概率論第五章統(tǒng)計(jì)量及其分布

概率論第五章統(tǒng)計(jì)量及其分布第1頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月例5.0.1

某公司要采購一批產(chǎn)品，每件產(chǎn)品不

是合格品就是不合格品，但該批產(chǎn)品總有一

個(gè)不合格品率

p。由此，若從該批產(chǎn)品中隨

機(jī)抽取一件，用

x

表示這一批產(chǎn)品的不合格

數(shù)，不難看出

x

服從一個(gè)二點(diǎn)分布b(1,p)，

但分布中的參數(shù)

p是不知道的。一些問題：

第2頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月

p

的大小如何；

p大概落在什么范圍內(nèi)；

能否認(rèn)為

p

滿足設(shè)定要求（如p

0.05）。第3頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月§5.1總體與個(gè)體總體的三層含義：

研究對(duì)象的全體；

數(shù)據(jù)；

分布第4頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月例5.1.1

考察某廠的產(chǎn)品質(zhì)量，以0記合格品，以1記不合格品，則總體={該廠生產(chǎn)的全部合格品與不合格品}={由0或1組成的一堆數(shù)}若以

p表示這堆數(shù)中1的比例（不合格品率），則該總體可由一個(gè)二點(diǎn)分布表示：X0

1P1

pp第5頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月比如：兩個(gè)生產(chǎn)同類產(chǎn)品的工廠的產(chǎn)品的總體

分布：X01p0.9830.017X01p0.9150.085第6頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月例5.1.2

在二十世紀(jì)七十年代后期，美國消費(fèi)者購買日產(chǎn)SONY彩電的熱情高于購買美產(chǎn)SONY彩電，原因何在？

1979年4月17日日本《朝日新聞》刊登調(diào)查報(bào)告指出N(m,(5/3)2)，日產(chǎn)SONY彩電的彩色濃度服從正態(tài)分布，而美產(chǎn)SONY彩電的彩色濃度服從(m

5,m+5)上的均勻分布。原因在于總體的差異上！第7頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月圖5.1.1SONY彩電彩色濃度分布圖第8頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月等級(jí)

I

IIIII

IV美產(chǎn)33.333.333.30

日產(chǎn)68.327.14.30.3表5.1.1

各等級(jí)彩電的比例(%)第9頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月5.1.2

樣本樣品、樣本、樣本量:樣本具有兩重性一方面，由于樣本是從總體中隨機(jī)抽取的，抽取前無法預(yù)知它們的數(shù)值，因此，樣本是隨機(jī)變量，用大寫字母X1,X2,…,Xn

表示；另一方面，樣本在抽取以后經(jīng)觀測(cè)就有確定的觀測(cè)值，因此，樣本又是一組數(shù)值。此時(shí)用小寫字母x1,x2,…,xn表示是恰當(dāng)?shù)?。?jiǎn)單起見，無論是樣本還是其觀測(cè)值，樣本一般均用x1,x2,…xn

表示，應(yīng)能從上下文中加以區(qū)別。第10頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月例5.1.3

啤酒廠生產(chǎn)的瓶裝啤酒規(guī)定凈含量為640

克。由于隨機(jī)性，事實(shí)上不可能使得所有的啤酒凈含量均為640克。現(xiàn)從某廠生產(chǎn)的啤酒中隨機(jī)抽取10瓶測(cè)定其凈含量，得到如下結(jié)果：641,635,640,637,642,638,645,643,639,640這是一個(gè)容量為10的樣本的觀測(cè)值，對(duì)應(yīng)的總體為該廠生產(chǎn)的瓶裝啤酒的凈含量。這樣的樣本稱為完全樣本。第11頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月例5.1.4

考察某廠生產(chǎn)的某種電子元件的壽命，選了100只進(jìn)行壽命試驗(yàn)，得到如下數(shù)據(jù)：第12頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月表5.1.2

100只元件的壽命數(shù)據(jù)表5.1.2中的樣本觀測(cè)值沒有具體的數(shù)值，只有一個(gè)范圍，這樣的樣本稱為分組樣本。

壽命范圍

元件數(shù)

壽命范圍

元件數(shù)

