（1）0.512&&&（2）(1)有放回地抽取3次,按抽取顺序(x,y,z)记录结果,则x,y,z都有10种可能,所以基本事件总数为10×10×10=103(种);设事件A为“连续3次都取正品”,则包含的基本事件共有8×8×8=83种,因此P(A)==0.512.(2)可以看作不放回抽样3次,顺序不同,基本事件不同,按抽取顺序记录(x,y,z),则x有10种可能,y有9种可能,z有8种可能,所以基本事件总数为10×9×8.设事件B为“3件都是正品”,则事件B包含的基本事件总数为8×7×6,所以P(B)==.
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科目：高中数学
来源：不详
题型：解答题
如图，某中学甲、乙两班共有25名学生报名参加了一项&测试．这25位学生的考分编成的茎叶图，其中有一个数据因电脑操作员不小心删掉了（这里暂用x来表示），但他清楚地记得两班学生成绩的中位数相同．（1）求这两个班学生成绩的中位数及x的值；（2）如果将这些成绩分为“优秀”（得分在175分以上，包括175分）和“过关”，若学校再从这两个班获得“优秀”成绩的考生中选出3名代表学校参加比赛，求这3人中甲班至多有一人入选的概率．
科目：高中数学
来源：不详
题型：解答题
某中学在高一开设了数学史等4门不同的选修课，每个学生必须选修，且只能从中选一门。该校高一的3名学生甲、乙、丙对这4门不同的选修课的兴趣相同。（1）求恰有2门选修课这3个学生都没有选择的概率；（2）设随机变量为甲、乙、丙这三个学生选修数学史这门课的人数，求的分布列及期望，方差．
科目：高中数学
来源：不详
题型：填空题
甲，乙两名运动员各自等可能地从红、白、蓝3种颜色的运动服中选择1种，则他们选择相同颜色运动服的概率为_______．
科目：高中数学
来源：不详
题型：解答题
某城市随机抽取一年（365天）内100天的空气质量指数API的监测数据，结果统计如下：API空气质量优良轻微污染轻度污染中度污染中度重污染重度污染天数413183091115&记某企业每天由空气污染造成的经济损失S（单位：元），空气质量指数API为ω。在区间[0，100]对企业没有造成经济损失；在区间对企业造成经济损失成直线模型（当API为150时造成的 经济损失为500元，当API为200时，造成的经济损失为700元）；当API大于300时造成的 经济损失为2000元；（1）试写出是S(ω)的表达式;（2）试估计在本年内随机抽取一天，该天经济损失S大于200元且不超过600元的概率；（3）若本次抽取的样本数据有30天是在供暖季，其中有8天为重度污染，完成下面2×2列联表，并判断能否有95%的把握认为该市本年空气重度污染与供暖有关？P(K2
≥ k0)0.250.150.100.050.0250.0100.0050.001k01.3232.0722.7063.8415.0246.6357.87910.828附：&非重度污染重度污染合计供暖季&&&非供暖季&&&合计&&100&
科目：高中数学
来源：不详
题型：解答题
（;重庆）某商场举行的“三色球”购物摸奖活动规定：在一次摸奖中，摸奖者先从装有3个红球与4个白球的袋中任意摸出3个球，再从装有1个蓝球与2个白球的袋中任意摸出1个球，根据摸出4个球中红球与蓝球的个数，设一、二、三等奖如下：奖级摸出红、蓝球个数获奖金额一等奖3红1蓝200元二等奖3红0蓝50元三等奖2红1蓝10元&其余情况无奖且每次摸奖最多只能获得一个奖级．（1）求一次摸奖恰好摸到1个红球的概率；（2）求摸奖者在一次摸奖中获奖金额x的分布列与期望E（x）．
科目：高中数学
来源：不详
题型：单选题
从集合A={-1,1,2}中随机选取一个数记为k,从集合B={-2,1,2}中随机选取一个数记为b,则直线y=kx+b不经过第三象限的概率为(　　)A．B．C．D．
科目：高中数学
来源：不详
题型：单选题
某人把大小相同的3个黄色，3个白色的乒乓球放到一个盒子里，让人摸球。规定：若摸得同色3个球，则送给摸球者5元钱，若摸得非同色的3个球，摸球者付给自己1元钱。假定一天内有100人次摸球，试从概率角度估算一下这个人一年（按360天计算）能赚的钱数为（&&&）A．6000B．12000C．7200D．14400
科目：高中数学
来源：不详
题型：单选题
同时投掷两个骰子，则向上的点数之差的绝对值为4的概率是（&&）A．B．C．D．
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南京工业大学概率论课件 第八章
第八章假设检验§8.1 假设检验的基本思想§8.2 正态总体未知参数的假设检验§8.3 单侧假设检验上一章介绍了对总体中未知参数的估计方法 。本章将讨论统计推断的另一个重要方面―― 统计假设检验。出于某种需要，对未知的或不完
全明确的总体给出某些假设，用以说明总体可能 具备的某种性质，这种假设称为统计假设。如正 态分布的假设，总体均值的假设等。这个假设是 否成立，还需要考察，这一过程称为假设检验， 并最终作出判断，是接受假设还是拒绝假设。 本章主要介绍假设检验的基本思想和常用的 检验方法，重点解决正态总体参数的假设检验 。§1 假设检验的基本思想一、 假设检验问题的提出二、假设检验的基本思想三、假设检验中两类错误统计推断的另一个重要问题是假设检验问题。 在总体的分布函数未知或只知其形式，但不知其参 数的情况下，为了推断总体的某些性质，提出某些 关于总体的假设。例如，提出总体服从泊松分布的 假设，又如，对于正态总体提出数学期望? 0的假 设等。 假设检验就是根据样本对所提出的假设作出 判断：是接受，还是拒绝。 这里，先结合例子来说明假设检验的基本思 想和做法。例1 已知某炼铁厂的铁水含碳量X在某种工艺条 件下服从正态分布N(4.55，0.1082)。