教育與心理統(tǒng)計(jì)-第-九-章-假設(shè)檢驗(yàn)課件

1、現(xiàn)代心理與教育統(tǒng)計(jì)學(xué) PowerPoint統(tǒng)計(jì)學(xué)南昌大學(xué)教育學(xué)院心理 李力第 九 章 假設(shè)檢驗(yàn) 假設(shè)檢驗(yàn)的基本問(wèn)題 一個(gè)總體參數(shù)的檢驗(yàn) 兩個(gè)總體參數(shù)的檢驗(yàn)假設(shè)檢驗(yàn)在統(tǒng)計(jì)方法中的地位統(tǒng)計(jì)方法描述統(tǒng)計(jì)推斷統(tǒng)計(jì)參數(shù)估計(jì)假設(shè)檢驗(yàn)學(xué)習(xí)目標(biāo)假設(shè)檢驗(yàn)的基本思想和原理 假設(shè)檢驗(yàn)的步驟一個(gè)總體參數(shù)的檢驗(yàn)兩個(gè)總體參數(shù)的檢驗(yàn)P值的計(jì)算與應(yīng)用 假設(shè)檢驗(yàn)的基本問(wèn)題 假設(shè)的陳述 兩類錯(cuò)誤與顯著性水平 統(tǒng)計(jì)量與拒絕域 利用P值進(jìn)行決策什么是假設(shè)檢驗(yàn)? (hypothesis test)先對(duì)總體的參數(shù)(或分布形式)提出某種假設(shè)，然后利用樣本信息判斷假設(shè)是否成立的過(guò)程有參數(shù)檢驗(yàn)和非參數(shù)檢驗(yàn)邏輯上運(yùn)用反證法，統(tǒng)計(jì)上依據(jù)小概率原理

2、假設(shè)檢驗(yàn)的基本思想. 因此我們拒絕假設(shè) = 50. 如果這是總體的真實(shí)均值樣本均值m = 50抽樣分布H0這個(gè)值不像我們應(yīng)該得到的樣本均值 .20原假設(shè)與備擇假設(shè)原假設(shè)(null hypothesis)研究者想收集證據(jù)予以反對(duì)的假設(shè)又稱“0假設(shè)”總是有符號(hào) , 或4.表示為 H0H0 ： = 某一數(shù)值 指定為符號(hào) =， 或 例如, H0 ： 10cm研究者想收集證據(jù)予以支持的假設(shè)也稱“研究假設(shè)”總是有符號(hào) , 或 表示為 H1H1 ： 某一數(shù)值，或 某一數(shù)值例如, H1 ： 10cm，或 10cm備擇假設(shè)(alternative hypothesis)【例】某品牌洗滌劑在它的產(chǎn)品說(shuō)明書中聲稱：

3、平均凈含量不少于500克。從消費(fèi)者的利益出發(fā)，有關(guān)研究人員要通過(guò)抽檢其中的一批產(chǎn)品來(lái)驗(yàn)證該產(chǎn)品制造商的說(shuō)明是否屬實(shí)。試陳述用于檢驗(yàn)的原假設(shè)與備擇假設(shè)提出假設(shè)解：研究者抽檢的意圖是傾向于證實(shí)這種洗滌劑的平均凈含量并不符合說(shuō)明書中的陳述 。建立的原假設(shè)和備擇假設(shè)為 H0 ： 500 H1 ： ”或“”的假設(shè)檢驗(yàn)，稱為單側(cè)檢驗(yàn)或單尾檢驗(yàn)(one-tailed test)備擇假設(shè)的方向?yàn)椤啊?，稱為右側(cè)檢驗(yàn) 雙側(cè)檢驗(yàn)與單側(cè)檢驗(yàn)雙側(cè)檢驗(yàn)與單側(cè)檢驗(yàn) (假設(shè)的形式)假設(shè)雙側(cè)檢驗(yàn)單側(cè)檢驗(yàn)左側(cè)檢驗(yàn)右側(cè)檢驗(yàn)原假設(shè)H0 : m = m0H0 : m m0H0 : m m0備擇假設(shè)H1 : m m0H1 : m m0兩

