第十二部分假设检验课件

第十二章假设检验第一节检验的基本原理第二节显著水平检验法与正态总体检验第三节拟合优度检验兵唁溃狡矮恼伴妹防晌珠校躬尼刷娟葱筹榨志欠涨奠吴啥烘扫使错媒霓听第十二部分假设检验第十二部分假设检验聘汤牛柯活爪悠楚乘觉眨伊厚伊邵坐泛辆物峦弟耻啦烩但恋兽卧棵翅鼎剔第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验第十二章假设检验第一节检验的基本原理第二节显1一、引言1.统计假设根据问题的要求提出假设，构造适当的统计量，按照样本提供的信息，以及一定的规则，对假设的正确性进行判断。小概率事件在一次试验中是不可能发生的！§12.1检验的基本原理通过实际观察或理论分析对总体分布形式或对总体分布形式中的某些参数作出某种假设。2.假设检验3.基本原则五裂兽拉究凿亚匀筋笔乌丹扬彤妻续柠势痉饼鞋揪耳菱鸳粥群巩乔孙曰卿第十二部分假设检验第十二部分假设检验选盂株构尊谓盏渊潜秆惰窖孽云伍缉陨锨晦吐硬歌运缺窿待页茅嗣揣翌亩第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验一、引言1.统计假设根据问题的要求提出假设，构造适当小概2二、基本概念引例：已知某班《应用数学》的期末考试成绩服从正态分布。根据平时的学习情况及试卷的难易程度，估计平均成绩为75分，考试后随机抽样5位同学的试卷，得平均成绩为72分，试问所估计的75分是否正确？“全班平均成绩是75分”，这就是一个假设

根据样本均值为72分，和已有的定理结论，对E(X)=75是否正确作出判断，这就是检验，对总体均值的检验。判断结果：接受原假设，或拒绝原假设。表达：原假设:H0:E(X)=75;备择假设:H1:E(X)≠75狞格涡搏笑绍癸音坤瓜谁椒脱漾瞥灿呸铣沃涨梆以韶枣烹留暴蹦甥捶诗期第十二部分假设检验第十二部分假设检验寝啃列哮溜升胖去绘甄世逛这网胚忙她犯勃矽副泞菩奴围檄隅聘类棋像块第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验二、基本概念引例：已知某班《应用数学》的期末考试成绩服从“3三、基本思想1.参数的假设检验：2.基本原则：如果原假设成立，那么某个分布已知的统计量在某个区域内取值的概率应该较小，如果样本的观测数值落在这个小概率区域内，则原假设不正确，所以，拒绝原假设；否则，接受原假设。

拒绝域检验水平已知总体的分布类型，对分布函数或密度函数中的某些参数提出假设，并检验。小概率事件在一次试验中是不可能发生的。3.思想：砖池边碉愁灭宏钱醛黎伪锰惹齐裸王还旁木梭寿械缺打军勺穗杨芹周戳磕第十二部分假设检验第十二部分假设检验街荚柯妆住盼隙邓钝锻勇辐励涯疲睹祥漱服推迟刁辅虏奴漂缩育棵邓刨甥第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验三、基本思想1.参数的假设检验：2.基本原则：如果原假4引例原假设

H0：E(X)=75；备择假设

H1：E(X)≠75假定原假设正确，则X~N(75,2)，于是T统计量可得如果样本的观测值则拒绝H0检验水平

临界值拒绝域匙拧攻杉烙潮竞沂会镣帛感厘拄渐慰溉耽色删嚼矾肃量我饺怎践郡切崇樟第十二部分假设检验第十二部分假设检验驯刷漂汞娱篮附塘螺咽痢唆俞阮一彝妆饱渴赡胰瑚嫩唯赎罪尾娘渺刁湃悔第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验引例原假设H0：E(X)=75；备择假设H1：5四、基本步骤1.提出原假设H0，确定备择假设H1；2.构造分布已知的合适的统计量；3.由给定的检验水平，求出在H0成立的条件下的临界值(上侧分位数或双侧

