正态总体的样本均值与样本方差的分布
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小知识
- 总体 X X X,均值方差存在,分别为 μ , σ 2 \mu,\sigma^2 μ,σ2
- X 1 , . . . , X n X_1,...,X_n X1,...,Xn是来自 X X X的一个样本
- X ‾ , S 2 \overline{X},S^2 X,S2是样本均值和方差
- 于是有 E ( X ‾ ) = μ , E ( S 2 ) = σ 2 E(\overline{X})=\mu,E(S^2)=\sigma^2 E(X)=μ,E(S2)=σ2 D ( X ‾ ) = σ 2 n D(\overline{X})=\frac{\sigma^2}n D(X)=nσ2
- 也就是说,样本均值和样本方差的期望=总体
- 对于正态分布来说,只要确定①服从正态分布②已知期望和方差
⇒
\Rightarrow
⇒确定分布
- 设 X ∼ N ( μ , σ 2 ) ⇒ X ‾ 服 从 正 态 分 布 X\sim N(\mu,\sigma^2)\Rightarrow\overline{X}服从正态分布 X∼N(μ,σ2)⇒X服从正态分布
定理1
- X 1 , . . . , X n X_1,...,X_n X1,...,Xn是来自 X ∼ N ( μ , σ 2 ) X\sim N(\mu,\sigma^2) X∼N(μ,σ2)的一个样本
- X ‾ ∼ N ( μ , σ 2 n ) \overline{X}\sim N(\mu,\frac{\sigma^2}n) X∼N(μ,nσ2)
定理2
- X 1 , . . . , X n X_1,...,X_n X1,...,Xn是来自 X ∼ N ( μ , σ 2 ) X\sim N(\mu,\sigma^2) X∼N(μ,σ2)的一个样本
- ① ( n − 1 ) S 2 σ 2 ∼ χ 2 ( n − 1 ) \frac{(n-1)S^2}{\sigma^2}\sim \chi^2(n-1) σ2(n−1)S2∼χ2(n−1)
- ② X ‾ 与 S 2 \overline{X}与S^2 X与S2相互独立
定理3
- X ‾ − μ S / n ∼ t ( n − 1 ) \frac{\overline{X}-\mu}{S/\sqrt{n}}\sim t(n-1) S/nX−μ∼t(n−1)
证明:
- X ‾ − μ σ / n ∼ N ( 0 , 1 ) \frac{\overline{X}-\mu}{\sigma/\sqrt{n}}\sim N(0,1) σ/nX−μ∼N(0,1)
- ( n − 1 ) S 2 σ 2 ∼ χ 2 ( n − 1 ) \frac{(n-1)S^2}{\sigma^2}\sim \chi^2(n-1) σ2(n−1)S2∼χ2(n−1)
定理4
- X 1 , . . . , X n 1 ∼ N ( μ 1 , σ 1 2 ) , Y 1 , . . . , Y n 2 ∼ N ( μ 2 , σ 2 2 ) X_1,...,X_{n_1}\sim N(\mu_1,\sigma_1^2),Y_1,...,Y_{n_2}\sim N(\mu_2,\sigma_2^2) X1,...,Xn1∼N(μ1,σ12),Y1,...,Yn2∼N(μ2,σ22)
- ( X 1 , . . . , X n 1 ) 与 ( Y 1 , . . . , Y n 2 ) (X_1,...,X_{n_1})与(Y_1,...,Y_{n_2}) (X1,...,Xn1)与(Y1,...,Yn2)相互独立
- ① S 1 2 / S 2 2 σ 1 2 / σ 2 2 ∼ F ( n 1 − 1 , n 2 − 1 ) \frac{S_1^2/S_2^2}{\sigma_1^2/\sigma_2^2}\sim F(n_1-1,n_2-1) σ12/σ22S12/S22∼F(n1−1,n2−1)
- ② σ 1 = σ 2 = σ \sigma_1=\sigma_2=\sigma σ1=σ2=σ时, ( X ‾ − Y ‾ ) − ( μ 1 − μ 2 ) S w 1 n 1 + 1 n 2 ∼ t ( n 1 + n 2 − 2 ) \frac{(\overline{X}-\overline{Y})-\left(\mu_{1}-\mu_{2}\right)}{S_{w} \sqrt{\frac{1}{n_{1}}+\frac{1}{n_{2}}}} \sim t\left(n_{1}+n_{2}-2\right) Swn11+n21(X−Y)−(μ1−μ2)∼t(n1+n2−2) S w 2 = ( n 1 − 1 ) S 1 2 + ( n 2 − 1 ) S 2 2 n 1 + n 2 − 2 , S w = S w 2 S_{w}^{2}=\frac{\left(n_{1}-1\right) S_{1}^{2}+\left(n_{2}-1\right) S_{2}^{2}}{n_{1}+n_{2}-2}, \quad S_{w}=\sqrt{S_{w}^{2}} Sw2=n1+n2−2(n1−1)S12+(n2−1)S22,Sw=Sw2
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