4、類錯(cuò)誤與顯著性水平H0: 無(wú)罪假設(shè)檢驗(yàn)中的兩類錯(cuò)誤(決策結(jié)果)陪審團(tuán)審判裁決實(shí)際情況無(wú)罪有罪無(wú)罪正確錯(cuò)誤有罪錯(cuò)誤正確H0 檢驗(yàn)決策實(shí)際情況H0為真H0為假未拒絕H0正確決策(1 a)第類錯(cuò)誤(b )拒絕H0第類錯(cuò)誤(a )正確決策(1-b )假設(shè)檢驗(yàn)就好像一場(chǎng)審判過(guò)程統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)過(guò)程 錯(cuò)誤和 錯(cuò)誤的關(guān)系你不能同時(shí)減少兩類錯(cuò)誤!和 的關(guān)系就像翹翹板，小 就大， 大 就小顯著性水平 (significant level)1.是一個(gè)概率值2.原假設(shè)為真時(shí)，拒絕原假設(shè)的概率被稱為抽樣分布的拒絕域3.表示為 (alpha)常用的 值有0.01, 0.05, 0.104.由研究者事先確定思考題：繪圖解釋說(shuō)明在

5、樣本容量和顯著水平都不變的條件下，單側(cè)檢驗(yàn)犯 錯(cuò)誤的概率比雙側(cè)檢驗(yàn)要小。統(tǒng)計(jì)量與拒絕域根據(jù)樣本觀測(cè)結(jié)果計(jì)算得到的，并據(jù)以對(duì)原假設(shè)和備擇假設(shè)作出決策的某個(gè)樣本統(tǒng)計(jì)量對(duì)樣本估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)化結(jié)果原假設(shè)H0為真點(diǎn)估計(jì)量的抽樣分布 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(test statistic) 標(biāo)準(zhǔn)化的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 顯著性水平和拒絕域(雙側(cè)檢驗(yàn) )抽樣分布0臨界值臨界值a/2 a/2 樣本統(tǒng)計(jì)量拒絕H0拒絕H01 - 置信水平顯著性水平和拒絕域(雙側(cè)檢驗(yàn) )0臨界值臨界值a /2 a /2 樣本統(tǒng)計(jì)量拒絕H0拒絕H0抽樣分布1 - 置信水平顯著性水平和拒絕域(雙側(cè)檢驗(yàn) )0臨界值臨界值 a /2 a /2 樣本統(tǒng)計(jì)量拒絕H0拒

6、絕H0抽樣分布1 - 置信水平顯著性水平和拒絕域(雙側(cè)檢驗(yàn) )0臨界值臨界值a /2 a /2 樣本統(tǒng)計(jì)量拒絕H0拒絕H0抽樣分布1 - 置信水平顯著性水平和拒絕域(單側(cè)檢驗(yàn) )0臨界值a樣本統(tǒng)計(jì)量拒絕H0抽樣分布1 - 置信水平顯著性水平和拒絕域(左側(cè)檢驗(yàn) )0臨界值a樣本統(tǒng)計(jì)量拒絕H0抽樣分布1 - 置信水平觀察到的樣本統(tǒng)計(jì)量顯著性水平和拒絕域(右側(cè)檢驗(yàn) )0臨界值a樣本統(tǒng)計(jì)量拒絕H0抽樣分布1 - 置信水平觀察到的樣本統(tǒng)計(jì)量決策規(guī)則給定顯著性水平，查表得出相應(yīng)的臨界值z(mì)或z/2， t或t/2將檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值與 水平的臨界值進(jìn)行比較作出決策雙側(cè)檢驗(yàn)：統(tǒng)計(jì)量 臨界值，拒絕H0左側(cè)檢驗(yàn)：統(tǒng)計(jì)量

7、 臨界值，拒絕H0利用 P 值 進(jìn)行決策什么是P 值?(P-value)在原假設(shè)為真的條件下，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的觀察值大于或等于其計(jì)算值的概率雙側(cè)檢驗(yàn)為分布中兩側(cè)面積的總和反映實(shí)際觀測(cè)到的數(shù)據(jù)與原假設(shè)H0之間不一致的程度被稱為觀察到的(或?qū)崪y(cè)的)顯著性水平?jīng)Q策規(guī)則：若p值, 拒絕 H0雙側(cè)檢驗(yàn)的P 值 / 2 / 2 Z拒絕H0拒絕H00臨界值計(jì)算出的樣本統(tǒng)計(jì)量計(jì)算出的樣本統(tǒng)計(jì)量臨界值1/2 P 值1/2 P 值左側(cè)檢驗(yàn)的P 值0臨界值a樣本統(tǒng)計(jì)量拒絕H0抽樣分布1 - 置信水平計(jì)算出的樣本統(tǒng)計(jì)量P 值右側(cè)檢驗(yàn)的P 值0臨界值a拒絕H0抽樣分布1 - 置信水平計(jì)算出的樣本統(tǒng)計(jì)量P 值假設(shè)檢驗(yàn)步驟建立

