spss中文參數(shù)估計(jì)與假設(shè)檢驗(yàn)精講PPT學(xué)習(xí)教案

1、會(huì)計(jì)學(xué)1spss中文參數(shù)估計(jì)與假設(shè)檢驗(yàn)精講中文參數(shù)估計(jì)與假設(shè)檢驗(yàn)精講第1頁(yè)/共66頁(yè)第2頁(yè)/共66頁(yè)第3頁(yè)/共66頁(yè)第4頁(yè)/共66頁(yè)第5頁(yè)/共66頁(yè)0.5p 0.5p 1H0H第6頁(yè)/共66頁(yè)0H0H第7頁(yè)/共66頁(yè)第8頁(yè)/共66頁(yè)第9頁(yè)/共66頁(yè)0H0H0:75H第10頁(yè)/共66頁(yè)0H0H第11頁(yè)/共66頁(yè)0H0H第12頁(yè)/共66頁(yè)第13頁(yè)/共66頁(yè)第14頁(yè)/共66頁(yè)第15頁(yè)/共66頁(yè)第16頁(yè)/共66頁(yè)第17頁(yè)/共66頁(yè)00H0H00第18頁(yè)/共66頁(yè)0H0H2( ,)N 2XX2( ,)XNn/XtSn0第19頁(yè)/共66頁(yè)0H0H2( ,)N 第20頁(yè)/共66頁(yè)第21頁(yè)/共66頁(yè)第22頁(yè)/

2、共66頁(yè)N均值標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn)誤weight10500.80005.391351.70489檢驗(yàn)值 = 500tdfSig（雙側(cè)）均值差值差分的 95% 置信區(qū)間下限上限weight.4699.650.800003.05674.6567本例置信水平為95%，顯著性水平為，從上表中可以看出，雙尾檢測(cè)概率P值為，大于，故原假設(shè)成立，也就是說，抽樣袋裝食鹽的質(zhì)量與500克無(wú)顯著性差異，有理由相信生產(chǎn)線工作狀態(tài)正常 下表給出了單樣本T檢驗(yàn)的描述性統(tǒng)計(jì)量，包括樣本數(shù)（N）、均值、標(biāo)準(zhǔn)差、均值的標(biāo)準(zhǔn)誤。 第23頁(yè)/共66頁(yè)第24頁(yè)/共66頁(yè)120H0H12第25頁(yè)/共66頁(yè)2(,)xxN2(,)yyN 1

3、21212()11XXtSnn1n2n1S2S122nn222112212(1)(1)2nSnSSnn第26頁(yè)/共66頁(yè)0H0H1212221212()XXtSSnn第27頁(yè)/共66頁(yè)0H0H第28頁(yè)/共66頁(yè)0H0H第29頁(yè)/共66頁(yè)0H0H第30頁(yè)/共66頁(yè)玉米品種N均值標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn)誤單位面積產(chǎn)量品種A881.250011.804964.17368品種B875.750010.024973.544360H0H 上表給出了本例獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)的基本描述統(tǒng)計(jì)量，包括兩個(gè)樣本的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和均值的標(biāo)準(zhǔn)誤。 第31頁(yè)/共66頁(yè)0H0H獨(dú)立樣本檢驗(yàn)獨(dú)立樣本檢驗(yàn)方差方程方差方程的的 Levene Le

4、vene 檢驗(yàn)檢驗(yàn)均值方程的均值方程的 t t 檢驗(yàn)檢驗(yàn)F FSigSig. .t tdfdfSig.Sig.( (雙雙側(cè)側(cè)) )均值均值差值差值標(biāo)準(zhǔn)誤標(biāo)準(zhǔn)誤差值差值差分的差分的 95% 95% 置置信區(qū)間信區(qū)間下限下限上限上限單位面積單位面積產(chǎn)量產(chǎn)量假設(shè)方差相假設(shè)方差相等等.10.104 4.75.752 21.001.004 41414.332.3325.5005.50000005.475605.47560- -6.24396.24398 817.24317.2439898假設(shè)方差不假設(shè)方差不相等相等1.001.004 413.6413.642 2.333.3335.5005.500000

5、05.475605.47560- -6.27296.27297 717.27217.2729797 根據(jù)上表“方差方程的 Levene 檢驗(yàn)”中的sig.為0.752，遠(yuǎn)大于設(shè)定的顯著性水平0.05，故本例兩組數(shù)據(jù)方差相等。在方差相等的情況下，獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)的結(jié)果應(yīng)該看上表中的“假設(shè)方差相等”一行，第5列為相應(yīng)的雙尾檢測(cè)概率（Sig.（雙側(cè)）為，在顯著性水平為的情況下，T統(tǒng)計(jì)量的概率p值大于，故不應(yīng)拒絕零假設(shè),，即認(rèn)為兩樣本的均值是相等的，在本例中，不能認(rèn)為兩種玉米品種的產(chǎn)量有顯著性差異。 第32頁(yè)/共66頁(yè)第33頁(yè)/共66頁(yè)0H0H012:0H12第34頁(yè)/共66頁(yè)0H0H第35頁(yè)/共66頁(yè)