壽命范圍

元件數(shù)(024]4(192216]6(384408]4(2448]8(216240]3(408432]4(4872]6(240264]3(432456]1(7296]5(264288]5(456480]2(96120]3(288312]5(480504]2(120144]4(312336]3(504528]3(144168]5(336360]5(528552]1(168192]4(360184]1>55213第13頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月獨(dú)立性:

樣本中每一樣品的取值不影響其它樣品的取值--

x1,x2,…,xn

相互獨(dú)立。要使得推斷可靠，對(duì)樣本就有要求，使樣本能很好地代表總體。通常有如下兩個(gè)要求：隨機(jī)性:總體中每一個(gè)個(gè)體都有同等機(jī)會(huì)被選入樣本--

xi

與總體X有相同的分布。樣本的要求：簡(jiǎn)單隨機(jī)樣本第14頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月設(shè)總體X具有分布函數(shù)F(x),

x1,x2,…,xn

為取自該總體的容量為n的樣本，則樣本聯(lián)合分布函數(shù)為用簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣方法得到的樣本稱為簡(jiǎn)單隨機(jī)樣本，也簡(jiǎn)稱樣本。于是，樣本

x1,x2,…,xn

可以看成是獨(dú)立同分布(iid)的隨機(jī)變量，其共同分布即為總體分布。第15頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月總體分為有限總體與無限總體實(shí)際中總體中的個(gè)體數(shù)大多是有限的。當(dāng)個(gè)體數(shù)充分大時(shí)，將有限總體看作無限總體是一種合理的抽象。對(duì)無限總體，隨機(jī)性與獨(dú)立性容易實(shí)現(xiàn)，困難在于排除有意或無意的人為干擾。對(duì)有限總體，只要總體所含個(gè)體數(shù)很大，特別是與樣本量相比很大，則獨(dú)立性也可基本得到滿足。第16頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月例5.1.5

設(shè)有一批產(chǎn)品共N個(gè)，需要進(jìn)行抽樣檢驗(yàn)以了解其不合格品率p?，F(xiàn)從中采取不放回抽樣抽出2個(gè)產(chǎn)品，這時(shí)，第二次抽到不合格品的概率依賴于第一次抽到的是否是不合格品，如果第一次抽到不合格品，則而若第一次抽到的是合格品，則第二次抽到不合格品的概率為P(x2=1|x1

=1)=(Np

1)/(N

1)P(x2=1|x1

=0)=(Np)(N1)第17頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月顯然，如此得到的樣本不是簡(jiǎn)單隨機(jī)樣本。但是，當(dāng)N很大時(shí)，我們可以看到上述兩種情形的概率都近似等于p。所以當(dāng)N很大，而n不大（一個(gè)經(jīng)驗(yàn)法則是

n

N0.1）時(shí)可以把該樣本近似地看成簡(jiǎn)單隨機(jī)樣本。思考：

若總體的密度函數(shù)為p(x)，則其樣本的（聯(lián)

合）密度函數(shù)是什么？第18頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月5.2.1經(jīng)驗(yàn)分布函數(shù)§5.2

樣本數(shù)據(jù)的整理與顯示設(shè)

x1,x2,…,xn是取自總體分布函數(shù)為F(x)的樣本，若將樣本觀測(cè)值由小到大進(jìn)行排列,為x(1),x(2),…,x(n)，則稱

x(1),x(2),…,x(n)為有序樣本，用有序樣本定義如下函數(shù)

第19頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月則Fn(x)是一非減右連續(xù)函數(shù)，且滿足Fn(

)=0和Fn(

)=1由此可見，F(xiàn)n(x)是一個(gè)分布函數(shù)，并稱Fn(x)為經(jīng)驗(yàn)分布函數(shù)。第20頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月例5.2.1

某食品廠生產(chǎn)聽裝飲料，現(xiàn)從生產(chǎn)線上隨機(jī)抽取5聽飲料，稱得其凈重（單位：克）351347355344351x(1)=344,x(2)=347,x(3)=351,x(4)=354,x(5)=355這是一個(gè)容量為5的樣本，經(jīng)排序可得有序樣本：第21頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月其經(jīng)驗(yàn)分布函數(shù)為由伯努里大數(shù)定律：只要n相當(dāng)大，F(xiàn)n(x)依概率收斂于F(x)。