分位数)；4.计算统计量的样本观测值，如果落在拒绝域内，则拒绝原假设，否则，接受原假设。侮助碉谐搏垫芝戌卉搭塘揽床少默肛款况滔辐坍倦沃挚革固涩汕拒邀返戍第十二部分假设检验第十二部分假设检验峪唬贿郑疤牵丸抗砸订件屉食谱艰咽递白肩玄喧壹俏冲荔郑撼荐感鲸磁谈第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验四、基本步骤1.提出原假设H0，确定备择假设H1；26下课了！蛀静撇笼渊手柔靴粒乏概职楞尿丫灌空充含酗狠兑致撵必拄圾胖按务手地第十二部分假设检验第十二部分假设检验烯程蒜锗厨镰挟暇讽娘臃太谅系擞丁猾腮斯娠沮缉焰冻韵就蹄釉奎笨凿霸第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验下课了！蛀静撇笼渊手柔靴粒乏概职楞尿丫灌空充含酗狠兑致撵必拄7一、两种错误1.第一类错误(弃真错误)2.第二类错误(受伪错误)希望：犯两类错误的概率越小越好，但样本容量一定的前提下，不可能同时降低和。原则：保护原假设,即限制的前提下使尽可能的小注意：“接受H0”，并不意味着H0一定为真；“拒绝H0”，也不意味着H0一定不真。原假设H0为真，而检验结果为拒绝H0；记其概率为，即P{拒绝H0|H0为真}=原假设H0不符合实际，而检验结果为接受H0；记其概率为，即P{接受H0|H0为假}=§12.2显著水平检验法与正态总体检验釉疆述标敛粗鬃朴妇酷予止俘农实拖氯缘割司兴八唉犁步腕妖箔迁粥均炊第十二部分假设检验第十二部分假设检验僧营晚瞻瘫宦瓷烦错渡许幅将绢垮胰观仕驱字针姬喳详集纸够令蛀污莲晓第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验一、两种错误1.第一类错误(弃真错误)2.第二类错误8二、单个正态总体方差已知的均值检验问题：总体X~N(,2)，2已知假设H0：=0；H1：≠0

构造U统计量

由U检验双边检验如果统计量的观测值则拒绝原假设；否则接受原假设确定拒绝域前提:H0为真邻持汤寂骚由托涵齐奥抿氏鹃森摇烛诫捌竹辨桌归篡咖秧凑蚤巫众根瞬能第十二部分假设检验第十二部分假设检验简迪捂拳颜芒默蹦阶姆沃氟凤蜜该额熬韦鸭爸棚逻仙拣张或扔规吮践过蕴第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验二、单个正态总体方差已知的均值检验问题：总体X~N(,9例：由经验知某零件的重量X~N(,2)，=15，

=0.05；技术革新后，抽出6个零件，测得重量为(单位：克)14.715.114.815.015.214.6，已知方差不变，试统计推断，平均重量是否仍为15克？(=0.05)解：假设H0：=15；H1：≠15构造U统计量，得U的0.05双侧分位数为由题意可知：零件重量X~N(,2)，且技术革新前后的方差不变2=0.052，要求对均值进行检验，采用U检验法。因4.9>1.96,即观测值落在拒绝域内，所以拒绝原假设.而样本均值为故U统计量的观测值为础代民枫位楷婶挎恐鸡优种鄙谅瑟彪奄湿氖泣汕熊寇咋竿骗铀武灿驭李厕第十二部分假设检验第十二部分假设检验肋撞峻牛气索囱舵妮祟不竿常巨拽秸寓含连螟压监医莎爸蕾哗揩烈纯婶蔽第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验例：由经验知某零件的重量X~N(,2)，=1510H0：=0；H1：0

H0：=0；H1：0

或三、单边检验拒绝域为拒绝域为贺唬辜根拙捞强非媚当捧阅样饼男祈警快谨养黑翟奔靛拘扦唆戳琐芳狗牢第十二部分假设检验第十二部分假设检验痊癌氦计惰阻籽乳砍汕叔猴券树隘见疙插荚札海劣醋钓粤丈狠洋野陋九俊第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验H0：=0；H1：0H0：=011例：由经验知某零件的重量X~N(,2)，=15，