现改变了工艺条 件，测了五炉铁水，其含碳量分别为： 4.28，4.40，4.42，4.35，4.37 根据以往的经验，总体的方差?2= 0.1082一般不会改变。 试问工艺条件改变后，铁水含碳量的均值有无改变？显然，这里需要解决的问题是，如何根据样本判断现在冶炼的铁水的含碳量是服从?≠4.55的正态分布呢？还是与过去一样仍然服从? =4.55的 正态分布呢？若是前者，可以认为新工艺对铁水 的含碳量有显著的影响；若是后者，则认为新工 艺对铁水的含碳量没有显著影响。通常，选择其 中之一作为假设后，再利用样本检验假设的真伪。例2 某自动车床生产了一批铁钉，现从该批铁钉中 随机抽取了11根，测得长度(单位：mm)数据为：10.41，10.32，10.62，40.18，10.77，10.64，10.82， 10.49，10.38，10.59，10.54。 试问铁钉的长度X是否服从正态分布？ 而在本例中，我们关心的问题是总体X是否服从 正态分布。 如同例1那样，选择“是”或“否”作为假设， 然后利用样本对假设的真伪作出判断。以上两例都是实际问题中常见的假设检验问题。 我们把问题中涉及到的假设称为原假设或称待检假 设，一般用H0表示。而把与原假设对立的断言称为备 择假设，记为H1。如例1，若原假设为H0：?= ? 0=4.55，则备择假设为H1：?≠4.55。若例2的原假设为H0：X服从正态分布，则备择假设为H1：X不服从正态分布。当然，在两个假设中用哪一个作为原假设，哪 一个作为备择假设，视具体问题的题设和要求而定。 在许多问题中，当总体分布的类型已知时，只 对其中一个或几个未知参数作出假设，这类问题通常称之为参数假设检验，如例1。而在有些问题中，当总体的分布完全不知或不 确切知道，就需要对总体分布作出某种假设，这种 问题称为分布假设检验，如例2。接下来我们要做的事是：给出一个合理的法则， 根据这一法则，利用巳知样本做出判断是接受假设 H0 ，还是拒绝假设H0。二、假设检验的基本思想假设检验的一般提法是：在给定备择假设H1下， 利用样本对原假设H0作出判断，若拒绝原假设H0，那 就意味着接受备择假设H1，否则，就接受原假设H0。 换句话说，假设检验就是要在原假设H0和备择假 设H1中作出拒绝哪一个和接受哪一个的判断。究竟如 何作出判断呢？对一个统计假设进行检验的依据是所 谓小概率原理，即例如，在100件产品中，有一件次品，随机地 从中取出一个产品是次品的事件就是小概率事件。因为此事件发生的概率?=0.01很小，因此，从中任意抽一件产品恰好是次品的事件可认为几乎不可能发生的，如果确实出现了次品，我们就有理由怀疑这“100件产品中只有一件次品”的真实 性。那么?取值多少才算是小概率呢？这就要视实际问题的需要而定，一般?取0.1，0.05，0.01等。以例1为例：首先建立假设 ： H0：?=?0=4.55，H1：?≠4.55。 其次，从总体中作一随机抽样得到一样本观察 值(x1，x2，…，xn)。H0正确，则1 n 注意到 X ? ? X i 是的无偏估计量。因此，若 n i ?11 n x ? ? x i 与?0的偏差一般不应太大，即 | x ? ? 0 | n i ?1 不应太大，若过分大，我们有理由怀疑H0的正确性而拒 绝H0。由于 Z ? X ? ? 0 ~ N (0 , 1) 因此，考察 | x ? ? 0 | ?/ n的大小等价于考察| x ? ?0 || x ? ?0 |?/ n的大小，哪么如何判断?/ n是否偏大呢？具体设想是，对给定的小正数?，由于事件 ?| X ? ?0 | ? ? z? / 2 ? ? ? ?/ n ? 是概率为?的小概率事件，即?| X ? ?0 | ? P? ? z? / 2 ? ? ? ? ?/ n ?因此，当用样本值代入统计量 Z ?具体计算得到其观察值 | z |?X ? ?0?/ n.;| x ? ?0 |?/ n若 | z |? z? / 2 即说明在一次抽样中，小概率事件居然发生了。 因此依据小概率原理，有理由拒绝H0，接受H1； 若 | z |? z? / 2 ，则没有理由拒绝H0，只能接受H0。X ? ?0 统计量 Z ? 称为检验统计量。 ?/ n当检验统计量取某个区域C中的值时，就拒绝H0， 则称C为H0的拒绝域，拒绝域的边界点称为临界值。如例1中拒绝域为|z |? z? / 2，临界值为 z ? z? / 2和z ? ? z? / 2将上述检验思想归纳起来，可得参数的假设检验的 一般步骤：(1)根据所讨论的实际问题建立原假设H0及备择假设 H1； (2)选择合适的检验统计量Z，并明确其分布；(3)对预先给定的小概率?＞0，由P{|Z|≥z?/2}= ? 确定 临界值z?/2 ；(4)由样本值具体计算统计量Z的观察值z，并作出判 断，若|z|≥z?/2 ，则拒绝H0，接受H1；若|z|＜ z?/2 ， 则接受H0。现在，我们来解决例1提出的问题： (1)假设H0：?=? 0=4.55，H1：?≠4.55； X ? ?0 (2)选择检验用统计量 Z ? ~ N (0 , 1) ?/ n (3)对于给定小正数，如?=0.05，查标准正态分表得 到临界值z?/2 =z0.025 =1.96； ? 2 ? 0.1082 (4)具体计算：这里n=5， ? 4.364, x故Z的观察值 z ? x ? ? 0 ? 4.364 ? 4.55 ? ?3.9 ?/ n 0.108 / 5 因为| z|=3.9＞1.96，所以拒绝H0，接受H1，即 认为新工艺改变了铁水的平均含碳量。三、假设检验中两类错误第Ⅰ类错误，当原假设H0为真时，却作出拒绝H0的判断，通常称之为弃真错误，由于样本的随机性，犯这类错误的可能性是不可避免的。若将犯这一类错误的概率记为? ，则有P{拒绝H0|H0为真}=?。第Ⅱ类错误，当原假设H0不成立时，却作出接受H0的决定，这类错误称之为取伪错误，这类错误同样是不可避免的。