8、原假設(shè)和備擇假設(shè)從所研究的總體中抽出一個(gè)隨機(jī)樣本確定一個(gè)適當(dāng)?shù)臋z驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，并利用樣本數(shù)據(jù)算出其具體數(shù)值確定一個(gè)適當(dāng)?shù)娘@著性水平，并計(jì)算出其臨界值，指定拒絕域?qū)⒔y(tǒng)計(jì)量的值與臨界值進(jìn)行比較，作出決策統(tǒng)計(jì)量的值落在拒絕域，拒絕H0，否則不拒絕H0也可以直接利用P值作出決策 （單雙）總體均值的檢驗(yàn) （單雙）總體比例的檢驗(yàn) （單雙）總體方差的檢驗(yàn) （單雙）總體相關(guān)系數(shù)的檢驗(yàn) 一個(gè)總體參數(shù)的檢驗(yàn)z 檢驗(yàn)(單尾和雙尾) t 檢驗(yàn)(單尾和雙尾)z 檢驗(yàn)(單尾和雙尾) 2 檢驗(yàn)(單尾和雙尾)均值一個(gè)總體比例方差兩個(gè)總體參數(shù)的檢驗(yàn)兩個(gè)總體參數(shù)的檢驗(yàn)z 檢驗(yàn)(大樣本)t 檢驗(yàn)(小樣本)t 檢驗(yàn)(小樣本)z 檢驗(yàn)F

9、檢驗(yàn)獨(dú)立樣本配對(duì)樣本均值比例方差總體均值的檢驗(yàn)總體均值的檢驗(yàn)(作出判斷) 是否已知小樣本容量n大 是否已知否 t 檢驗(yàn)否z 檢驗(yàn)是z 檢驗(yàn) 是z 檢驗(yàn)總體均值的檢驗(yàn)(大樣本)總體均值的檢驗(yàn) (大樣本)1.假定條件正態(tài)總體或非正態(tài)總體大樣本(n30)使用z檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 2 已知： 2 未知：【例】 P234 8-2，8-3總體均值的檢驗(yàn)( 2 已知)【例】一種罐裝飲料采用自動(dòng)生產(chǎn)線生產(chǎn)，每罐的容量是255ml，標(biāo)準(zhǔn)差為5ml。為檢驗(yàn)每罐容量是否符合要求，質(zhì)檢人員在某天生產(chǎn)的飲料中隨機(jī)抽取了40罐進(jìn)行檢驗(yàn)，測(cè)得每罐平均容量為255.8ml。取顯著性水平=0.05 ，檢驗(yàn)該天生產(chǎn)的飲料容量是否符合標(biāo)準(zhǔn)

10、要求？雙側(cè)檢驗(yàn)綠色健康飲品綠色健康飲品255255總體均值的檢驗(yàn)( 2 已知)H0 ：0 = 1 =255H1 ： 0 1 = 0.05n = 40臨界值:Z /2=1.96檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量:z01.96-1.960.025拒絕 H0拒絕 H00.025決策:結(jié)論: |Z|=1.011.96，即接受原假設(shè)H0樣本提供的證據(jù)表明：該天生產(chǎn)的飲料符合標(biāo)準(zhǔn)要求 總體均值的檢驗(yàn)( 2 未知)【例】一種機(jī)床加工的零件尺寸絕對(duì)平均誤差允許值為1.35mm。生產(chǎn)廠家現(xiàn)采用一種新的機(jī)床進(jìn)行加工以期進(jìn)一步降低誤差。為檢驗(yàn)新機(jī)床加工的零件平均誤差與舊機(jī)床相比是否有顯著降低，從某天生產(chǎn)的零件中隨機(jī)抽取50個(gè)進(jìn)行檢驗(yàn)。利用

11、這些樣本數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)新機(jī)床加工的零件尺寸的平均誤差與舊機(jī)床相比是否有顯著降低？ (=0.01) 左側(cè)檢驗(yàn)50個(gè)零件尺寸的誤差數(shù)據(jù) (mm)1.261.191.310.971.811.130.961.061.000.940.981.101.121.031.161.121.120.951.021.131.230.741.500.500.590.991.451.241.012.031.981.970.911.221.061.111.541.081.101.641.702.371.381.601.261.171.121.230.820.86總體均值的檢驗(yàn)( 2 未知)H0 ： 1 0=1.35H1 ：