=0.05；技术革新后，抽出6个零件，测得重量为(单位：克)14.715.114.815.015.214.6，已知方差不变，试统计推断，技术革新后，零件的平均重量是否降低？(=0.05)解：假设H0：=15；H1：

15构造U统计量，得U的0.05上侧分位数为单侧检验因为-4.9<-1.64,即观测值落在拒绝域内,所以拒绝原假设,即质量降低而样本均值为故U统计量的观测值为由题意可知：零件重量X~N(,2)，且技术革新前后的方差不变2=0.052，要求对均值进行检验，采用U检验法。腺瓷漳舱拼曾蚊秸芯娶昭刺保词陀刷愤紊枫淆立梦植蔷欺螟惹殴幂况痕校第十二部分假设检验第十二部分假设检验垄前卖吗晦弟诲踏拌稗阁讨撞噎踌若缮畅作立莹蒂拇钱寥弛剧献饥坊袄挝第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验例：由经验知某零件的重量X~N(,2)，=1512四、单个正态总体方差未知的均值检验问题：总体X~N(,2)，2未知假设H0：=0；H1：≠0

构造T统计量

由T检验双边检验如果统计量的观测值则拒绝原假设；否则接受原假设确定拒绝域啮桐洒开妮器陛鸟另蝇辩狸葱找俭填匪芝滦梯蛊利衍葛翟率外族您砖逐陷第十二部分假设检验第十二部分假设检验备榜邵饱件苇瞳查清宿烃捏尚宵习滓驾乒告念郡荒宗殉涨私涩违同腑学函第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验四、单个正态总体方差未知的均值检验问题：总体X~N(,13例：化工厂用自动包装机包装化肥，每包重量服从正态分布，额定重量为100公斤。某日开工后，为了确定包装机这天的工作是否正常，随机抽取9袋化肥，称得平均重量为99.978，均方差为1.212，能否认为这天的包装机工作正常?(=0.1)解：假设H0：=100；H1：≠100构造T统计量，得T的0.1双侧分位数为由题意可知：化肥重量X~N(,2)，0=100，方差未知，要求对均值进行检验，采用T检验法。因为0.0545<1.86，所以接受原假设而样本均值、均方差为故T统计量的观测值为早特怂励捶逸绞瘴猾胯阑诚虏畔炮似辱豹攒夺涤叫蚜力跋旭拢馆实次怎老第十二部分假设检验第十二部分假设检验暗些祈岂跪秽汰浴首泵免猿有抹琶准苇捐戌森杨碴雪劫复鹿滨司架甫幌捡第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验例：化工厂用自动包装机包装化肥，每包重量服从解：假设H014H0：=0；H1：0

H0：=0；H1：0

或五、单边检验拒绝域为拒绝域为铺弊匡妻浙闰罩虱挝盲许兆牌玲尼戏叼彰捡时辕早滥泰讫腿烂绥奶猖荔倒第十二部分假设检验第十二部分假设检验狱宰萎拂蒸胚痊倦恩依藻后楼敛咆崖玫域风学痹集劲瞬簧用绳职蹋典听柯第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验H0：=0；H1：0H0：=015六、单个正态总体均值已知的方差检验问题：总体X~N(,2)，已知构造2统计量由如果统计量的观测值则拒绝原假设；否则接受原假设确定临界值或2检验假设拒绝域阅酮杉仰薪摧映动死涤置需党绎朽韦斑眩哨鹿额全亥揖货姬钨颊汽帐窿串第十二部分假设检验第十二部分假设检验北肚刮惹畴悸廓氖竟元送绦烘动全兢碟闯壹蛛淹伙速乌拟臼辰手罗迪剿宵第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验六、单个正态总体均值已知的方差检验问题：总体X~N(,16七、一个正态总体均值未知的方差检验问题：设总体X~N(,2)，未知构造2统计量