若将犯这类错误的概率记为? ， 则有P{接受H0|H0为假}= ? 。自然，我们希望一个假设检验所作的判断犯这两 类错误的概率都很小。事实上，在样本容量n固定的情况下，这一点是办不到的。因为当?减小时，?就增大；反之，当?减小时，就?增大。那么，如何处理这一问题呢？事实上，在处理实际问题中，一般地，对原假 设H0，我们都是经过充分考虑的情况下建立的，或 者认为犯弃真错误会造成严重的后果。例如，原假设是前人工作的结晶，具有稳定性， 从经验看，没有条件发生变化，是不会轻易被否定的，如果因犯第Ⅰ类错误而被否定，往往会造成很大的损失。因此，在H0与H1之间，我们主观上往往倾向于保护H0，即H0确实成立时，作出拒绝H0的概率应是 一个很小的正数，也就是将犯弃真错误的概率限制在事先给定的范围内，这类假设检验通常称为显著性假设检验，小正数?称为检验水平或称显著性水平。§8.2 正态总体下未知参数的假设检验一、单个正态总体情形二两个正态总体的情况一、单个正态总体情形1．均值?的检验原假设H0：? =? 0，备择假设H1： ?≠? 0。(a)?2已知由上节的讨论可知，在H0成立的条件下，选用检 验统计量 X ? ?0 Z? ~ N (0 , 1) ?/ n 对给定的检验水平?，查正态分布表得临界值z?/2， 再由样本值具体计算统计量Z的观察值z并与z?/2比 较 ，若|z|≥z?/2 ，则拒绝H0，接受H1；若|z|＜ z?/2 ， 则接受H0。这种检验法常称为Z检验法。例1 设某车床生产的钮扣的直径X服从正态分布，根据以 往的经验，当车床工作正常时，生产的钮扣的平均直径 ?0=26mm，方差?2 =2.62。某天开机一段时间后，为检验车 床工作是否正常，随机地从刚生产的钮扣中抽检了100粒， 测得均值为26.56。假定方差没有什么变化。试分别在?1=0.05，?2=0.01下，检验该车床工作是否正常？解：原假设H0：? =? 0，备择假设H1： ?≠? 0。 由?1=0.05及?2=0.01，查正态分布表，得临界值 z?1/2 = z0.025=1.96，z?2/2 = z0.005=2.58。而| z |? | x ? ?0 | ? | 26.56 ? 26 | 2.6 / 100 ? 2.15?/ n因此，| z |=2.15＞1.96，但| z |=2.15＜2.58，故在 检验水平?1=0.05下，应当拒绝H0，接受H1，即认为 该天车床工作不正常；而在检验水平?2=0.01下，应 当接受H0，即认为该天车床工作是正常的。上例说明： 1）对于同一个问题，同一个样本，由于检验水平不一样，可能得出完全相反的结论。因此，在实际应用中，如何合理地选择检验水平是非常重要的。2) ?越大( z? 2越小)故拒绝域增大即差异 显著性的水平较强 .反之, ?越小( z? 2变大)故拒绝域减小即差异 显著性的水平较低 .(b) ?2未知 由于?2未知，因此，不能用Z作为检验统计量，但注意到样本方差1 n S 2? (X i ? X )2 ? n ? 1 i ?1是?2的无偏估计量，因此，我们自然会想到用s2代替?2，而在第六章的定理3也已经证明，在H0成立的 条件下，统计量T?X ? ?0 S/ n~ t ( n ? 1)于是，对给定的显著性水平?＞0，查t分布表可 得临界值t?/2，使P{|t|≥ t?/2}=?成立。再由样本值具体 计算统计量T的观察值t，并与t?/2比较，若| t |≥t?/2， 则拒绝H0，接受H1；若| t |＜t?/2，则接受H0。这种 检验法也称为t 检验法。 例2 某厂利用某种钢生产钢筋，根据长期资料的分析， 知道这种钢筋强度X服从正态分布，今随机抽取六根 钢筋进行强度试验，测得强度X(单位：kg/mm2)为 48.5，49.0，53.5，56.0，52.5，49.5。 试问：能否据此认为这种钢筋的平均强度为52.0 kg/mm2(?=0.05)?解 设X～N(?，?2)， 依题意建立假设H0：? =? 0，H1： ?≠? 0。 这里?2未知，故在H0成立的条件下应选取检验统计量T?X ? ?0 S/ n~ t ( n ? 1)由已知? =0.05，查t分布表得临界值t?/2 =t0.025(6－1)=2.571。又由样本值算得x ? 51.5t?s 2 ? 8.951.5 ? 52.0 8.9 / 6 ? ?0.41因为，| t |≈0.41＜2.571，故接受H0，即可以认为这种钢筋的平均强度为52.0 kg/mm2。例3 设某厂生产的灯泡寿命单位 : 小时) x ~ N ( ? , ? 2 ) (? 0 ? 1000, ? 2未知. 现随机抽取样本16 只, 测得x ? 946样本方差 s 2 ? 120 2 .试在显著性水平 ? 0.05 ? 检验这批灯泡的寿命与 1000是否有显著差异？解 提出假设： H 0：? ? ?0 ? 1000； 1：? ? 1000 H拒绝域： |? |tx ? ?0 s n? t? 2 ( n ? 1)964 ? 1000 当? ? 0.05, | t |? ? 1.8 ? t 0.025 (15) ? 2.13 120 4 接受H 0 , 即灯泡寿命与 1000无显著差异。2．方差的检验 设总体X～N(?，?2)，均未知，(X1，X2，…，Xn) 来自总体X的样本，要求进行的检验(设显著性水平为 ?＞0)为? 2 = ? 02 ，备择假设H1： 2 ≠ ? 02 ? 原假设H0： 。 由于 1 n 2 2S ?? (X n?1i ?1i? X)? 2 的无偏估计量，因此由第六章的定理3知当H0 是为真时，统计量n? ?2(X i ? X )2 ?i ?1 2 ?0?( n ? 1) S 22 ?0~ ? 2 ( n ? 