假设检验总结

第四章假设检验总结000000Uu2Uu2UuU检验法(正态总体,2已知)原假设H0备择假设H1检验统计量及其H0为真时的分布拒绝域0~(0,1)XUnN（1）000000Uu2Uu2UuU检验法-大样本(n50)原假设H0备择假设H1检验统计量及其H0为真时的分布拒绝域0~(0,1)XUSnN近似WW0WW0WW0WW0WW0WW0Uu2Uu2Uu000(1)/~(0,1)wWUWWnN近似（2）0000(1)Ttn002(1)Ttn2(1)Ttn)1(~0ntnSXTT检验法(正态总体,2未知)原假设H0备择假设H1检验统计量及其H0为真时的分布拒绝域（3）20220222(1)n202221(1)n2022=02202原假设H0备择假设H1检验统计量及其在H0为真时的分布拒绝域检验法2(未知)221202()~(1)niiXXn2222122(1)(1)nn或（4）关于2的检验正态总体1–2=0(12，22已知)2212~(0,1)XYUnmNUu2Uu(5)关于均值差1–2的检验2Uu1–201–201–201–201–20原假设H0备择假设H1检验统计量及其在H0为真时的分布拒绝域关于均值差1–2的检验2(2)Ttnm1=2(12=22未知)2212(1)(1)112~(2)XYTnsmsnmnmtnm(2)Ttnm2(2)Ttnm121≥2原假设H0检验统计量及其在H0为真时的分布拒绝域Uu2Uu2UuW1-W2的检验大样本(n50)原假设H0备择假设H1检验统计量及其H0为真时的分布拒绝域W1W2W1W2W1W2W1W2W1W2W1W2Uu2Uu2Uu12001211(1)()~(0,1)wwUwwnnN近似（6）12012mmwnn12=2212221222122212221222)1,1(mnFF)1,1(1mnFF(7)关于方差比12/22的检验)1,1(2mnFF或)1,1(21mnFF1,2)1,1(~2221mnFSSF均未知原假设H0备择假设H1检验统计量及其在H0为真时的分布拒绝域(8)总体分布的假设检验统计量∶2221(-)~(1)miiiifnpmnp近似H0:H1:总体服从某分布总体不服从某分布Xm将的可能取值的范围划为个区间：ipi=1,2,,mif为第i个区间的实际频数记在第i个区间取值的概率拒绝域形式应为∶m22(-1)kip2χf=m-k-1如果总体中有个未知参数，先估计参数，然后计算的值，则的拒绝域应：0H分布自由度要降低为mk22(--1)