

学生氏极差分析
- 期刊名字:辽宁师范大学学报
- 文件大小:311kb
- 论文作者:董云河
- 作者单位:辽宁师范大学
- 更新时间:2020-09-25
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第25卷第1期辽宁师范大学学报(自然科学版)Vol.25 No. 12002年3月Journal of Liaoning Normal University ( Natural Science Edition )Mar.2002文章编号:1000-1735( 2002 )1-0015-03学生氏极差分析董云河(辽宁师范大学数学系辽宁大连116029 )摘要给出了关于单因素方 差分析问题的学生氏极差分析方法.这种方法较-般方差分析计算量减少但其效果与-般方差分析相一致.这种方法可以推广到多因素方差分析中去其证明思想与本文基本相似.关键词方差分析学生氏极差分析假设检验中图分类号:0212 1文献标识码:A方差分析是讨论k( k≥2)个相互独立正态总体Nμ; σ2Xi=1 2... k)均值μ1心2..中是否完全相等的一个常用的有效方法.它是将总离差平方和分解成该差项平方和及因子的平方和然后通过因子平方和与该差项平方和建立服从F分布统计量进行假设检验的一种方法.本文对这种方法进行了改进.就是将多个正态总体均值是否相等的假设检验问题简化为讨论两个正态总体值是否相等的假设检验问题,即用均值极差构造一个学生氏极差统计量通过对顺序统计量中最大项与最小项所对应的均值是否有显著差异检验进而可达到对μ1 μ2... h是否全相等的判断.下面就介绍这种方法.1学生氏极差分布.定义(学生氏极差分布)设xx2... ,xn 是容量为n的随机样本x;~ N(0,o2).令R= max; -minx; ,ms2/o2~xK m)且与x;独立(i=1 2... n )则称随机变量Z= R/S服从分子自由度为n分母自由度为m的学生氏极差分布.其概率密度函数非常复杂我们在这里不给出.对于n ,m的各种值和a=0.01 0.05 0. 10在1中表VI到表VII可查得Zo使P( Z≥Z。)=a定理设X1X2... X%为k个相互独立的正态总体X~Mμ;σXi=1 2... ,k)x成, .. x为总体X;的一个容量为r的样本( i=1 2... k:).记j=1~ "sζ=_12(xj-x尸 (i=12. ,k)V;=(x;-μ;)rs2= 1之sR= maxV;- minV;中国煤化工则MCHCNMHG服从分子的自由度为n=k分母自由度为K( r-1 )的学生的以上小心证因为x;~ M( μ; σ2/r )所以V;~ N(o,2li= 12...kh).*收稿日期2001-01-05作者简介董云河( 1943- )男辽宁大连人辽宁师范大学副教授.16辽宁师范大学学报(自然科学版)第25卷又由(r- 1)S/o2~x(r-1)则k( r-1)S2/o2服从自由度为k(r-1)的x2分布.且s2与V;独立.所以由定义知Z= R/S服从分子自由度为k分母自由度为K( r- 1 )的学生氏极差分布.2学生氏极差分析本文仅讨论单因素学生氏极差分析对于两因素学生氏极差分析将分文讨论.设因素A有K个水平A ,A2... Ak在水平A;下( i=12... ,k: )进行r次独立试验.结果如表1.表1重试验氢1平均试号果、4|xx12......xIrx22S:!假定各水平A(i=1 2... ,k:)下的样本x; x2.. rx;(i=1 2... ,Jk )来自具有相同方差σ2和均值分别为μ(i=12... k: )的正态总体N(μ; σ2 )p;与o2未知且不同水平A;下的样本之间相互独立.检验假设Ho:μ1=/2=.. =pk ,H:μ1 /2- h不会相等.由定理知在Ho成立下,R=、r( maxx;- minx; )所以对于显著水平a有P( R/S≥Za )=a现在关键问题是1肖R/S≥Z。时是否可以拒绝Ho2肖R/S
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