1)因此对给定检验水平? ＞0，由?2分布表求得临界 2 2 值 ? ? / 2(nC1)及 ?1?? / 2 (nC1)使P{ ? ? ? ? / 2 ( n ? 1)} ? P{ ? ? ?2 2 22 1??2( n ? 1)} ??2再由样本值(x1, x2, …, xn)具体计算统计量?2的观察值? ?2( n ? 1) s 2判断：若? ?2?22 02 1?? / 2?? / 2 ( n ? 1)或? ? ?22( n ? 1), 则拒绝H 0 ;若?2 1?? / 2( n ? 1) ? ? ? ?? / 2 ( n ? 1), 则接受H 0 ;2这种检验法称为?2检验法。例4 某种电子元件的寿命(单位：h) X～N (?，?2)， 其中?，?2未知。现检测了16只电子元件，其寿命如 下： 159，280，101，212，224，279，179，264， 222，362，168，250，149，260，485，170。 试问元件寿命的方差?2是否等于1002(?=0.05)？ 解 依题意，假设H0：?2=1002，H1：?2≠1002，选 取检验统计量? ?2( n ? 1) S2?2 0~ ? ( n ? 1)2因此对给定检验水平? =0.05，由?2分布表求得临界值2 ? ? / 2 ( n ? 1) ? ? 02.025 (15) ? 27.4882 ? 2 ? (n ? 1) ? ? 0.975 (15) ? 6.262 1?又据样本值算得： s 2 ? 92.403822( n ? 1) s 2 15 ? 92.40382 2 故 ? ? ? ? 12.81 2 2 ?0 100因为6.262＜12.81＜27.488，所以，应接受H0，即 可以认为电子元件寿命的方差?2与1002无显著差异。例5 某厂生产的某种型号的电池，其寿命长期以来服 从方差?2=5000（小时2）的正态分布，现有一批这种 电池，从它的生产情况来看，寿命的波动性有所改 变，现随机抽取26只电池，测出其寿命的样本方差 s2=9200 （小时2）。问根据这一数据能否推断这批电 池的寿命波动性较以往有显著改变（取?=0.02)?解 : 本题要求在检验水平 ? 0.02下检验假设: ? 2 H 0 : ? 2 ? ? 0 ? 5000, H 1 : ? 2 ? 5000现在n ? 26, 查? 2分布表得临界值:2 ? ? / 2 ( n ? 1) ? ? 02.01 ( 25) ? 44.314,? 12?? / 2 ( n ? 1) ? ? 02.99 (25) ? 11.524,又? 02 ? 5000,而由观察值s ? 9200得 : ? ?2 2( n ? 1) s 2?2 0? 46 ? 44.314.所以拒绝H0，由此可以推断这批电池的寿命波 动性较以往有显著改变。二两个正态总体的情况在实际应用中，常常遇到两正态总体参数的比 较问题，如两个车间生产的灯泡寿命是否相同；两批 电子元件的电阻是否有差别；两台机床加工零件的精 度是否有差异等等。一般都可归纳为两正态总体参数 的假设检验。设X 1 , X 2 ,? , X n1 是来自正态总体 ( ?1 , ? 12 )的样 N2 本, Y1 , Y2 ,? , Yn2 是来自正态总体 ( ? 2 , ? 2 )的样本, N 2 两样本独立. 其样本均值为 , Y , 样本方差为S12 , S 2 . X显著性水平为 . ?1.均值差?1 ? ? 2的检验2 ? 12 ? ? 2 未知，检验假设： 原假设： H 0： 1 ? ? 2， 备择假设： 1：? 1 ? ? 2 ? H由第六章的定理知, 在H 0成立时, 应取检验统计量 4 : t? SW X ?Y 1 1 ? n1 n2 ~ t ( n1 ? n2 ? 2)2 ( n1 ? 1) S12 ? ( n2 ? 1) S 2 2 其中 SW ? n1 ? n2 ? 2因此，对给定显著性水平?＞0，可查t分布表求得 临界值t?/2(n1+n2C2)。再由样本值具体计算统计量T的观察值t，并与t?/2(n1+n2C2)比较，若|t|≥ t?/2(n1+n2C2) ，则拒绝H0，接受H1；若|t|& t?/2(n1+n2C2) ，则接受H0。例5 从甲、乙两煤矿各抽样数次，测得其含灰率(%) 如下： 甲矿：24.3，20.8，23.7，21.3，17.4； 乙矿：18.2，16.9，20.2，16.7 假设各煤矿含灰率都服从正态分布且方差相等。试 问甲、乙两煤矿含灰率有无显著差异(?=0.05)？解 依题意，假设H0：?1=?2，H1：?1≠?2。 对给定的检验水平? =0.05，查t分布表得临界值t? / 2 ( n1 ? n2 ? 2) ? t 0.025 (7) ? 2.365又由样本观察值算得 ：x ? 21.5 y ? 182 ws ? 7.5052 1s ? 2.59332 2(5 ? 1) ? 7.505 ? (4 ? 1) ? 2.5933 s ? ? 5.40 5? 4?2t? swx? y 1 1 ? n1 n2?21.5 ? 18 1 1 5.40 ? ? 5 4? 2.245由于2.245＜2.365，故接受H0，即可以认为两煤矿的含灰率无显著差异。注意到2.245与临界值2.365比较接近，为慎重起见，最好再抽样一次，并适当增加样本容量，重新进行一次计算再作决定。例6 下面分别给出两个文学家马克? 吐温(Mark Twain)的8篇小品文以及斯诺特格拉斯(Snodgrass) 的10篇小品文中由3个字母组成的词的比例： 马克? 吐温： 0.225，0.262，0.217，0.240，0.230， 0.229，0.235，0.217 斯诺特格拉斯：0.209，0.205，0.196，0.210， 0.202，0.207，0.224，0.223，0.220，0.201 设两组数据分别来自正态总体,且两总体方差相等, 两样本相互独立.