6、0H0H1ix2(1)ix in 12iiidxx12()/dtSndidid120第36頁(yè)/共66頁(yè)0H0H第37頁(yè)/共66頁(yè)成對(duì)樣本統(tǒng)計(jì)量成對(duì)樣本統(tǒng)計(jì)量均值均值N N標(biāo)準(zhǔn)差標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn)誤均值的標(biāo)準(zhǔn)誤對(duì)對(duì) 1 1訓(xùn)練前訓(xùn)練前77.6777.67151510.10410.1042.6092.609訓(xùn)練后訓(xùn)練后83.6083.6015158.4338.4332.1772.177成對(duì)樣本相關(guān)系數(shù)成對(duì)樣本相關(guān)系數(shù)N N相關(guān)系數(shù)相關(guān)系數(shù)Sig.Sig.對(duì)對(duì) 1 1訓(xùn)練前訓(xùn)練前 & & 訓(xùn)練訓(xùn)練后后1515.407.407.132.1320H0H 左表是配對(duì)樣本T檢驗(yàn)的簡(jiǎn)單相關(guān)關(guān)系檢

7、驗(yàn)結(jié)果。表中顯示訓(xùn)練前和訓(xùn)練后兩樣本的相關(guān)系數(shù)為0.407，相關(guān)系數(shù)的檢驗(yàn)P值為0.132顯著性水平，接受原假設(shè)，可以認(rèn)為訓(xùn)練前后的成績(jī)沒有明顯的線性關(guān)系。第38頁(yè)/共66頁(yè)0H0H 上表是配對(duì)樣本T檢驗(yàn)的最終結(jié)果。sig.(雙側(cè))為雙尾檢驗(yàn)概率p值在置信水平為95%時(shí)，顯著性水平為0.05，由于概率p值為0.041，小于0.05,拒絕零假設(shè)，可以認(rèn)為訓(xùn)練前后對(duì)成績(jī)有顯著效果。成對(duì)樣本檢驗(yàn)成對(duì)樣本檢驗(yàn)成對(duì)差分成對(duì)差分t tdfdfSig.(Sig.(雙側(cè)雙側(cè)) )均值均值標(biāo)準(zhǔn)標(biāo)準(zhǔn)差差均值的標(biāo)準(zhǔn)均值的標(biāo)準(zhǔn)誤誤差分的差分的 95% 95% 置信置信區(qū)間區(qū)間下限下限上限上限對(duì)對(duì) 1 1訓(xùn)練前訓(xùn)練前

8、- - 訓(xùn)練訓(xùn)練后后- -5.935.933 310.1810.187 72.6302.630- -11.57511.575-.292-.292- -2.2562.2561414.041.041第39頁(yè)/共66頁(yè)第40頁(yè)/共66頁(yè)0H0H第41頁(yè)/共66頁(yè)0H0H第42頁(yè)/共66頁(yè)0H0H第43頁(yè)/共66頁(yè)0H0H第44頁(yè)/共66頁(yè) 第45頁(yè)/共66頁(yè) 221()kiiiinnpnp第46頁(yè)/共66頁(yè)0H0H5.7.2 5.7.2 卡方檢驗(yàn)卡方檢驗(yàn)分析步驟第第1 1 步步 提出零假設(shè)：提出零假設(shè)：卡方檢驗(yàn)的零假設(shè)H0是“總體服從某種理論分布”，其對(duì)立假設(shè)H1是“總體不服從某種理論分布”。第第2

9、 2步步 選擇檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：選擇檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：卡方分布選擇的是Pearson卡方統(tǒng)計(jì)量。已證明，當(dāng)n充分大時(shí)，它近似地服從自由度為k-1的卡方分布。第第3 3步步 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的觀測(cè)值和概率計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的觀測(cè)值和概率p p值。值。3.3.第第4 4步步 給出顯著性水平，作出決策。給出顯著性水平，作出決策。 第47頁(yè)/共66頁(yè) 0.05工作日12345次品數(shù)251581626第48頁(yè)/共66頁(yè) 第49頁(yè)/共66頁(yè) 第50頁(yè)/共66頁(yè) 給出了卡方檢給出了卡方檢驗(yàn)的原假設(shè)為驗(yàn)的原假設(shè)為“工作日工作日的類別以相同的概率發(fā)的類別以相同的概率發(fā)生生”，其，其相伴概率值相伴概率值Sig. = ，說明應(yīng)拒絕說