0，x

<344

0.2，344

x

<347Fn(x)=0.4，347

x

<3510.8，344

x

<3471，x355第22頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月更深刻的結(jié)果也是存在的，這就是格里紋科定理。定理5.2.1（格里紋科定理）設(shè)x1,x2,…,xn是取自總體分布函數(shù)為F(x)的樣本,Fn(x)是其經(jīng)驗(yàn)分布函數(shù)，當(dāng)n

時(shí)，有PsupFn(x)

F(x)0=1格里紋科定理表明：當(dāng)n相當(dāng)大時(shí)，經(jīng)驗(yàn)分布函數(shù)是總體分布函數(shù)F(x)的一個(gè)良好的近似。經(jīng)典的統(tǒng)計(jì)學(xué)中一切統(tǒng)計(jì)推斷都以樣本為依據(jù)，其理由就在于此。第23頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月160196164148170

175178166181162

161168166162172

156170157162154

5.2.2頻數(shù)--頻率分布表樣本數(shù)據(jù)的整理是統(tǒng)計(jì)研究的基礎(chǔ)，整理數(shù)據(jù)的最常用方法之一是給出其頻數(shù)分布表或頻率分布表。例5.2.2

為研究某廠工人生產(chǎn)某種產(chǎn)品的能力，我們隨機(jī)調(diào)查了20位工人某天生產(chǎn)的該種產(chǎn)品的數(shù)量，數(shù)據(jù)如下第24頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月(1)對(duì)樣本進(jìn)行分組：作為一般性的原則，組數(shù)通常在5~20個(gè)，對(duì)容量較小的樣本;(2)

確定每組組距：近似公式為組距d=(最大觀測(cè)值

最小觀測(cè)值)/組數(shù);(3)

確定每組組限：各組區(qū)間端點(diǎn)為a0,a1=a0+d,

a2=a0+2d,…,ak=a0+kd,形成如下的分組區(qū)間(a0,a1],(a1,a2],…,(ak-1

,ak]對(duì)這20個(gè)數(shù)據(jù)(樣本)進(jìn)行整理,具體步驟如下:其中a0

略小于最小觀測(cè)值,ak

略大于最大觀測(cè)值.第25頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月(4)

統(tǒng)計(jì)樣本數(shù)據(jù)落入每個(gè)區(qū)間的個(gè)數(shù)——頻數(shù)，

并列出其頻數(shù)頻率分布表。表5.2.1

例5.2.2的頻數(shù)頻率分布表

組序分組區(qū)間組中值頻數(shù)頻率累計(jì)頻率(%)1(147，157]152

4

0.20

20

2

(157，167]162

8

0.4060

3(167，177]172

5

0.25

85

4

(177，187]18220.10955(187，197]19210.05100合計(jì)201第26頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月5.2.3樣本數(shù)據(jù)的圖形顯示一、直方圖直方圖是頻數(shù)分布的圖形表示，它的橫坐標(biāo)表示所關(guān)心變量的取值區(qū)間，縱坐標(biāo)有三種表示方法：頻數(shù)，頻率，最準(zhǔn)確的是頻率/組距，它可使得諸長(zhǎng)條矩形面積和為1。凡此三種直方圖的差別僅在于縱軸刻度的選擇，直方圖本身并無變化。第27頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月把每一個(gè)數(shù)值分為兩部分，前面一部分（百位和十位）稱為莖，后面部分（個(gè)位）稱為葉，然后畫一條豎線，在豎線的左側(cè)寫上莖，右側(cè)寫上葉，就形成了莖葉圖。如：二、莖葉圖數(shù)值分開莖和葉112

11|2

11和2第28頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月例5.2.3

某公司對(duì)應(yīng)聘人員進(jìn)行能力測(cè)試，測(cè)試成績(jī)總分為150分。下面是50位應(yīng)聘人員的測(cè)試成績(jī)（已經(jīng)過排序）：64677072747676798081828283858688919192939393959595979799100100102104106106107108108112112114116118119119122123125126128133我們用這批數(shù)據(jù)給出一個(gè)莖葉圖，見下頁。第29頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月圖5.2.3測(cè)試成績(jī)的莖葉圖47024669012235681123335667790024667882246899235683