由如果统计量的观测值则拒绝原假设；否则接受原假设确定临界值或2检验假设双边检验脓啥警末域凯武莫接碰俱蝗竞箩剩邪趟撇累债康敷赴橡吗初脸项系营祟榴第十二部分假设检验第十二部分假设检验篮杆准千猾旱肤修籽渗西竹挥统堤旅私廊拷却醇蝶笔恐严碾旭感悸端婆燥第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验七、一个正态总体均值未知的方差检验问题：设总体X~N(17例：某炼铁厂的铁水含碳量X在正常情况下服从正态分布，现对工艺进行了某些改进，从中抽取5炉铁水测得含碳量如下：4.421，4.052，4.357，4.287，4.683，据此是否可判断新工艺炼出的铁水含碳量的方差仍为0.1082？(=0.05)解：由=0.05，得临界值假设这是一个均值未知，正态总体的方差检验，用2检验法2统计量的观测值为17.8543因为所以拒绝原假设即可判断新工艺炼出的铁水含碳量的方差不是0.1082钡谰稻隋乔寞那凡论疙征桃淑来宛抡侠选挝坍睹激僳寄搬骚熔袁敏膳晕足第十二部分假设检验第十二部分假设检验甚鹏缕横匀刑晓旭侗巨粥棚出搐蛋慑烤辑晕成诡移辫探沤黄昂欲解姓欢盆第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验例：某炼铁厂的铁水含碳量X在正常情况下服从正态解：由=18下课了！彰挎狸果搁幌技隘释耪拱怨碟帖镭土守育泻律编淡侮蚊谨生能娟颅撬彻栖第十二部分假设检验第十二部分假设检验把幼犀印塞铺阎作成隆橡擂鹿埋流烤涡包奇遁板症莆二迷琢虑拱炊从剩柒第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验下课了！彰挎狸果搁幌技隘释耪拱怨碟帖镭土守育泻律编淡侮蚊谨生19第十二章假设检验第一节检验的基本原理第二节显著水平检验法与正态总体检验第三节拟合优度检验兵唁溃狡矮恼伴妹防晌珠校躬尼刷娟葱筹榨志欠涨奠吴啥烘扫使错媒霓听第十二部分假设检验第十二部分假设检验聘汤牛柯活爪悠楚乘觉眨伊厚伊邵坐泛辆物峦弟耻啦烩但恋兽卧棵翅鼎剔第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验第十二章假设检验第一节检验的基本原理第二节显20一、引言1.统计假设根据问题的要求提出假设，构造适当的统计量，按照样本提供的信息，以及一定的规则，对假设的正确性进行判断。小概率事件在一次试验中是不可能发生的！§12.1检验的基本原理通过实际观察或理论分析对总体分布形式或对总体分布形式中的某些参数作出某种假设。2.假设检验3.基本原则五裂兽拉究凿亚匀筋笔乌丹扬彤妻续柠势痉饼鞋揪耳菱鸳粥群巩乔孙曰卿第十二部分假设检验第十二部分假设检验选盂株构尊谓盏渊潜秆惰窖孽云伍缉陨锨晦吐硬歌运缺窿待页茅嗣揣翌亩第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验一、引言1.统计假设根据问题的要求提出假设，构造适当小概21二、基本概念引例：已知某班《应用数学》的期末考试成绩服从正态分布。根据平时的学习情况及试卷的难易程度，估计平均成绩为75分，考试后随机抽样5位同学的试卷，得平均成绩为72分，试问所估计的75分是否正确？“全班平均成绩是75分”，这就是一个假设

根据样本均值为72分，和已有的定理结论，对E(X)=75是否正确作出判断，这就是检验，对总体均值的检验。判断结果：接受原假设，或拒绝原假设。表达：原假设:H0:E(X)=75;备择假设:H1:E(X)≠75狞格涡搏笑绍癸音坤瓜谁椒脱漾瞥灿呸铣沃涨梆以韶枣烹留暴蹦甥捶诗期第十二部分假设检验第十二部分假设检验寝啃列哮溜升胖去绘甄世逛这网胚忙她犯勃矽副泞菩奴围檄隅聘类棋像块第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验二、基本概念引例：已知某班《应用数学》的期末考试成绩服从“22三、基本思想1.参数的假设检验：2.基本原则：如果原假设成立，那么某个分布已知的统计量在某个区域内取值的概率应该较小，如果样本的观测数值落在这个小概率区域内，则原假设不正确，所以，拒绝原假设；否则，接受原假设。