问两个作家所写的小品文中包含3 个字母组成的词的比例是否有显著的差异(取 ?=0.05)?解 : 假设 H 0 : ?1 ? ? 2H1 : ?1 ? ? 22 (? 12 ? ? 2 )对给定的检验水平? =0.05，查t分布表得临界值t? / 2 ?n1 ? n2 ? 2? ? t 0.025 ?16? ? 2.11992 现在 x ? 0.232 , s1 ? 0.000212y ? 0.20972 sws ? 0.00009332 2?n1 ? 1?s12 ? ?n2 ? 1?s22 ?n1 ? n2 ? 2? 0.000145代入 t ? swx? y 1 1 ? n1 n2,可得t ? 3.8796 ? 2.1199拒绝H0 ，即认为两个作家所写的小品文中包含由3个字母组成的词的比例有显著的差异。? 12 2、两总体方差比 2 的检验 ?2 2?1 2 注意到 2 ? 1等价于? 12 ? ? 2 . ?2故 在?1 , ? 2未 知, 可 建 立 假 设:2 2 原 假 设H 0 : ? 12 ? ? 2 , 备 择 假 设 1 : ? 12 ? ? 2 HS12 / ? 12 由于F ? 2 ~ F ( n1 ? 1, n2 ? 1) 2 S2 / ? 2因此，当H0成立时，即? ? ? ，我们可取 2 S1 F ? 2 ~ F ( n1 ? 1, n2 ? 1) 作为检验统计量。 S22 1 2 2对给定的正数?＞0，由P{F ? F? / 2 ( n1 ? 1, n2 ? 1)} ? ? / 2P{ F ? F1?? / 2 ( n1 ? 1, n2 ? 1)} ? ? / 2F 可得临界值 ： ? / 2 ( n1 ? 1, n2 ? 1) 和F1?? / 2 ( n1 ? 1, n2 ? 1) 再由样本值具体计算统计量F的观察值 f 之值， 并与临界值相比较：若f ? F? / 2 ( n1 ? 1, n2 ? 1)或f ? F1?? / 2 ( n1 ? 1, n2 ? 1)则拒绝H0，接受H1；若F1?? / 2 ( n1 ? 1, n2 ? 1) ? f ? F? / 2 ( n1 ? 1, n2 ? 1)则接受H0。这种检验法称为F 检验法。例5 两家工商银行分别对21个储户和16个储户的年存 款余额进行抽样调查，测得其平均年存款余额分别为 2600元和2700元，样本标准差相应为s1=81元和s2=105 元。假设年存款余额服从正态分布，试比较两家银行的平均年存款余额有无显著差异(?=0.10)？解 依题意，需要检验?1与? 2是否相等，但方差未知，而使用t检验，必须在方差相等的条件下进行。因此，首先应检验 σ12，σ22 ，是否相等：2 2 ? (1)检验假设H0：? 12 ? ? 2 ，H1： 12 ≠ ? 2 。由于?=0.10 ，查F分布表可得临界值F? / 2 ( n1 ? 1, n2 ? 1) ? F0.05 ( 20, 15) ? 2.331 1 ? ? 0.45 F1?? / 2 ( n1 ? 1, n2 ? 1) ? F0.95 ( 20, 15) ? F0.05 (15, 20) 2.20计算统计量F的观察值：2 s1 812 f ? 2 ? ? 0. 105因为 0.45＜0.，故应接受H0，即 可以认为它们的方差是相等的。(2)检验假设： ? 1= ? 2，： ? 1≠ ? 2。 由(1)知，因此可用 t 检验。由于?=0.10 ，查 t 分布表可得临界值t? / 2 ( n1 ? n2 ? 2) ? t 0.05 ( 35) ? 1.69计算统计量T的观察值为 ： x? y
t? ? ? ?3.273 1 1 1 1 sw ? 92.06 ? n1 n2 21 16因为| t |=3.273＞1.67，故应拒绝H0，接受H1，也就 是说两家银行客户的平均年存款余额有显著差异。例5 从某锌矿的东,西两支矿脉中,各抽取样本容量分别为9与8的样本进行测试,得样本含锌平均数及样本方差如下:2 东支: x =0.230. S n =0.1337. n1=9； 2 西支: y =0.269, S n =0.1736, n2 =8。1 2若东、西两支矿脉的含锌量都服从正态分布，问东、西两 支矿脉 含锌量的平均值是否可以看作一样(α=0.05)?解：本题是在未知方差，又没有说明方差是否相等的情况下要求检验两总体均值是否相等的问题，首先必须检验方差是否相等： σ12=σ22,即检验假设H0: σ12=σ22。2 S n2 ～F(n1-1，n2-1)(H0为真时)。 选取统计量F= S /2 n1 2 2 S n1 / S n =0.6=0.7702。 又因F= 2而由题设知F0.975(7，8)=1/4.9=0.204，F0.025(7，8)=4.53， 因0.204&f=0.，故接受H0，可以认为σ12=σ22。 下面在未知方差但知相等的条件下，检验假设 H0 ? ：μ1=μ2，H1 ?：μ1≠μ2. 为此选取统计量： T ?X ?Y SW 1 1 ? n1 n2~ t ( n1 ? n2 ? 2)H0 ?的拒绝域为|t|& t?/2(n1+n2-2),由n1=9，n2=8, ?=0.05, 得t ?/2(n1-1，n2-2)=t0.025(15)=2.1315。 因此H0 ?的拒绝域为|t|&2.1315。2 sw ? 2 2 (9 ? 1) S n1 ? (8 ? 1) S n29? 8?2? 0.1523t? swx? y 1 1 ? n1 n2?0.230 ? 0.269 0.1523 1 / 9 ? 1 / 8? ?0.2056因t 没有落入拒绝域，故H0 ?相容，认为东、西两 支矿脉的平均含锌量可以看作一样，无显著差异。样 本均值之间的差异可以认为是由随机性所导致的，而 不是系统偏差。