第30頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月在要比較兩組樣本時(shí)，可畫出它們的背靠背的莖葉圖。甲車間62056乙車間87775554211667788877664421722455556668898766532801133344466778732109023585300107注意：莖葉圖保留數(shù)據(jù)中全部信息。當(dāng)樣本量較大，數(shù)據(jù)很分散，橫跨二、三個(gè)數(shù)量級(jí)時(shí)，莖葉圖并不適用。第31頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月5.3.1

統(tǒng)計(jì)量與抽樣分布§5.3統(tǒng)計(jì)量及其分布當(dāng)人們需要從樣本獲得對(duì)總體各種參數(shù)的認(rèn)識(shí)時(shí)，最好的方法是構(gòu)造樣本的函數(shù)，不同的函數(shù)反映總體的不同特征。定義5.3.1

設(shè)x1,x2,…,xn

為取自某總體的樣本，若樣本函數(shù)T=T(x1,x2,…,xn)中不含有任何未知參數(shù)。則稱T為統(tǒng)計(jì)量。統(tǒng)計(jì)量的分布稱為抽樣分布。第32頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月按照這一定義：若x1,x2,…,xn為樣本，則以及經(jīng)驗(yàn)分布函數(shù)Fn(x)都是統(tǒng)計(jì)量。而當(dāng)

,

2未知時(shí)，x1

,x1/

等均不是統(tǒng)計(jì)量。盡管統(tǒng)計(jì)量不依賴于未知參數(shù)，但是它的分布一般是依賴于未知參數(shù)的。下面介紹一些常見的統(tǒng)計(jì)量及其抽樣分布。第33頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月5.3.2

樣本均值及其抽樣分布

定義5.3.2

設(shè)x1,x2,…,xn為取自某總體的樣本，其算術(shù)平均值稱為樣本均值，一般用表示，即思考：在分組樣本場(chǎng)合，樣本均值如何計(jì)算？二者結(jié)果相同嗎？

xx=

(x1+…+xn)/n第34頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月定理5.3.2

數(shù)據(jù)觀測(cè)值與均值的偏差平方和最小，即在形如

(xi

c)2的函數(shù)中，樣本均值的基本性質(zhì)：定理5.3.1

若把樣本中的數(shù)據(jù)與樣本均值之差稱為偏差，則樣本所有偏差之和為0，即

最小，其中c為任意給定常數(shù)。第35頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月樣本均值的抽樣分布：定理5.3.3

設(shè)x1,x2,…,xn是來自某個(gè)總體的樣本，x為樣本均值。(1)若總體分布為N(

,

2)，則xx的精確分布為N(

,

2/n)

;若總體分布未知或不是正態(tài)分布，但E(x)=

,Var(x)=

2,則n較大時(shí)的漸近分布為N(

,

2/n)

,常記為。xAN(

,

2/n)這里漸近分布是指n較大時(shí)的近似分布.第36頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月5.3.3樣本方差與樣本標(biāo)準(zhǔn)差稱為樣本標(biāo)準(zhǔn)差。s*=

s*2定義5.3.3稱為樣本方差，其算術(shù)平方根在n不大時(shí)，常用作為樣本方差,其算術(shù)平方根也稱為樣本標(biāo)準(zhǔn)差。第37頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月在這個(gè)定義中，

(

xi

x)2n

1稱為偏差平方和的自由度。其含義是：x在確定后,

n個(gè)偏差x1

x,x2

x,…,xn

x能自由取值，因?yàn)橹挥衝

1個(gè)數(shù)據(jù)可以自由變動(dòng)，而第n個(gè)則不

(xi

x)=0.稱為偏差平方和，中樣本偏差平方和有三個(gè)不同的表達(dá)式：(

xi

x)2=

xi2–(

xi)2/n=

xi2–nx它們都可用來計(jì)算樣本方差。思考：分組樣本如何計(jì)算樣本方差？第38頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月樣本均值的數(shù)學(xué)期望和方差，以及樣本方差的數(shù)學(xué)期望都不依賴于總體的分布形式。定理5.3.4

設(shè)總體X具有二階矩，即

E(x)=

,Var(x)=

2

,

x1,x2,…,xn為從該總體得到的樣本，x和s2分別是樣本均值和樣本方差，則E(x)=

,Var(x)=

2/n,E(s2)=

2第39頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月5.3.4

樣本矩及其函數(shù)

