H0H0統推基問§7.1假設檢驗基本概假設：假設檢驗(hytssteting例、兩廠生產同一產品，其重量指標都服從正態分例、兩廠生產同一產品，其重量指標都服從正態分（g5件產品測得：119，120，119.2，119.7，119.6從乙廠也抽出5件產品測得Excel“示例sheet（1）H0【分析：要檢驗假設H0120是否正確．現在樣本平均值與120有差異，兩種可抽樣的隨機引起的假設不正確，即μ≠120假設檢驗基本概念與一般步 假設檢驗基本概念與一般步 原假設H0,備擇假設H0與H10.5（kg），設每袋重量服從正態分布，0.014(kg）。為檢驗包裝機的工作是否正常，隨機抽取10袋，稱得凈重分別為：H0:0(量，則~N(,H:107.1.27.1.2有一廠商聲稱，有75%以上的用設用戶滿意率為pH0：p H：p等號原經驗的結論作尊重控制嚴 原 （二）構造統計量U（二）構造統計量U，由7.1.1~N()，H：00.5，H1：給定置信度為分析：若H真，即對給定的置信度，選定常數c使得Px0c1 (1)選統計量UX0和臨界值 ，則 P{|U|U}10.05,UU0.975nW1:(,U)∪(U（3）做出判斷：若UW0,接受；若U入ExcelP-221sheet1-||u|196”是一個小概率事件，根據小概率事件的實際不可能原理，我們認為在H0成立|u|1.96”是不可能發生的。如果發生了，就有理由原假設H0；否則，沒有理由H0H0，判斷判斷的法：p值檢驗p?P{U如果這個概率,則統計量的觀測值U?落在 題p?P{UU?}P{U22(1.7393)0.082 拒真概率（廠方風險）H0|H0真第二類錯誤（取偽）：0錯誤受偽概率（使用方風險）P{接受H0|H0不真理想方法：與都盡可能地小不可錯誤和和的關根據保護原假設的原則，我們僅對加以限制，而不考慮取取 ，增大樣本容量使減n給定，規定，使不足:只控制,不控制,使得H0與H1地位不 （a）H0 P{U?W1|H0為真},H假設檢假設檢驗的一般步驟提出H0H1選取統計量U，計算測試值U（3）對于給定的求出臨界值，劃分W0和W1，使得：P{UW1|H0真}(4)做出判斷：若UH0若UW H (1(1UX和臨界值 ，則nP{|U|U}1n0.05,UU0.975W1:(,U)∪(U,（3）做出判斷：若UW0,接受；若U得U?7.2.1正態總體均值的檢 一.單個總體N(μ,σ2)均值μ的檢1、2U檢驗檢驗法：“U檢驗法Z檢驗（1）H：，H：域W1:UU H0:0,H1:0;H0:0,H1:0H0:0,H1:0;H0:0,H1:0H0H0:,H1:H:,H:a),b)x0H/臨界值為u域W1(U1)，接受域WUH0H0:0,H1:c),d)x0H/域W(U,，接受域W(U例7.1.1某藥廠包例7.1.1某藥廠包裝硼酸粉，規定每袋凈重為0.014(kg）。為檢驗包裝機的工作是否正常機抽取10袋，稱得凈重分別為0.5150.5150.5060.4970.488解：設每袋凈重為 量，則~N(,0.014H0:0,H1:取統計量UX0 域為W1(U1(HExcelP-02、2、2未知T檢驗（1）H：，H：域W1:TTH0:0,H1:0;H0:0,H1:0H0:0,H1:0;H0:0,H1:0臨界值為t1t域W(t，接受域Wtc),d)域W(t,，接受域W(t已知 參參統計TXS~t(nTt(nTt(nTt(n例7.2.1兩廠生產同一產品，其重量指標都服從正態分布，按規定其均值應該等于120（g。從甲廠Excel“示例sheet解：H解：H0120,H12未知，故采用單個總體的雙側t檢驗甲廠，由n5,x119.5,SxSn10.4，得測量Txxx0119.5乙廠由n5,y114,SS6.105Ty0114120臨界 (n1)(4)拒域域為W1(t0.975(4(t0.975(4(,2.776)∪(2.776,TxW1，Ty故推斷甲廠產品的均值120，而乙廠產1201、樣本2、甲產品較穩定，細微差別容易被檢例2.例2.~N(2 要檢驗假設強度是否為Excel7.2li2-解：1）H00;H1H2）03）|t||45.9848|21.535/4）與臨界值比較|t|2.9422.7764t（統計量的值落 域內結論 原假設，即認為487.2.27.2.2正態總體方差的檢 （1）雙側檢H：，H 0， 域( ) 2）（2）單側檢a)22,222,2c)22,2d)22,2 (X(n1)Sn(X證2、單個總體，未知，的檢統計量22(n和綸的纖度綸的纖度~N(,2下有0.048。5根，測得纖度為解：1）檢驗假設H0:0;H1:1.36，1.40，1.44，問：的標準差((022Excel7.2li2-n5,s22n (4)0.484, (4)11.143213.50711.1432參條HH已2