§8.3 单侧假设检验以上介绍的假设检验，归纳起来为下面两种形式：(1)原假设H0：?=?0，备择假设H1：?≠?0，其中?0 为某一常数；(2)原假设H0： ?1=?2，备择假设H1： ?1≠?2，其中?1，?2分别为两相互独立的总体X与Y的参数。这类假设的共同特点是，将检验统计量的观察值与临界值比较，无论是偏大还是偏小，都应否定 H0，接受H1。因此，通常也称为双侧假设检验。但在某些实际问题中，例如，对于设备、元件 的寿命来说，寿命越长越好，而产品的废品率当 然越低越好，同时均方差越小也是我们所希望的。 因此，在实际应用中，除了上述的双侧假设检验之外，还有许多其它形式的假设检验问题：(3)原假设H0：?≥?0(或?≤?0)，备择假设H1：?＜?0(或?＞?0)。其中为总体X的未知参数，?0为一常数；(4)原假设H0：?1≥?2(或?1≤?2)， 备择假设H1：?1＜?2(或?1＞?2)。其中?1，?2 为相互独立的总体X与Y的未知参数。 (3)、(4)两种统计假设，常称之为单侧假设， 相应的假设检验称为单侧（左、右）假设检验。例1 某厂生产的电子元件的寿命(单位：h)X～N(?， ?2)，其中未知。但据以往的经验，电子元件的寿命一直稳定在0=200小时，现该厂对生产工艺作了某些改进，为了了解技术革新的效果，从刚生产的 电子元件中任意抽取16只，测得寿命如下： 199，280，191，232，224，279，179，254， 222，192，168，250，189，260，285，170。试问：工艺改进后，在检验水平?=0.05下是否可以认为元件的平均寿命有了显著的提高？解 显然，该问题是要判断新产品的寿命是否服从? ＞200小时的正态分布？由此，建立假设原假设H0：?≤?0=200，备择假设H1：?＞200。分两种情况讨论 ：1)当?=?0时，由于?2未知，取统计量S/ n 因此，对给定的小正数?，由P{ t≥t?(n-1)}得临界值 t?(n-1)。T?X ? ?0~ t ( n ? 1)显然，? X ? ? 0 ? t ( n ? 1)? ? ? ??S/ n?X ?? S/ n是概率为?的小概率事件或t≥ t?(n-1)是H0的拒绝域。2)当?&?0时，应当考察 T ? ?但由于?未知，故仍取统计量 T ? X ? ? 0 ~ t ( n ? 1) S/ n 作为检验统计量 。由于 X ? ?0 S/ n ? X ?? S/ n由此可得? X ? ?0 ? ?X ?? ? 于是 ? ? t? ( n ? 1)? ? ? ? t? ( n ? 1)? ? ?S/ n ? ?S / n ? X ? ?0 ? ?X ??? P? ? t? ( n ? 1)? ? P ? ? t? ( n ? 1)? ? ? ?S / n ? ?S/ n ?? ? X ? ?0 即 ?T ? ? t? ( n ? 1)? S/ n ? ?更是小概率事件。因此如果统计量T的观察值t?x ? ?0 s/ n? t? ( n ? 1)则应拒绝H0，接受H1；如果t＜ t?(n-1)，则只能接受H0。综合上述两种情况，对于假设检验问题H0： ?≤?0，H1：? &?0，只要由样本值计算统计量T的观察值t≥t?(n-1)，就应当拒绝H0，接受H1；否则就接受H0。 现在我们来解决例1。由样本观察值具体计算得: x ? 223.375 s ? 40.707 由?=0.05查t分布表得临界值t? ( n ? 1) ? t 0.05 (15) ? 1.7351因为 t? x ? ?0 s/ n ? 223.375 ? 200 40.707 / 16 ? 2.297 ? t 0.05 (15) ? 1.7351所以，应拒绝H0，接受H1，即认为经过工艺改进 后，元件的平均寿命有了显著的提高。其它类似的情况见书P178页表8-1。例2 某工厂生产的固体燃料推进器的燃料率X服从正 态分布N(μ，σ2)， μ=40cm/s， σ =2cm/s。现在用新方 法生产了一批推进器,从中随机地取n=25只,测得燃烧 率的样本均值为 =41.25cm/s.设在新方法下总体均方 x 差仍为2cm/s,这批推进器的燃烧率是否较以往生产的 推进器的燃烧率有显著的提高？取显著性水平α=0.05。解按题意需检验假设 H0: μ≤ μ0=40（即假设新方法没有提高燃烧率） H1: μ&μ0（即假设新方法提高了燃烧率）这是右侧检验问题，其拒绝域为Z?X ? ?0?/ n? z0.05 ? 1.645即z的值落在拒绝域中。所以我们在显著性水平 α=0.05下，拒绝H0。即认为这批推进器的燃料率 较以往生产的有显著地提高。例3 设某厂生产的灯泡寿命单位 : 小时) x ~ N ( ? , ? 2 ) (? 0 ? 1000, ? 2未知. 现随机抽取样本16 只, 测得x ? 946样本方差 s ? 120 .试在显著性水平 ? 0.05 ?2 2下考察下列问题 (1)这批灯泡的寿命与 1000是否有显著差异？ ( 2)这批灯泡是否合格？解：（ ）检验假设： H 0：? ? ?0 ? 1000； 1：? ? 1000 1 H当? ? 0.05, 得双侧临界值 t? / 2 ( n ? 1) ? t 0.025 (15) ? 2.13964 ? 1000 而 | t |? ? 1.8 ? t 0.025 (15) ? 2.13 120 4 接受H 0 , 即灯泡寿命与 1000无显著差异。 (2)灯泡合格，即灯泡的使用寿命应不显著低于标 准值 ?0=1000小时，因而属单边左侧检验。故待验 假设应为 H 0：? ? ?0 ? 1000； 1：? ? 1000 H由? ? 0.05, 得单侧临界值? ( n ? 1) ? t 0.05 (15) ? 1.75 t964 ? 1000 又t ? ? ?1.8 ? ?1.75 120 4 故拒绝H 0，即该批灯泡不合格。