樣本均值和樣本方差的更一般的推廣是樣本矩，這是一類常見的統(tǒng)計(jì)量。定義5.3.4

ak=(

xik)/n稱為樣本k階原點(diǎn)矩，

特別，樣本一階原點(diǎn)矩就是樣本均值。

稱為樣本k階中心矩。

特別，樣本二階中心矩就是樣本方差。

bk=

(xi

x)k/n第40頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月當(dāng)總體關(guān)于分布中心對(duì)稱時(shí)，我們用x和s刻畫樣本特征很有代表性，而當(dāng)其不對(duì)稱時(shí)，只用

就顯得很不夠。為此，需要一些刻畫分布形狀的統(tǒng)計(jì)量，如樣本偏度和樣本峰度，它們都是樣本中心矩的函數(shù)。樣本偏度

1反映了總體分布密度曲線的對(duì)稱性信息。樣本峰度

2反映了總體分布密度曲線在其峰值附近的陡峭程度。定義：

1=b3/b23/2稱為樣本偏度，

2=b4/b22稱為樣本峰度。x和s第41頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月5.3.5次序統(tǒng)計(jì)量及其分布

另一類常見的統(tǒng)計(jì)量是次序統(tǒng)計(jì)量。一、定義5.3.7

設(shè)x1,x2,…,xn是取自總體X的樣本,x(i)稱為該樣本的第i個(gè)次序統(tǒng)計(jì)量，它的取值是將樣本觀測(cè)值由小到大排列后得到的第i個(gè)觀測(cè)值。其中x(1)=min

x1,x2,…,xn

稱為該樣本的最小次序統(tǒng)計(jì)量，稱x(n)=max

x1,x2,…,xn

為該樣本的最大次序統(tǒng)計(jì)量。第42頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月例5.3.6

設(shè)總體X的分布為僅取0，1，2的離散

均勻分布，分布列為0

1

2

1/3

1/31/3我們知道，在一個(gè)樣本中，x1,x2,…,xn是獨(dú)立同分布的，而次序統(tǒng)計(jì)量x(1),x(2),…,x(n)則既不獨(dú)立，分布也不相同，看下例?，F(xiàn)從中抽取容量為3的樣本，其一切可能取值有33=27種，表5.3.6列出了這些值，由此第43頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月012

012我們可以清楚地看到這三個(gè)次序統(tǒng)計(jì)量的分布是不相同的?？山o出的x(1),x(2),x(3)分布列如下：012第44頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月進(jìn)一步，我們可以給出兩個(gè)次序統(tǒng)計(jì)量的聯(lián)合分布，如，x(1)和x(2)的聯(lián)合分布列為01207/279/273/27104/273/272001/27x(1)x(2)第45頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月因?yàn)镻(x(1)=0,x(2)=0)=7/27

，二者不等，由此可看出x(1)和x(2)是不獨(dú)立的。而P(x(1)=0)*P(x(2)=0)=(19/27)*(7/27)，第46頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月二、單個(gè)次序統(tǒng)計(jì)量的分布定理5.3.5設(shè)總體X的密度函數(shù)為p(x)，分布函數(shù)為F(x)，x1,x2,…,xn為樣本，則第k個(gè)次序統(tǒng)計(jì)量x(k)的密度函數(shù)為第47頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月例5.3.7

設(shè)總體密度函數(shù)為p(x)=3x2,0

x1.

從該總體抽得一個(gè)容量為5的樣本，試計(jì)算P(x(2)1/2)。解：有兩種求法：從古典概型出發(fā)；從次序統(tǒng)計(jì)量密度函數(shù)出發(fā)。例5.3.8

設(shè)總體分布為U(0,1)，x1,x2,…,xn為樣本，試求第k個(gè)次序統(tǒng)計(jì)量的分布。第48頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月三、多個(gè)次序統(tǒng)計(jì)量的聯(lián)合分布對(duì)任意多個(gè)次序統(tǒng)計(jì)量可給出其聯(lián)合分布，以兩個(gè)為例說明：定理5.3.6在定理5.3.5的記號(hào)下，次序統(tǒng)計(jì)量(x(i),x(j)),(i

j)的聯(lián)合分布密度函數(shù)為第49頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月次序統(tǒng)計(jì)量的函數(shù)在實(shí)際中經(jīng)常用到。如樣本極差Rn

