统计假设检验(编辑修改稿)

统计假设检验(编辑修改稿)内容摘要：

, 0 ( , , , ) , ( , , , )nnX ~ NX X X Xx x x       设总体并设 为来自总体 的样本为样本值。 一、均值的检验 二、方差的检验 山东财政学院 1 . 均值 的检验0 0 1 0( ) : :。 A H H     0 0 1 0( ) : :。 B H H     0 0 1 0( ) : : .C H H     双侧假设检验 单侧假设检验 ① 山东财政学院 2( 1 )  为已知( 0 , 1 )。 XUNn② ~ ( 0 , 1 )N 000 /XUn统计量③ 0H  0当 ( = ) 成立时,(A) 山东财政学院 对于给定的  10  0 / 2P U u  1  1 1 2 0 / 2{ , , , : }nC x x x u u 由此得拒绝域 C1 ④ 1 2 010( , , , )nx x x uCH据样本值 计算 的值，判断是否落入 中, 从而作出是否拒绝 的推断.山东财政学院 2( 5, 08 ) ,5N 某 炼 铁 厂 的 铁 水 含 碳 量 在 正 常 情 况 下 服 从正 态 分 布 现 抽 测 炉 铁 水 ， 算 的 平均 含 碳 量 为 ， 假 设 方 差 没 有 变 化 ， 问 在时 ， 铁 水 的 含 碳 量 是例否 有 显 著 变 化。 山东财政学院 0 0 1: 4 . 5 5 : 4 . 5 5 HH     原 假 设X： 用 表 示 铁解 水 的 含 碳 量 ，2~ ( , 0 . 1 0 8 )XN 则0 ( 0 , 1 )。 0 . 1 0 8XH U Nn当 成 立 时 ，0 . 0 5 对于 ，/ 2 0 . 0 2 5 1 . 9 6 ,uu  0 1 . 9 6 0 . 0 5PU 即 ，山东财政学院  1 2 0{ , , , : 1 . 9 6 }nC x x x u故 否 定 域 为 ： 由 题 设 4 .6 5x 053 .66 10xu  5 7 . 7 5 3 . 6 2 . 1 6 1 . 9 66 1 0  0 ,H 应拒绝 即今年的日均销售额与去年相比有显著变化。 山东财政学院 ()B 0H  0当 ( ) 成立时,000 /XUn统计量( 0 , 1 )。 X UNn00()/XPn  ()XPn 山东财政学院  0P U u   P U u     2 1 2 0{ , , , : }nC x x x u u 由此得拒绝域 C2 山东财政学院 ()C 0H  0当 ( ) 成 立 时 ,000 /XUn统计量( 0 , 1 )。 X UNn00()/XPn  ()XPn 山东财政学院  0P U u   P U u     由此得拒绝域 C2  3 1 2 0{ , , , : }nC x x x u u   U检验法 借助的枢轴量服从 N(0,1)分布的检验法 山东财政学院 2( 2)  为未知~ ( 1 )XT t nSn由引例，选用枢轴量 00 ~ ( 1 )XT t nSn相应的统计量容易得到相应于 (A),(B),(C)的拒绝域分别为。