注：题解中的能否换成H0： ? ≤ 1000， H1： ? &1000 (单边右侧检验)呢？答案是否定的。 因为，此时，t =－1.8&1.75。故应考虑接受H0：? ≤ 1000。但此时，既不能认为这批元件是不合格的(有可能? =1000)，也不能认为是合格的(有可能?&1000)。由此可见，就本题的题设而言，待检假设只能是H0：? ≥ 1000， H0： ?&1000 (单边左侧检验) 。否则将得不到任何有效的结论。例4 某种导线，要求其电阻的标准差不得超过0.005(欧 姆)。今在生产一批导线中取样品9根，测得s=0.007(欧姆)，设总体为正态分布。问在水平?=0.05下以能否认为这批导线的标准差显著地偏大?H 解：假设： 0 : ? ? 0.005由? 分布表查得临界值 ?2H1 : ? ? 0.0052 0.05?8? ? 15.507又8 ? 0.0072 ?2 ? ? 15.68 ? 15.507 2 0.005拒绝H0，即认为这批导线的标准差显著地偏大。例5 用机器包装食盐，假设每袋盐的净重X(单位： g)服从正态分布N(?，?2)，规定每袋标准重量500 g， 标准差不能超过10 g。某天开工后，为检验其机器 工作是否正常，从装好的食盐中随机抽取9袋，测 得其净重为： 497，507，510，475，488，524，491，515，484。试问这天包装机工作是否正常(?=0.05 )？解 依题设，需检验假设? ? H0： ? ? 0 ? 500 ，H1： ? 500 及?2 ≤102，： ?2 &102。? ? (1)检验假设H0： ? ? 0 ? 500 ，H1： ? 500由于?2未知，应选择检验统计量T?X ? 500 S/ n~ t ( n ? 1)由?=0.05，查t分布表得临界值t? / 2 (n ? 1) ? t 0.025 (8) ? 2.306由样本观察值具体计算，得x ? 499s ? 16.03t?x ? 500 s/ n?499 ? 500 16.03 / 9? ?0.187因为 t ? 0.187 ? 2.306，故可以认为平均每袋盐的净 重为500g，即机器包装没有产生系统误差。(2)检验假设H 0 : ? ? 这是方差的单侧检验问题，选取检验统计量2≤102，H ?: ? 2 ? 102。 1( n ? 1) S 2 ?2 ? ~ ? 2 ( n ? 1) 102由?=0.05 ，查?2分布表得临界值 2 2 ? ? ( n ? 1) ? ? 0.05 (8) ? 15.5( n ? 1) s 2 (9 ? 1) ? 16.032 ?2 ? ? ? 20.56 ? 15.5 2 2 10 10 ? ? 故拒绝 H 0 ，接受 H 1 ，即认为其方差超过102。 即包装机工作虽然没有系统误差，但是不够稳 定。因此，在显著性水平?=0.05下，可以认定 该天包装机工作不够正常。例6 有两台车床生产同一种型号的钢球，根据已 往的经验可以认为，这两台机床生产的钢球的直 径均服从正态分布。现从这两台车床生产的产品 中分别抽出8个和9个钢球，测得钢球的直径如下 (单位：mm)： 甲车床：15.0，14.5，15.2，15.5，14.8，15.1， 15.2，14.8； 乙车床：15.2，15.0，14.8，15.2，15.0，15.0， 14.8，15.1，14.9。 试问据此是否可以认为乙车床生产的产品的方差 比甲车床小(取?=0.05)？解 提出假设H0 ： σ12≤σ22，H1： σ12&σ22S12 选取检验统计量 F ? 2 ~ F ( n1 ? 1, n2 ? 1) S2由?=0.05 ，查F分布表得临界值F? ( n1 ? 1 , n2 ? 1) ? F0.05 (7 , 8) ? 3.50由样本观察值具体计算，得 2 2 s1 ? 0.096 s2 ? 0.0262 s1 0.096 又 f ? 2 ? ? 3.69 ? 3.50 s2 0.026 故应拒绝H0，接受H1，即可以认为乙车床 产品的直径的方差比甲车床小。例7 为了了解某种添加剂对预制板的承载力有无提 高作用。现用原方法(无添加剂)及新方法(添加该种 添加剂)各浇制了10块预制板，其承载数据(单位： kg/cm2)如下： 原方法：78.1，72.4，76.2，74.3，77.4，78.4，76.0， 75.5，76.7，77.3； 新方法：79.1，81.0，77.3，79.1，80.0，79.1，79.1， 77.3，80.2，82.1。 设两种方法所得的预制板的承载力均服从正态分布。 试问新方法能否提高预制板的承载力(取?=0.05)？解 用X，Y分别表示两种方法下预制板的承载力。依2 题设 X ~ N ( ?1 , ? 12 ) ，Y ~ N ( ?2 , ? 2 )，因不知 ? 2 ， 2 ，是 1 ?2 否相等，故首先应检验假设S12 由假设知应选择检验统计量：F ? 2 ~ F ( n1 ? 1, n2 ? 1) S2? 12 ≠ ? 22 ? H0： = ? ，H1：2 1 2 2由?=0.05 ，查F分布表得临界值F? / 2 ( n1 ? 1 , n2 ? 1) ? F0.025 (9 ,9) ? 4.03F1?? / 2 ( n1 ? 1, n2 ? 1) ? F0.975 (9, 9)1 1 ? ? ? 0.248 F0.025 (9, 9) 4.03由样本观察值具体计算，得 s ? 3.325, s ? 2.2252 12 2s 3.325 又 f ? ? ? 1.49 s 2.225因为 0.248＜1.49＜4.03。故应接受H0，即认为两种2 1 2 2方法的方差无显著差异，可以认为相等，亦即? ??2 12 2其次在? 12 ? ? 22 的前提下，检验假设：? ? H 0 ：?1≥ ? 2， H 1：? 1＜ ? 2。