12、1 2.33，即拒絕原假設(shè)H0新機(jī)床加工的零件尺寸的平均誤差與舊機(jī)床相比有顯著降低決策:結(jié)論:-2.33z0拒絕H00.01總體均值的檢驗(yàn)(z檢驗(yàn)) (P 值的圖示)0-2.33a =0.01z拒絕H0抽樣分布1 - 計(jì)算出的樣本統(tǒng)計(jì)量=-2.6061P 值P=0.004579 總體均值的檢驗(yàn)( 2 未知)【例】某一小麥品種的平均產(chǎn)量為5200kg/hm2 。一家研究機(jī)構(gòu)對(duì)小麥品種進(jìn)行了改良以期提高產(chǎn)量。為檢驗(yàn)改良后的新品種產(chǎn)量是否有顯著提高，隨機(jī)抽取了36個(gè)地塊進(jìn)行試種，得到的樣本平均產(chǎn)量為5275kg/hm2，標(biāo)準(zhǔn)差為120/hm2 。試檢驗(yàn)改良后的新品種產(chǎn)量是否有顯著提高？ (=0.05

13、) 右側(cè)檢驗(yàn)總體均值的檢驗(yàn)( 2 未知)H0 ： 5200H1 ： 5200 = 0.05n = 36臨界值: Z =1.645檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量: |Z|=3.751.645，即拒絕原假設(shè)H0 (P = 0.000088 = 0.05)改良后的新品種產(chǎn)量有顯著提高 決策:結(jié)論:z0拒絕H00.051.645總體均值的檢驗(yàn)(z檢驗(yàn)) (P 值的圖示)抽樣分布P = 0.000088 01.645a =0.05拒絕H01 - 計(jì)算出的樣本統(tǒng)計(jì)量=3.75P 值總體均值的檢驗(yàn) (大樣本檢驗(yàn)方法的總結(jié))假設(shè)雙側(cè)檢驗(yàn)左側(cè)檢驗(yàn)右側(cè)檢驗(yàn)假設(shè)形式H0 ： m =m0H1 ： m m0H0 ： m m0H1 ： m

14、m0統(tǒng)計(jì)量 已知： 未知：拒絕域P值決策拒絕H0總體均值的檢驗(yàn)(小樣本)總體均值的檢驗(yàn) (小樣本)1.假定條件總體服從正態(tài)分布小樣本(n 30)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 2 已知： 2 未知：總體均值的檢驗(yàn)【例】一種汽車配件的平均長(zhǎng)度要求為12cm，高于或低于該標(biāo)準(zhǔn)均被認(rèn)為是不合格的。汽車生產(chǎn)企業(yè)在購(gòu)進(jìn)配件時(shí)，通常是經(jīng)過(guò)招標(biāo)，然后對(duì)中標(biāo)的配件提供商提供的樣品進(jìn)行檢驗(yàn)，以決定是否購(gòu)進(jìn)。現(xiàn)對(duì)一個(gè)配件提供商提供的10個(gè)樣本進(jìn)行了檢驗(yàn)。假定該供貨商生產(chǎn)的配件長(zhǎng)度服從正態(tài)分布，在0.05的顯著性水平下，檢驗(yàn)該供貨商提供的配件是否符合要求？ 10個(gè)零件尺寸的長(zhǎng)度 (cm)12.210.812.011.811.912.4

15、11.312.212.012.3總體均值的檢驗(yàn)H0 ： = 12H1 ： 12 = 0.05df = 10 - 1 = 9臨界值:t /2=2.262檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量: |t|=0.70352.262即接受原假設(shè)H0該供貨商提供的零件符合要求 決策：結(jié)論：t02.262-2.2620.025拒絕 H0拒絕 H00.025總體均值的檢驗(yàn) (小樣本檢驗(yàn)方法的總結(jié))假設(shè)雙側(cè)檢驗(yàn)左側(cè)檢驗(yàn)右側(cè)檢驗(yàn)假設(shè)形式H0 ： m =m0H1 ： m m0H0 ： m m0H1 ： m m0統(tǒng)計(jì)量 已知： 未知：拒絕域P值決策拒絕H0注： 已知的拒絕域同大樣本兩個(gè)總體均值之差的檢驗(yàn)兩個(gè)總體均值之差的檢驗(yàn) ( 12， 22