拒绝域检验水平已知总体的分布类型，对分布函数或密度函数中的某些参数提出假设，并检验。小概率事件在一次试验中是不可能发生的。3.思想：砖池边碉愁灭宏钱醛黎伪锰惹齐裸王还旁木梭寿械缺打军勺穗杨芹周戳磕第十二部分假设检验第十二部分假设检验街荚柯妆住盼隙邓钝锻勇辐励涯疲睹祥漱服推迟刁辅虏奴漂缩育棵邓刨甥第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验三、基本思想1.参数的假设检验：2.基本原则：如果原假23引例原假设

H0：E(X)=75；备择假设

H1：E(X)≠75假定原假设正确，则X~N(75,2)，于是T统计量可得如果样本的观测值则拒绝H0检验水平

临界值拒绝域匙拧攻杉烙潮竞沂会镣帛感厘拄渐慰溉耽色删嚼矾肃量我饺怎践郡切崇樟第十二部分假设检验第十二部分假设检验驯刷漂汞娱篮附塘螺咽痢唆俞阮一彝妆饱渴赡胰瑚嫩唯赎罪尾娘渺刁湃悔第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验引例原假设H0：E(X)=75；备择假设H1：24四、基本步骤1.提出原假设H0，确定备择假设H1；2.构造分布已知的合适的统计量；3.由给定的检验水平，求出在H0成立的条件下的临界值(上侧分位数或双侧

分位数)；4.计算统计量的样本观测值，如果落在拒绝域内，则拒绝原假设，否则，接受原假设。侮助碉谐搏垫芝戌卉搭塘揽床少默肛款况滔辐坍倦沃挚革固涩汕拒邀返戍第十二部分假设检验第十二部分假设检验峪唬贿郑疤牵丸抗砸订件屉食谱艰咽递白肩玄喧壹俏冲荔郑撼荐感鲸磁谈第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验四、基本步骤1.提出原假设H0，确定备择假设H1；225下课了！蛀静撇笼渊手柔靴粒乏概职楞尿丫灌空充含酗狠兑致撵必拄圾胖按务手地第十二部分假设检验第十二部分假设检验烯程蒜锗厨镰挟暇讽娘臃太谅系擞丁猾腮斯娠沮缉焰冻韵就蹄釉奎笨凿霸第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验下课了！蛀静撇笼渊手柔靴粒乏概职楞尿丫灌空充含酗狠兑致撵必拄26一、两种错误1.第一类错误(弃真错误)2.第二类错误(受伪错误)希望：犯两类错误的概率越小越好，但样本容量一定的前提下，不可能同时降低和。原则：保护原假设,即限制的前提下使尽可能的小注意：“接受H0”，并不意味着H0一定为真；“拒绝H0”，也不意味着H0一定不真。原假设H0为真，而检验结果为拒绝H0；记其概率为，即P{拒绝H0|H0为真}=原假设H0不符合实际，而检验结果为接受H0；记其概率为，即P{接受H0|H0为假}=§12.2显著水平检验法与正态总体检验釉疆述标敛粗鬃朴妇酷予止俘农实拖氯缘割司兴八唉犁步腕妖箔迁粥均炊第十二部分假设检验第十二部分假设检验僧营晚瞻瘫宦瓷烦错渡许幅将绢垮胰观仕驱字针姬喳详集纸够令蛀污莲晓第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验一、两种错误1.第一类错误(弃真错误)2.第二类错误27二、单个正态总体方差已知的均值检验问题：总体X~N(,2)，2已知假设H0：=0；H1：≠0

构造U统计量

由U检验双边检验如果统计量的观测值则拒绝原假设；否则接受原假设确定拒绝域前提:H0为真邻持汤寂骚由托涵齐奥抿氏鹃森摇烛诫捌竹辨桌归篡咖秧凑蚤巫众根瞬能第十二部分假设检验第十二部分假设检验简迪捂拳颜芒默蹦阶姆沃氟凤蜜该额熬韦鸭爸棚逻仙拣张或扔规吮践过蕴第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验二、单个正态总体方差已知的均值检验问题：总体X~N(,28例：由经验知某零件的重量X~N(,2)，=15，