10、明應(yīng)拒絕原假設(shè)原假設(shè)，因此圖，因此圖5-12的的“決策者決策者”給出給出“拒絕拒絕原假設(shè)原假設(shè)”的決策，認(rèn)為的決策，認(rèn)為工作日的類別是以不同工作日的類別是以不同概率發(fā)生的，即認(rèn)為概率發(fā)生的，即認(rèn)為該該企業(yè)一周內(nèi)出現(xiàn)的次品企業(yè)一周內(nèi)出現(xiàn)的次品數(shù)數(shù)不不是均勻分布在一周是均勻分布在一周的五個(gè)工作日中的五個(gè)工作日中。 第51頁(yè)/共66頁(yè) 1xiin iniP XxC p q第52頁(yè)/共66頁(yè) 0.5(1)xnpZnpp 當(dāng)x小于n/2時(shí)，取加號(hào)；反之取減號(hào)，p為檢驗(yàn)概率，n為樣本總數(shù)。第53頁(yè)/共66頁(yè) 第54頁(yè)/共66頁(yè) 成績(jī) 78 75 84 76 89 93 94 88 95 87 88 73

11、84 82 80 84 87 91 95 83第第1步步 分析：分析：由于成績(jī)分為優(yōu)秀與非優(yōu)秀兩種狀態(tài)，故應(yīng)用二項(xiàng)分布檢驗(yàn)。第第2步步 數(shù)據(jù)的組織：數(shù)據(jù)的組織：數(shù)據(jù)分成一列，其變量名為“成績(jī)”，輸入數(shù)據(jù)并保存。第55頁(yè)/共66頁(yè) 第第3步步 單因素的非參數(shù)檢驗(yàn)設(shè)置：?jiǎn)我蛩氐姆菂?shù)檢驗(yàn)設(shè)置：選擇菜單“分析非參數(shù)檢驗(yàn)單樣本”：將“目標(biāo)”選項(xiàng)卡選擇“自定義分析”；在“字段”選項(xiàng)卡中選擇“使用定制字段分配”，并將“成績(jī)”字段選入“檢驗(yàn)字段”；在“設(shè)置”選項(xiàng)卡中選擇“自定義檢驗(yàn)”，并選中“比較觀察二分類可能性和假設(shè)可能性（二項(xiàng)式檢驗(yàn)）（O）”，“檢驗(yàn)選項(xiàng)”及“用戶缺失值”保持默認(rèn)選項(xiàng)；第第4步步 進(jìn)行二

12、項(xiàng)分布檢驗(yàn)選項(xiàng)設(shè)置：進(jìn)行二項(xiàng)分布檢驗(yàn)選項(xiàng)設(shè)置：打開“二項(xiàng)式選項(xiàng)”對(duì)話框，設(shè)置“假設(shè)比例”為0.9，選擇“定義連續(xù)字段的成功值”中的“定制割點(diǎn)”選項(xiàng)，并設(shè)置割點(diǎn)為99。第56頁(yè)/共66頁(yè) 5.7.3 5.7.3 二項(xiàng)分布檢驗(yàn)二項(xiàng)分布檢驗(yàn)SPSSSPSS實(shí)例分析實(shí)例分析第第5步步 主要結(jié)果及分析：主要結(jié)果及分析：二項(xiàng)式假設(shè)檢驗(yàn)數(shù)據(jù)摘要 單尾檢測(cè)的相伴概率Sig.=0.0430.05，因此應(yīng)拒絕零假設(shè)，即小于90分的學(xué)生所占的比例與總體分布存在顯著差異，即小于90分的學(xué)生所占比例比90%小。這說明優(yōu)秀學(xué)生所占的比重是大于10%的。第57頁(yè)/共66頁(yè) 1基本概念 一 個(gè)游程（Run）就是某序列中位于一

13、種符號(hào)之前或之后的另一種符號(hào)持續(xù)的最大主序列，或者說，一個(gè)游程是指某序列中同類元素的一個(gè)持續(xù)的最大主集。 主要用于檢驗(yàn)一個(gè)變量?jī)蓚€(gè)值的分布是否呈隨機(jī)分布，即檢驗(yàn)前一個(gè)個(gè)案是否影響下一個(gè)個(gè)案的值，如果沒有影響，這一組個(gè)案便是隨機(jī)的。第58頁(yè)/共66頁(yè)5.7.4 游程檢驗(yàn)游程檢驗(yàn)2統(tǒng)計(jì)原理 SPSS單樣本變量隨機(jī)性檢驗(yàn)中，利用游程數(shù)構(gòu)造檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。如果設(shè)n1為出現(xiàn)1的個(gè)數(shù)，n2為出現(xiàn)0的個(gè)數(shù)，當(dāng)n1, n2較大時(shí)，游程抽樣分布的均值為 ，方差為 。在大樣本條件下，游程近似服從正態(tài)分布，即 其中，r為游程數(shù)。1 2122rn nnn21 21 212212122(2)() (1)rn nn nnnnnnn rrrZ第59頁(yè)/共66頁(yè) 第60頁(yè)/共66頁(yè)10.37511.12510.87510.62511.50011.62511.25011.37510.75011.00010.87510.75011.50011.2