16、已知)假定條件兩個(gè)獨(dú)立的樣本兩個(gè)總體都是正態(tài)分布 12， 22已知檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量例：P239 8-6兩個(gè)總體均值之差的檢驗(yàn) (12，22 未知但12=22)假定條件兩個(gè)獨(dú)立的小樣本兩個(gè)總體都是正態(tài)分布12、 22未知但相等，即12=22檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量其中：自由度：例：P241 8-8兩個(gè)總體均值之差的檢驗(yàn) (12， 22 未知且不相等1222)假定條件兩個(gè)總體都是正態(tài)分布12， 22未知且不相等，即1222檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量自由度：臨界值：例：P243 8-9相關(guān)樣本的均值差異檢驗(yàn)(相關(guān)系數(shù)未知)假定條件兩個(gè)總體對(duì)應(yīng)數(shù)據(jù)差值構(gòu)成的總體服從正態(tài)分布檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量其中：自由度：例：P245 8-10相關(guān)樣本的均值差異

17、檢驗(yàn)(相關(guān)系數(shù)已知)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量?jī)蓚€(gè)總體均值之差的檢驗(yàn) (獨(dú)立大樣本)1.假定條件兩個(gè)樣本是獨(dú)立的隨機(jī)樣本正態(tài)總體或非正態(tài)總體大樣本(n130和 n230)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 12 ， 22 已知： 12 ， 22 未知：總體方差的檢驗(yàn)( 2 檢驗(yàn))總體方差的檢驗(yàn) ( 2檢驗(yàn)) 檢驗(yàn)一個(gè)總體的方差或標(biāo)準(zhǔn)差假設(shè)總體近似服從正態(tài)分布使用 2分布檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量樣本方差假設(shè)的總體方差總體方差的檢驗(yàn) (檢驗(yàn)方法的總結(jié))假設(shè)雙側(cè)檢驗(yàn)左側(cè)檢驗(yàn)右側(cè)檢驗(yàn)假設(shè)形式H0 ： 2= 02 H1 ： 2 02H0 ： 2 02 H1 ： 2 02統(tǒng)計(jì)量拒絕域P值決策 拒絕H0總體方差的檢驗(yàn)【例】啤酒生產(chǎn)企業(yè)采用自動(dòng)生產(chǎn)線灌裝啤酒，每

18、瓶的裝填量為640ml，但由于受某些不可控因素的影響，每瓶的裝填量會(huì)有差異。此時(shí)，不僅每瓶的平均裝填量很重要，裝填量的方差同樣很重要。如果方差很大，會(huì)出現(xiàn)裝填量太多或太少的情況，這樣要么生產(chǎn)企業(yè)不劃算，要么消費(fèi)者不滿意。假定生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)規(guī)定每瓶裝填量的標(biāo)準(zhǔn)差不應(yīng)超過(guò)和不應(yīng)低于4ml。企業(yè)質(zhì)檢部門抽取了10瓶啤酒進(jìn)行檢驗(yàn)，得到的樣本標(biāo)準(zhǔn)差為s=3.8ml。試以0.10的顯著性水平檢驗(yàn)裝填量的標(biāo)準(zhǔn)差是否符合要求？朝日BEER朝日BEER朝日BEER朝日總體方差的檢驗(yàn)H0 ： 2 = 42H1 ： 2 42 = 0.10df = 10 - 1 = 9臨界值(s):統(tǒng)計(jì)量:不拒絕H0裝填量的標(biāo)準(zhǔn)差符合要求

19、 2016.91903.32511 /2 =0.05決策:結(jié)論:兩個(gè)總體方差比的檢驗(yàn)兩個(gè)總體方差比的檢驗(yàn)(F 檢驗(yàn))假定條件兩個(gè)總體都服從正態(tài)分布，且方差相等兩個(gè)獨(dú)立的隨機(jī)樣本檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量?jī)蓚€(gè)總體方差比的 F 檢驗(yàn)(臨界值)FF1- F 拒絕H0方差比F檢驗(yàn)示意圖拒絕H0兩個(gè)總體方差比的檢驗(yàn)(檢驗(yàn)方法的總結(jié))假設(shè)雙側(cè)檢驗(yàn)左側(cè)檢驗(yàn)右側(cè)檢驗(yàn)假設(shè)形式H0： 12/22=1H1 ： 12/221H0： 12/221H1 ：12/221 統(tǒng)計(jì)量拒絕域兩個(gè)總體方差比的檢驗(yàn)【例】一家房地產(chǎn)開發(fā)公司準(zhǔn)備購(gòu)進(jìn)一批燈泡，公司打算在兩個(gè)供貨商之間選擇一家購(gòu)買。這兩家供貨商生產(chǎn)的燈泡平均使用壽命差別不大，價(jià)格也很相近，