由于两总体方差相等，因此可选择检验统计量T ? SW X ?Y 1 1 ? n1 n2 ~ t ( n1 ? n2 ? 2)由?=0.05 ，查t分布表得临界值t? ( n1 ? n2 ? 2) ? t 0.05 (18) ? 1.734又 x ? 76.23 y ? 79.43sw ?2 2 ( n1 ? 1) s1 ? ( n2 ? 1) s2 ? n1 ? n2 ? 29 ? 3.325 ? 9 ? 2.225 10 ? 10 ? 2? 2.775t? swx? y 1 1 ? n1 n2?76.23 ? 79.43 1 1 2.775 ? 10 10? ?4.295由于－4.295＜－1.734，所以应拒绝，即认为加进添加剂生产的预制板承载力有明显提高。例8 按规定，每100g的罐头，番茄汁中VC的含量 不得少于21mg，现从某厂生产的一批罐头中任取17 个，测得VC的含量（单位：mg）为16，22，21，20， 23，21，19，15，13，23，17，20，29，18，22， 16，25。已知VC的含量服从正态分布，试以0.025的 检验水平检验该批罐头的VC含量是否合格。 解：假设： 0 : ? ? ? 0 ? 21 ; H 1 : ? ? ? 0 H由样本观测算得： ? 340 / 17 ? 20, s 2 ? 3.872 xt?x ? ?0 S/ n?20 ? 21 3.87 / 17? ?1.065而由? ? 0.025查正态分布表得0.025 (16) ? 2.12) t由于 t ? ?1.065 ? ?2.12 ? ? t 0.025 (16)故接受原假设，即可以为该批罐头的VC含量是合格的。 例9 某治金工作者对锰的溶化点作了4次试验，结果 分别为：1269℃, 1271℃, 1263℃, 1265℃。 假定数据服从正态分布，在条件下，试检验：（1）这些结果是否符合于公布的平均温度1260℃；（2）测定值的均方差小于等于2℃解（1）假设：H 0 : ? ? ? 0 ? 1 260; H 0 : ? ? ? 0 . 由于方差?2未知，故采用t―检验法。由样本值得， 1 4 x ? 1 265? C , s 2 ? ? ( xi ? x ) 2 ? 13.3 3 i ?1x ? ?0 t? s n?
13.3 4 ? 0.836由? ? 0,05, n ? 4查t分布表得临界值0.025 ( 3) ? 3.1824 t由于t ? 3.836 ? 3.182 ? t 0.025 ( 3),故拒绝原假设H0，即不能认为结果符合 公布的数字1260℃。（2）假设：H 0 : ? ? ? 0 ? 2 C, H 1 : ? ? ? 0 .?应采用?2―检验法：首先,由样本值处得 ? ?2( n ? 1) s 22 ?040 ? ? 10 4由? ? 0.05, n ? 4查? 分布表?22 0.05( 3) ? 7.815由于? ? 7.815 ? ?22 0.05( 3)故拒绝H0，即不能认为测定值的均方差小于等于2℃。练习题1．某工厂生产一种活塞，其直径服从正态分布 N(?，?2)且直径方差的标准值?2 =0.0004。现对生产 工艺作了某些改进，为考察新工艺的效果，现从新工艺生产的产品中抽取25个，测得新活塞的方差s2=0.0006336。试问新工艺生产活塞直径的波动性是 否显著地小于原有的水平(取?=0.05)？ 不显著地小于原有的水平!2. 已知某器件组装时间 ~ N ( ? , ? 2 ), ? ? 7, x? 2 ? 0.43 2 ; 现从中抽9件, 其组装时间为:6.9 7.0 7.5 6.4 5.8 5.6 5.8 8.1 7.3 试问这批器件的平均组 装时间是否就是 min ？ 7 分别取显著性水平 ? 0.05; ? ? 0.01 ? 由题设可知，这是一个双侧检验！解：检验假设： 0 : ? ? ? 0 ? 7, H1 : ? ? ? 0 H6.711 ? 7 当? ? 0.05时 : | z |? ? 2.01 ? z0.025 ? 1.96, 拒绝 H 0 . 0.43 3当? ? 0.01时 : | z |? 2.01 ? z0.005 ? 2.58, 接受 H 0 .3 某厂生产的某种型号的电池，其寿命长期以来服从方 差?2=5000（小时2）的正态分布，现有一批这种电池， 从它的生产情况来看，寿命的波动性有所改变，现随机 抽取26只电池，测出其寿命的样本方差s2=9200 （小时 2）。问根据这一数据能否推断这批电池的寿命波动性较 以往有显著改变（取?=0.02)? 解 : 本题要求在检验水平 ? 0.02下检验假设: ?2 H 0 : ? 2 ? ? 0 ? 5000, H 1 : ? 2 ? 5000 这是一个双侧检验！ 2 2 现在n ? 26, ? 0.01 ( 25) ? 44.314, ? 0.99 ( 25) ? 11.524, ( n ? 1) s 2 2 2 由观察值s ? 9200得 : ? ? ? 46 ? 44.314. 2 ?0 所以拒绝H0，由此可以推断这批电池的寿命波 动性较以往有显著改变。4 某厂生产的电子元件的寿命(单位：h)X～N(?，?2) ，其中?2未知。但据以往的经验，电子元件的寿命一 直稳定在? 0=200小时，现该厂对生产工艺作了某些改 进，为了了解技术革新的效果，从刚生产的电子元件 中任意抽取16只，测得寿命如下： 199，280，191，232，224，279，179，254， 222，192，168，250，189，260，285，170。 试问：工艺改进后，在检验水平?=0.05下是否可以认 为元件的平均寿命有了显著的提高？ 应拒绝H0，接受H1，即认为经过工艺改 进后，元件的平均寿命有了显著的提高。
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