样本观测值-235357-009 3.05 =0099×22281=1(n+n2-2), 故接受原假设,即认为两种香烟的尼古丁含量无显著差异. 12.H0:a=σ0=0.005,H1 0.005 选用统计量x2=(n-1)S2/a2(H0为真时)~x2(m-1), 2(n-1)=x0o02(9-1)=15507 故拒绝域为x215507, x2=(n-1)S2/a2=8×0072/00052=1568>15.507, 因而κ的观察值落入拒绝域之中,有理由拒绝H,认为在水平a=0.05下,这批导线的 标准差显著地偏大 13.H:“5种球的个数相等”,H1:“5种球的个数不等”。 由已知π=200,m=5,如果H正确。则每次抽得第i种球概率p=1/5。拟合优度检验法计算表为 P: nrnP.(nr P, , p 3 0.1 5 ∑ 200 0 计算出:x=∑-)=135 np 查x2分布表得x20(4)=9448因为1.35944,接受H,认为盒中5种球的个数相等。样本观测值 25.5 25.67 0.099 1 1 3.05 6 6 t − = ≈ + ， 1 2 2 t t 0.099 2 2281 (n 2) α = < = . + n − ， 故接受原假设，即认为两种香烟的尼古丁含量无显著差异． 12. 0 0 1 0 H :σ = = σ σ 0.005, H : > = σ 0.005， 选用统计量 为真时 2 2 2 0 χ σ = − （n S 1) / (H 2 ） （ ∼ χ n −1)， 2 2 0.005 n 1) 9 1) 15.507 χ χ α （ （ − = − = ， 故拒绝域为 ， 2 χ >15.507 2 2 2 2 2 χ σ = − （n S 1) / = 8×0.007 / 0.005 =15.68 >15.507 ， 因而 2 χ 的观察值落入拒绝域之中，有理由拒绝 H0 ，认为在水平α = 0.05下，这批导线的 标准差显著地偏大． 13. H0：“5 种球的个数相等”，H1：“5 种球的个数不等”。 由已知n=200,m=5，如果H0正确。则每次抽得第i种球概率 pi=1/5。拟合优度检验法计算表为： i ni n pi ˆ ni-n pi ˆ (ni-n ) pi ˆ 2 /n pi ˆ 1 2 3 4 5 35 40 43 38 44 40 40 40 40 40 -5 0 3 -2 4 0.625 0 0.225 0.1 0.4 ∑ 200 200 0 1.35 计算出： 1.35 ˆ ( ˆ ) 1 2 2 = − = ∑= m i i i i np n np χ 查 分布表得 。因为 1.35<9.448，接受H 2 χ ( ) 4 9.448 2 χ0.05 = 0，认为盒中 5 种球的个数相等。 5