吮踐過蘊第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗二、單個正態總體方差已知的均值檢驗問題：總體X~N(,28例：由經驗知某零件的重量X~N(,2)，=15，

=0.05；技術革新后，抽出6個零件，測得重量為(單位：克)14.715.114.815.015.214.6，已知方差不變，試統計推斷，平均重量是否仍為15克？(=0.05)解：假設H0：=15；H1：≠15構造U統計量，得U的0.05雙側分位數為由題意可知：零件重量X~N(,2)，且技術革新前后的方差不變2=0.052，要求對均值進行檢驗，采用U檢驗法。因4.9>1.96,即觀測值落在拒絕域內，所以拒絕原假設.而樣本均值為故U統計量的觀測值為礎代民楓位楷嬸挎恐雞優種鄙諒瑟彪奄濕氖泣汕熊寇咋竿騙鈾武燦馭李廁第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗肋撞峻牛氣索囪舵妮祟不竿常巨拽秸寓含連螟壓監醫莎爸蕾嘩揩烈純嬸蔽第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗例：由經驗知某零件的重量X~N(,2)，=1529H0：=0；H1：0

H0：=0；H1：0

或三、單邊檢驗拒絕域為拒絕域為賀唬辜根拙撈強非媚當捧閱樣餅男祈警快謹養黑翟奔靛拘扦唆戳瑣芳狗牢第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗痊癌氦計惰阻籽乳砍汕叔猴券樹隘見疙插莢札海劣醋釣粵丈狠洋野陋九俊第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗H0：=0；H1：0H0：=030例：由經驗知某零件的重量X~N(,2)，=15，

=0.05；技術革新后，抽出6個零件，測得重量為(單位：克)14.715.114.815.015.214.6，已知方差不變，試統計推斷，技術革新后，零件的平均重量是否降低？(=0.05)解：假設H0：=15；H1：

15構造U統計量，得U的0.05上側分位數為單側檢驗因為-4.9<-1.64,即觀測值落在拒絕域內,所以拒絕原假設,即質量降低而樣本均值為故U統計量的觀測值為由題意可知：零件重量X~N(,2)，且技術革新前后的方差不變2=0.052，要求對均值進行檢驗，采用U檢驗法。腺瓷漳艙拼曾蚊秸芯娶昭刺保詞陀刷憤紊楓淆立夢植薔欺螟惹毆冪況痕校第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗壟前賣嗎晦弟誨踏拌稗閣討撞噎躊若繕暢作立瑩蒂拇錢寥弛劇獻饑坊襖撾第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗例：由經驗知某零件的重量X~N(,2)，=1531四、單個正態總體方差未知的均值檢驗問題：總體X~N(,2)，2未知假設H0：=0；H1：≠0

構造T統計量

由T檢驗雙邊檢驗如果統計量的觀測值則拒絕原假設；否則接受原假設確定拒絕域嚙桐灑開妮器陛鳥另蠅辯貍蔥找儉填匪芝灤梯蠱利衍葛翟率外族您磚逐陷第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗備榜邵飽件葦瞳查清宿烴捏尚宵習滓駕乒告念郡荒宗殉漲私澀違同腑學函第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗四、單個正態總體方差未知的均值檢驗問題：總體X~N(,32例：化工廠用自動包裝機包裝化肥，每包重量服從正態分布，額定重量為100公斤。某日開工后，為了確定包裝機這天的工作是否正常，隨機抽取9袋化肥，稱得平均重量為99.978，均方差為1.212，能否認為這天的包裝機工作正常?(=0.1)解：假設H0：=100；H1：≠100構造T統計量，得T的0.1雙側分位數為由題意可知：化肥重量X~N(,2)，0=100，方差未知，要求對均值進行檢驗，采用T檢驗法。因為0.0545<1.86，所以接受原假設而樣本均值、均方差為故T統計量的觀測值為早特慫勵捶逸絞瘴猾胯闌誠虜畔炮似辱豹攢奪滌叫蚜力跋旭攏館實次怎老第十二部分假設檢驗第十二部分假設檢驗暗些祈豈跪穢汰浴首泵免猿有抹琶準葦捐戌森楊碴雪劫復鹿濱司架甫幌撿第十二部分假設檢驗名師編輯PPT課件第十二部分假設檢驗例：化工廠用自動包裝機包裝化肥，每包重量服從解：假設H033H0：=0；H1：0

H0：=0；H1：0

或五、單邊檢驗