=x(n)

x(1)，

樣本中程[x(n)

x(1)]/2。樣本極差是一個(gè)很常用的統(tǒng)計(jì)量，其分布只在很少幾種場(chǎng)合可用初等函數(shù)表示。第50頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月令R

=x(n)

x(1)，由R0,可以推出0

x(1)

=

x(n)

R

1R

，則例5.3.9設(shè)總體分布為U(0,1)，x1,x2,…,xn為樣本，則(x(n),x(1))的聯(lián)合密度函數(shù)為p1,n(y,z)=n(n

1)(z

y)n-2,0

y

z1這正是參數(shù)為(n

1,2)的貝塔分布。第51頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月5.3.6

樣本分位數(shù)與樣本中位數(shù)樣本中位數(shù)也是一個(gè)很常見的統(tǒng)計(jì)量，它也是次序統(tǒng)計(jì)量的函數(shù)，通常如下定義：更一般地，樣本p分位數(shù)mp可如下定義：第52頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月定理5.3.7

設(shè)總體密度函數(shù)為p(x)，xp為其p分位數(shù)，p(x)在xp處連續(xù)且p(xp)

0，則特別，對(duì)樣本中位數(shù)，當(dāng)n

時(shí)近似地有當(dāng)n

時(shí)樣本p分位數(shù)mp的漸近分布為第53頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月例5.3.10設(shè)總體為柯西分布，密度函數(shù)為p(x,

)=1/[(1+(x

)2)],

x+通常，樣本均值在概括數(shù)據(jù)方面具有一定的優(yōu)勢(shì)。但當(dāng)數(shù)據(jù)中含有極端值時(shí)，使用中位數(shù)比使用均值更好，中位數(shù)的這種抗干擾性在統(tǒng)計(jì)中稱為具有穩(wěn)健性。

不難看出

是該總體的中位數(shù)，即x0.5=

。設(shè)x1,x2,…,xn是來自該總體的樣本，當(dāng)樣本量n較大時(shí)，樣本中位數(shù)m0.5的漸近分布為m0.5

AN(

,2/4n).第54頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月5.3.7

五數(shù)概括與箱線圖次序統(tǒng)計(jì)量的應(yīng)用之一是五數(shù)概括與箱線圖。在得到有序樣本后，容易計(jì)算如下五個(gè)值：最小觀測(cè)值

xmin=x(1),最大觀測(cè)值xmax=x(n),中位數(shù)

m0.5,第一4分位數(shù)

Q1=m0.25,第三4分位數(shù)

Q3=m0.75.所謂五數(shù)概括就是指用這五個(gè)數(shù)：xmin,Q1,m0.5,Q3,xmax來大致描述一批數(shù)據(jù)的輪廓。第55頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月§5.4三大抽樣分布大家很快會(huì)看到，有很多統(tǒng)計(jì)推斷是基于正態(tài)分布的假設(shè)的，以標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)變量為基石而構(gòu)造的三個(gè)著名統(tǒng)計(jì)量在實(shí)際中有廣泛的應(yīng)用，這是因?yàn)檫@三個(gè)統(tǒng)計(jì)量不僅有明確背景，而且其抽樣分布的密度函數(shù)有明顯表達(dá)式，它們被稱為統(tǒng)計(jì)中的“三大抽樣分布”。第56頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月5.4.1

2

分布(卡方分布)定義5.4.1

設(shè)X1,X2,…,Xn,獨(dú)立同分布于標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布N(0,1)，則

2=

X12+…Xn2的分布稱為自由度為n的

2分布，記為

2

2(n)

。當(dāng)隨機(jī)變量

2

2(n)時(shí)，對(duì)給定

(0

1)，稱滿足P(

2

1

2(n))的

1

2(n)是自由度為n

1的卡方分布的1

分位數(shù).分位數(shù)

1

2(n)可以從附表3中查到。第57頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月該密度函數(shù)的圖像是一只取非負(fù)值的偏態(tài)分布

