第八章 假设检验

(5) 做出判断 对双边检验, 当| z | z /2 时, 拒绝 H 0 ，反之接受 H 0 ；对右边检验, 当 z z 时, 拒绝 H 0 ，反之接受 H 0 ；对 左边检验, 当 z z 时, 拒绝 H 0 ， 反之接受 H 0 .
例 1 根据长期的经验和资料分析， 某砖瓦厂 生产的砖的“抗断强度” X 服从正态分布，方差
二、检验中的两类错误
所作判断
真实情况 接受 H0 正确 第II类错误 拒绝 H0 第I类错误
H0 为真 H0 为假
正确
弃真错误又称第I类错误 取伪错误又称第II类错误
弃真错误： H 0 为真时, 根据样本检验后却做 出了拒绝 H 0 的判断. 将 H 0 为真时拒绝 H 0 这一事件记为{拒绝 H 0 | H 0 为真}, 则
8.32%.
二. 正态总体方差的假设检验
设 总 体 X ~ N ( , 2 ) , 其 中 , 2 未 知 , X1 , X 2 , , X n 是来自 X 的样本 , 现对 2 提出假 设检验。
对双边检验
2 2 H0 : 2 0 , H1 : 2 0
由于 S 2 是 2 的无偏估计，因此当 H 0 为真时, 2 S 2 与 0 的比值应在 1 周围波动. 由于
2 1.21，今从该厂生产的一批砖中，随机抽取 6
块，测得抗断强度( kg / cm2 )为：32.56, 29.66, 31.64, 30.00, 31.87, 31.03，问可否认为这批砖的平均抗断 强度为 32.50 kg / cm2 ?
解： H 0 : 0 32.50, H1 : 0 取 0.05, 则临界点 z /2 1.96 , 且
X 0 Z / n
故称为 Z 检验法
当检验统计量的取值落在某个区域C 时 , 根据检验方法 , 应该拒绝原假设
H 0 , 称区域 C 为拒绝域 . 显然, 例 1
中的拒绝域为
x 0 z /2 / n
抽样分布
拒绝域
置信水平
拒绝域
/2
1-
接受 域
临界值 H0值 临界值
/2
故拒绝 H 0 ，即认为该批工艺品的宽度与长度的比值不 符合黄金矩形的标准.
例 2 从某种含铜溶液的四次测定值算得溶 液 含 铜 量 的 平 均 值 为 8.30(%), 标 准 差 s 0.03 (%). 若测定值总体服从正态分布 , 试在 0.05 条件下检验溶液含铜量是否显 著性低于 8.32%？
样本统计量
抽样分布
拒绝域
置信水平
拒绝域
/2
1-
/2 接受域
临界值
H0值
临界值
样本统计量
抽样分布
拒绝域
置信水平 拒绝域
/2
1- 接受域
/2
临界值
H0值 临界值
样本统计量
抽样分布
拒绝域
置信水平
拒绝域
/2
1-
接受域
/2
临界值
H0值
临界值
样本统计量
检验的类型 研究的问题 假设 双边检验 H0 H1 = 0 ≠ 0 左边检验 0 < 0 右边检验 0 > 0
设 H 0 : 0 为真, 构造统计量
X 0 Z ~ N (0,1) / n
给定一个小概率 (称为显著性水平), 取 k z /2 ,得
X 0 P{| Z | z / 2} P z / 2 / n
X 0 由于 是一个小概率 , 因此 z /2 是 / n
(2) 选取 Z 检验统计量
X 0 Z / n
(3) 对给定的 , 查表求临界点 对双边检验 , 查表求标准正态分布的上 分位点 z /2 ；对右边检验, 查表求标准正 态分布的上分位点 z ；对左边检验, 查表 求 z .
(4) 根据样本观察值计算Z 的值
x 0 z / n
对提出的假设检验
H 0 : 0 , H1 : 0
x 0 当 H 0 为真时， 差值 应该较小； 反之, 当 s/ n
H1成立时, 差值表现为较大. 由于
X 0 t ~ t (n 1) S/ n
因此, 可选取t 分布的上分位点t /2 (n 1) ,
x 0 当| | t /2 (n 1) 时, 拒绝假设 H 0 ； s/ n 反之, 接受假设 H 0 .
P{拒绝 H 0 | H 0 为真} PH 0 {拒绝 H 0 }
称为显著性水平
取伪错误：H 0 不真时, 根据样本检验后做出 了接受 H 0 的判断, 其概率记为
P{接受 H 0 | H 0 不真} PH1 {接受 H 0 }
单个正态总体参数的检验
一. 正态总体 N ( , ) 均值的检验
x 0 31.13 32.5 3.05 z /2 1.96 / n 1.1/ 6
所以 , 拒绝假设 H 0 , 即认为这批砖的平均抗断 强度不是 32.50 kg / cm2 .