20、考慮的主要因素就是燈泡使用壽命的方差大小。如果方差相同，就選擇距離較近的一家供貨商進(jìn)貨。為此，公司管理人員對(duì)兩家供貨商提供的樣品進(jìn)行了檢測(cè)，得到的數(shù)據(jù)如右表。檢驗(yàn)兩家供貨商燈泡使用壽命的方差是否有顯著差異 (=0.05) 35人的大卡攝取量 樣本1650569622630596637628706617624563580711480688723651569709632樣本2568540596555496646607562589636529584681539617相關(guān)系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)（P251）一、積差相關(guān)系數(shù)的假設(shè)檢驗(yàn)二、其他類型相關(guān)系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)總體比例的檢驗(yàn)總體比例檢驗(yàn)假定條件總體服從二項(xiàng)

21、分布可用正態(tài)分布來(lái)近似(大樣本)檢驗(yàn)的 z 統(tǒng)計(jì)量 0為假設(shè)的總體比例總體比例的檢驗(yàn) (檢驗(yàn)方法的總結(jié))假設(shè)雙側(cè)檢驗(yàn)左側(cè)檢驗(yàn)右側(cè)檢驗(yàn)假設(shè)形式H0： = 0H1： 0H0 ： 0H1 ： 0統(tǒng)計(jì)量拒絕域P值決策拒絕H0總體比例的檢驗(yàn)【例】一種以休閑和娛樂(lè)為主題的雜志，聲稱其讀者群中有80%為女性。為驗(yàn)證這一說(shuō)法是否屬實(shí)，某研究部門抽取了由200人組成的一個(gè)隨機(jī)樣本，發(fā)現(xiàn)有146個(gè)女性經(jīng)常閱讀該雜志。分別取顯著性水平 =0.05和=0.01 ，檢驗(yàn)該雜志讀者群中女性的比例是否為80%？它們的值各是多少？雙側(cè)檢驗(yàn)總體比例的檢驗(yàn)H0 ： = 80%H1 ： 80% = 0.05n = 200臨界值(c

22、):檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量:拒絕H0 (P = 0.013328 = 0.01)該雜志的說(shuō)法屬實(shí) 決策:結(jié)論:z02.58-2.580.025拒絕 H0拒絕 H00.025兩個(gè)總體比例之差的檢驗(yàn)1.假定條件兩個(gè)總體都服從二項(xiàng)分布可以用正態(tài)分布來(lái)近似檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)H0：1-2=0檢驗(yàn)H0：1-2=d0兩個(gè)總體比例之差的檢驗(yàn)兩個(gè)總體比例之差的檢驗(yàn)(檢驗(yàn)方法的總結(jié))假設(shè)雙側(cè)檢驗(yàn)左側(cè)檢驗(yàn)右側(cè)檢驗(yàn)假設(shè)形式H0 ：1-2=0H1 ：1-20H0 ：1-20 H1 ：1-20 統(tǒng)計(jì)量拒絕域P值決策拒絕H0兩個(gè)總體比例之差的檢驗(yàn) 【例】一所大學(xué)準(zhǔn)備采取一項(xiàng)學(xué)生在宿舍上網(wǎng)收費(fèi)的措施，為了解男女學(xué)生對(duì)這一措施的看法是否存在差異，分別抽取了200名男學(xué)生和200名女學(xué)生進(jìn)行調(diào)查，其中的一個(gè)問(wèn)題是：“你是否贊成采取上網(wǎng)收費(fèi)的措施？”其中男學(xué)生表示贊成的比例為27%，女學(xué)生表示贊成的比例為35%。調(diào)查者認(rèn)為，男學(xué)生中表示贊成的比例顯著低于女學(xué)生。取顯著性水平=0.01，樣本提供的證據(jù)是否支持調(diào)查者的看法？ 21netnet兩個(gè)總體比例之差的檢驗(yàn)H0 ：1- 2 0H1 ：1- 2 0 = 0.05