假设检验项目假设检验回归分析与方差分析
- 格式:docx
- 大小:144.73 KB
- 文档页数:11
项目八 假设检验、回归分析与方差分析
实验1 假设检验
实验目的 掌握用Mathematica 作单正态总体均值、方差的假设检验, 双正态总体的均值差、方差比的假设检验方法, 了解用Mathematica 作分布拟合函数检验的方法.
基本命令
1.调用假设检验软件包的命令< 输入并执行命令 < 2.检验单正态总体均值的命令MeanTest 命令的基本格式为 MeanTest[样本观察值,0H 中均值0μ的值, TwoSided->False(或True), Known Variance->None (或方差的已知值20σ), SignificanceLevel->检验的显著性水平α,FullReport->True] 该命令无论对总体的均值是已知还是未知的情形均适用. 命令MeanTest 有几个重要的选项. 选项Twosided->False 缺省时作单边检验. 选项 Known Variance->None 时为方差未知, 所作的检验为t 检验. 选项Known Variance->20σ时 为方差已知(20σ是已知方差的值), 所作的检验为u 检验. 选项Known Variance->None 缺省 时作方差未知的假设检验. 选项SignificanceLevel->0.05表示选定检验的水平为0.05. 选项FullReport->True 表示全面报告检验结果. 3.检验双正态总体均值差的命令MeanDifferenceTest 命令的基本格式为 MeanDifferenceTest[样本1的观察值,样本2的观察值, 0H 中的均值21μμ-,选项1,选项2,…] 其中选项TwoSided->False(或True), SignificanceLevel->检验的显著性水平α, FullReport->True 的用法同命令MeanTest 中的用法. 选项EqualVariances->False(或True)表示两个正态总体的方差不相等(或相等). 4.检验单正态总体方差的命令VarianceTest 命令的基本格式为 VarianceTest[样本观察值,0H 中的方差20σ的值,选项1,选项2,…] 该命令的选项与命令MeanTest 中的选项相同. 5.检验双正态总体方差比的命令VarianceRatioTest 命令的基本格式为 VarianceRatioTest[样本1的观察值,样本2的观察值, 0H 中方差比22 2 1σσ的值,选项1,选项2,…] 该命令的选项也与命令MeanTest 中的选项相同. 注: 在使用上述几个假设检验命令的输出报告中会遇到像OneSidedPValue-> 0.000217593这样的项,它报告了单边检验的P 值为0.000217593. P 值的定义是: 在原假设成立的条件下, 检验统计量取其观察值及比观察值更极端的值(沿着对立假设方向)的概率. P 值也称作“观察”到的显著性水平. P 值越小, 反对原假设的证据越强. 通常若P 低于5%, 称此结果为统计显著; 若P 低于1%,称此结果为高度显著. 6.当数据为概括数据时的假设检验命令 当数据为概括数据时, 要根据假设检验的理论, 计算统计量的观察值, 再查表作出结论. 用以下命令可以代替查表与计算, 直接计算得到检验结果. (1)统计量服从正态分布时, 求正态分布P 值的命令NormalPValue. 其格式为 NormalPValue[统计量观察值,显著性选项,单边或双边检验选项] (2)统计量服从t 分布时, 求t 分布P 值的命令StudentTPValue. 其格式为 StudentTPValue[统计量观察值,自由度,显著性选项,单边或双边检验选项] (3)统计量服从2χ分布时, 求2χ分布P 值的命令ChiSquarePValue. 其格式为 ChiSquarePValue[统计量观察值,自由度,显著性选项,单边或双边检验选项] (4)统计量服从F 分布时, 求F 分布P 值的命令FratioPValue. 其格式为 FratioPValue[统计量观察值,分子自由度,分母自由度,显著性选项,单边或双边检验选项] (5)报告检验结果的命令ResultOfTest. 其格式为 ResultOfTest[P 值,显著性选项,单边或双边检验选项,FullReport->True] 注:上述命令中, 缺省默认的显著性水平都是0.05, 默认的检验都是单边检验. 实验举例 单正态总体均值的假设检验(方差已知情形) 例 1.1 (教材 例 1.1) 某车间生产钢丝, 用X 表示钢丝的折断力, 由经验判断),(~2σμN X , 其中228,570==σμ, 今换了一批材料, 从性能上看, 估计折断力的方差2σ不会有什么变化(即仍有228=σ), 但不知折断力的均值μ和原先有无差别. 现抽得样本, 测得其折断力为 578 572 570 568 572 570 570 572 596 584 取,05.0=α试检验折断力均值有无变化? 根据题意, 要对均值作双侧假设检验 570:,570:10≠=μμH H 输入 < 执行后, 再输入 data1={578,572,570,568,572,570,570,572,596,584}; MeanTest[data1,570,SignificanceLevel->0.05, KnownVariance->64,TwoSided->True,FullReport->True] (*检验均值, 显著性水平05.0=α, 方差083.02=σ已知*) 则输出结果 {FullReport-> Mean TestStat Distribution 575.2 2.05548 NormalDistribution[] TwoSidedPValue->0.0398326, Reject null hypothesis at significance level ->0.05} 即结果给出检验报告: 样本均值2.575=x , 所用的检验统计量为u 统计量(正态分布),检验统计量的观测值为 2.05548, 双侧检验的P 值为0.0398326, 在显著性水平05.0=α下, 拒绝原假设, 即认为折断力的均值发生了变化. 例 1.2 (教材 例 1.2) 有一工厂生产一种灯管, 已知灯管的寿命X 服从正态分布)40000,(μN , 根据以往的生产经验, 知道灯管的平均寿命不会超过1500小时. 为了提高灯管的平均寿命, 工厂采用了新的工艺. 为了弄清楚新工艺是否真的能提高灯管的平均寿命,他们测试了采用新工艺生产的25只灯管的寿命. 其平均值是1575小时, 尽管样本的平均值大于1500小时, 试问: 可否由此判定这恰是新工艺的效应, 而非偶然的原因使得抽出的这25只灯管的平均寿命较长呢? 根据题意, 需对均值的作单侧假设检验 1500:,1500:10>≤μμH H 检验的统计量为 n X U /0σμ-= , 输入 p1=NormalPValue[(1575-1500)/200*Sqrt[25]] ResultOfTest[p1[[2]],SignificanceLevel ->0.05,FullReport ->True] 执行后的输出结果为 OneSidedPValue ->0.0303964 {OneSidedPValue->0.0303964, Fail to reject null hypothesis at significance level ->0.05} 即输出结果拒绝原假设 单正态总体均值的假设检验(方差未知情形) 例1.3 (教材 例1.3) 水泥厂用自动包装机包装水泥, 每袋额定重量是50kg, 某日开工后随机抽查了9袋, 称得重量如下: 49.6 49.3 50.1 50.0 49.2 49.9 49.8 51.0 50.2