2. t 检验法(适用于 2 未知)
设 总 体 X ~ N ( , 2 ) , 其 中 方 差 2 未 知 , X1 , X 2 , , X n 是来自 X 的一个样本,现对均值 提出假设. t 检验法的原理和检验步骤与 Z 检验法大体 相同, 不同之处在于此时正态总体的方差 2 未知, 因而要用 2 的无偏估计 S 2 代替，从而 检验统计量服从的分布与 Z 检验统计量服从 的分布不同 , 而且拒绝域的临界点也不一 样.
如果一个矩形的宽度w与长度l 的比 w / l ( 5 1) / 2 0.618 ，这样的矩形称为黄金矩形．这种尺寸 的矩形使人们看上去有良好的感觉．现代的建筑构件、工艺 品、商业信用卡等常常采用黄金矩形，现从某工艺品厂生产 的某种矩形形状的工艺品中随机抽取２０件, 测得矩形的宽 度与长度的比值为： 0.963 0.749 0.654 0.670 0.662 0.672 0.615 0.606 0.690 0.628 0.668 0.611 0.606 0.609 0.601 0.553 0.570 0.844 0.576 0.993. 设该 厂生产的这种工艺品的宽度与长度的比值服从正态分布，均 值为 ，试检验该批工艺品的宽度与长度的比值是否符合黄 金矩形的标准? ( 0.05)
(4) 根据样本观察值计算t 的值
x 0 t s/ n
(5) 做出判断 对双边检验, 当| t | t /2 (n 1)时, 拒绝 H 0 ， 反之接受 H 0 ； 对右边检验, 当t t (n 1) 时, 拒绝 H 0 ， 反 之接受 H 0 ； 对左边检验, 当t t (n 1)时, 拒绝 H 0 ， 反之接受 H 0 .
一个小概率事件 , 在一次试验中是几乎不能
x 0 发生的 . 当样本观察值 x 满足 z /2 时 , / n
小概率事件发生, 故拒绝假设 H 0 ；反之, 接受
H 0.
在检验过程中应用到两个思想（原理） 一、实际推断原理（小概率原理）： 小概率事件在一次试验中不大可能出现； 二、反证法思想： 假设Ho为真，若小概率事件发生就拒绝. 假设检验的基本步骤 1. 将实际问题化为数学式子，并提出假设Ho ,H1， Ho称为原假设， H1称为对立假设(备择). 注：原则上将含有等号的式子放在Ho，而并不是 将实际问题化成的数学式子放在Ho
2
1. Z 检验法(适用于 已知) 2 2 设总体 X ~ N ( , ), 其中方差 已知, X1, X 2 , , X n 是来自 X 的一个 样本,现对均值 提出假设. Z 检验 法的检验步骤如下：
2
(1) 提出如下假设之一
H 0 : 0 , H1 : 0 H 0 : 0 , H1 : 0 H0 : 0 , H 1 : 0
解 提出假设
H 0 : 0 8.32, H1 : 0
检验的拒绝域为
x 0 t t (n 1) s/ n 查表得t (n 1) t0.05 (3) 2.3534 , 又 x 0 t 1.33 t (n 1) 2.3534 s/ n 故接受 H 0 . 即认为溶液含铜量没有显著性低于
2 /2 ( n 1) 时 , 拒绝原假设 H 0 , 反
之接受 H 0 .
检验法的检验步骤如下： (1) 根据题意, 提出如下假设之一
2 2 H0 : 2 0 , H1 : 2 0
H 0 : , H1 :
2 2 0 2
2 0
2 2 H0 : 2 0 , H1 : 2 0
t 检验法的检验步骤如下：
(1) 提出如下假设之一
H 0 : 0 , H1 : 0 H 0 : 0 , H1 : 0 H0 : 0 , H 1 : 0
(2) 选取t 检验统计量
X 0 t s/ n
(3) 对给定的 , 查表求临界点 对双边检验, 查表求 t 分布的上分位点t /2 ； 对右边检验, 查表求 t 分布的上分位点t ； 对左边检验, 查表求t .
2
(n 1) S 2
02
~ 2 (n 1)
因 此 , 可 选 取 2 分 布 的 两 个 上 分 位 点
2 当 12 /2 (n 1) 与 /2 (n 1) ，
(n ) 1 s2
或
(n 1) s 2
02
12 (n ) 1 2 /
02
例 1
解
本题需检验假设
H 0 : 0 0.618, H1 : 0
检验的拒绝域为