第58頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月5.4.2F分布定義5.4.2

設(shè)X1

2(m),X2

2(n),X1與X2獨(dú)立，則稱F=(X1/m)/(X2/n)的分布是自由度為

m與

n

的F分布，記為F

F(m,n)，其中m稱為分子自由度，n

稱為分母自由度。當(dāng)隨機(jī)變量F

F(m,n)時(shí)，對(duì)給定

(0

1)，稱滿足P(F

F1

(m,n))=1

的F1

(m,n)是自由度為m與n

的F

分布的1

分位數(shù)。由

F

分布的構(gòu)造知F

(n,m)=1/F1

(m,n)。第59頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月該密度函數(shù)的圖象也是一只取非負(fù)值的偏態(tài)分布

第60頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月5.4.3t

分布

定義5.4.3

設(shè)隨機(jī)變量X1

與X2

獨(dú)立，且X1

N(0,1),X2

2(n),則稱t=X1/

X2/n的分布為自由度為n

的t分布，記為t

t(n)。

第61頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月t分布的密度函數(shù)的圖象是一個(gè)關(guān)于縱軸對(duì)稱的分布，與標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的密度函數(shù)形狀類似，只是峰比標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布低一些尾部的概率比標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的大一些。第62頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月

n1時(shí),t分布的數(shù)學(xué)期望存在且為0；n2時(shí)，t

分布的方差存在，且為n/(n

2)；當(dāng)自由度較大(如n30)時(shí)，t分布可以用正態(tài)分布

N(0,1)近似。自由度為1的

t

分布就是標(biāo)準(zhǔn)柯西分布，

它的均值不存在；第63頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月當(dāng)隨機(jī)變量t

t(n)時(shí)，稱滿足P(t

t1

(n))=1

的t1

(n)是自由度為

n

的

t分布的1

分位數(shù).分位數(shù)t1

(n)可以從附表4中查到。譬如n=10,

=0.05，那么從附表4上查得t1

0.05(10)=t0.95(10)=1.812.由于

t分布的密度函數(shù)關(guān)于0

對(duì)稱,故其分位數(shù)間有如下關(guān)系t

(n

1)=

t1

(n

1)第64頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月5.4.4

一些重要結(jié)論定理5.4.1

設(shè)x1,x2,…,xn是來自N(

,

2)的樣本，其樣本均值和樣本方差分別為和x=

xi/n

s2=

(xi

x)2/(n1)(3)(n

1)s2/

2

2(n1)。則有(1)x與s2相互獨(dú)立；(2)x

N(

,

2/n)

；第65頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月推論5.4.3

設(shè)x1,x2,…,xn是來自N(

1,

12)的樣本，y1,y2,…,yn是來自N(

2,

22)的樣本，且此兩樣本相互獨(dú)立，則有特別，若

12=

22，則F=sx2/sy2

F(m1,n1)第66頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月推論5.4.4

在推論5.4.3的記號(hào)下，設(shè)

12=

22=

2，并記則第67頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月§5.5充分統(tǒng)計(jì)量5.5.1充分性的概念例5.5.1

為研究某個(gè)運(yùn)動(dòng)員的打靶命中率，我們對(duì)該運(yùn)動(dòng)員進(jìn)行測(cè)試，觀測(cè)其10次，發(fā)現(xiàn)除第三、六次未命中外，其余8次都命中。這樣的觀測(cè)結(jié)果包含了兩種信息：(1)打靶10次命中8次；(2)2次不命中分別出現(xiàn)在第3次和第6次打靶上。第68頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月第二種信息對(duì)了解該運(yùn)動(dòng)員的命中率是沒有什么幫助的。一般地，設(shè)我們對(duì)該運(yùn)動(dòng)員進(jìn)行n次觀測(cè)，得到x1,x2,…,xn，每個(gè)xj

取值非0即1，命中為1，不命中為0。令T=x1+…+xn

，T為觀測(cè)到的命中次數(shù)。在這種場(chǎng)合僅僅記錄使用T不會(huì)丟失任何與命中率

有關(guān)的信息，統(tǒng)計(jì)上將這種“樣本加工不損失信息”稱為“充分性”。樣本x=(x1,x2,…,xn)有一個(gè)樣本分布F

(x)，這個(gè)分布包含了樣本中一切有關(guān)

的信息。第69頁，課件共76頁，創(chuàng)作于2023年2月統(tǒng)計(jì)量T=T(x1,x2,…,xn)也有一個(gè)抽樣分布F

T(t)，當(dāng)我們期望用統(tǒng)計(jì)量T代替原始樣