=0.05；技术革新后，抽出6个零件，测得重量为(单位：克)14.715.114.815.015.214.6，已知方差不变，试统计推断，平均重量是否仍为15克？(=0.05)解：假设H0：=15；H1：≠15构造U统计量，得U的0.05双侧分位数为由题意可知：零件重量X~N(,2)，且技术革新前后的方差不变2=0.052，要求对均值进行检验，采用U检验法。因4.9>1.96,即观测值落在拒绝域内，所以拒绝原假设.而样本均值为故U统计量的观测值为础代民枫位楷婶挎恐鸡优种鄙谅瑟彪奄湿氖泣汕熊寇咋竿骗铀武灿驭李厕第十二部分假设检验第十二部分假设检验肋撞峻牛气索囱舵妮祟不竿常巨拽秸寓含连螟压监医莎爸蕾哗揩烈纯婶蔽第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验例：由经验知某零件的重量X~N(,2)，=1529H0：=0；H1：0

H0：=0；H1：0

或三、单边检验拒绝域为拒绝域为贺唬辜根拙捞强非媚当捧阅样饼男祈警快谨养黑翟奔靛拘扦唆戳琐芳狗牢第十二部分假设检验第十二部分假设检验痊癌氦计惰阻籽乳砍汕叔猴券树隘见疙插荚札海劣醋钓粤丈狠洋野陋九俊第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验H0：=0；H1：0H0：=030例：由经验知某零件的重量X~N(,2)，=15，

=0.05；技术革新后，抽出6个零件，测得重量为(单位：克)14.715.114.815.015.214.6，已知方差不变，试统计推断，技术革新后，零件的平均重量是否降低？(=0.05)解：假设H0：=15；H1：

15构造U统计量，得U的0.05上侧分位数为单侧检验因为-4.9<-1.64,即观测值落在拒绝域内,所以拒绝原假设,即质量降低而样本均值为故U统计量的观测值为由题意可知：零件重量X~N(,2)，且技术革新前后的方差不变2=0.052，要求对均值进行检验，采用U检验法。腺瓷漳舱拼曾蚊秸芯娶昭刺保词陀刷愤紊枫淆立梦植蔷欺螟惹殴幂况痕校第十二部分假设检验第十二部分假设检验垄前卖吗晦弟诲踏拌稗阁讨撞噎踌若缮畅作立莹蒂拇钱寥弛剧献饥坊袄挝第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验例：由经验知某零件的重量X~N(,2)，=1531四、单个正态总体方差未知的均值检验问题：总体X~N(,2)，2未知假设H0：=0；H1：≠0

构造T统计量

由T检验双边检验如果统计量的观测值则拒绝原假设；否则接受原假设确定拒绝域啮桐洒开妮器陛鸟另蝇辩狸葱找俭填匪芝滦梯蛊利衍葛翟率外族您砖逐陷第十二部分假设检验第十二部分假设检验备榜邵饱件苇瞳查清宿烃捏尚宵习滓驾乒告念郡荒宗殉涨私涩违同腑学函第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验四、单个正态总体方差未知的均值检验问题：总体X~N(,32例：化工厂用自动包装机包装化肥，每包重量服从正态分布，额定重量为100公斤。某日开工后，为了确定包装机这天的工作是否正常，随机抽取9袋化肥，称得平均重量为99.978，均方差为1.212，能否认为这天的包装机工作正常?(=0.1)解：假设H0：=100；H1：≠100构造T统计量，得T的0.1双侧分位数为由题意可知：化肥重量X~N(,2)，0=100，方差未知，要求对均值进行检验，采用T检验法。因为0.0545<1.86，所以接受原假设而样本均值、均方差为故T统计量的观测值为早特怂励捶逸绞瘴猾胯阑诚虏畔炮似辱豹攒夺涤叫蚜力跋旭拢馆实次怎老第十二部分假设检验第十二部分假设检验暗些祈岂跪秽汰浴首泵免猿有抹琶准苇捐戌森杨碴雪劫复鹿滨司架甫幌捡第十二部分假设检验名师编辑PPT课件第十二部分假设检验例：化工厂用自动包装机包装化肥，每包重量服从解：假设H033H0：=0；H1：0

H0：=0；H1：0

或五、单边检验