第五章 节 卡方测验29-.pptVIP

第五章 卡平方( )测验;第一节 卡平方( )的定义和分布; xi不一定来自同一个正态总体，即 及 可以是不同正态分布的参数。若通常所研究的对象属同一个总体，则 ， ，从而; 若所研究的总体 不知，而以样本 代替，则;;一、适合性 测验的方法;表5.1 玉米花粉粒碘反应观察次数与理论次数; 此处要推论是否符合1∶1分离，只要看观察次数与理论次数是否一致，故可用 测验，可分为四个步骤：; （4）依所得概率值的大小，接受或否定无效假设 在实际应用时，往往并不需要计算具体的概率值。 若实得 ≥ 时，则H0发生的概率小于等于 ，属小概率事件，H0便被否定； 若实得 ＜ 时，则H0被接受。 ; 然而按 的定义 分布是连续性的，而次数资料则是间断性的。由间断性资料算得的 值有偏大的趋势(尤其在 时)，需作连续性矫正。其方法是：在度量观察次数相对于理论次数的偏差时，将各偏差的绝对值都减1/2，即|O－E|－1/2。矫正后的 用 表示，即;如表5.1资料的 值为：; 当 ＞30时， 分布已近于对称，而 的分布是正态的，具平均数 和标准差1。 因而，当 ＞30时可采用正态离差u测验代替 测验 ，即 ;适合性测验; [例5.2] 大豆花色一对等位基因的遗传研究，在F2获得表所列分离株数。问这一资料的实际观察比例是否符合于3∶1的理论比值。; （1）H0：大豆花色F2分离符合3∶1比率；HA：不符合3∶1比率。 （2）显著水平 =0.05。 （3）由于该资料只有k=2组， ，故在计算 值时需作连续性矫正。; 对于仅划分为两组(如显性与隐性)的资料，如测验其与某种理论比率的适合性，则其 值皆可用类似下表的简式求出。这些简式列于表5-3。; 分离比例一类的适合性测验计算 时，也可以不经过计算理论次数，而直接得出;【例5.3】孟德尔(1865)将黄子叶饱满豌豆与绿子叶皱缩豌豆杂交，F2代观察556株，黄子叶饱满315株，黄子叶皱缩101株，绿子叶饱满108株，绿子叶皱???32株。试测验F2代的分离是否符合9:3:3:1的理论比率。;豌豆杂种F2代性状分离的观察次数与理论次数(n=556);c2＜c20.05，3 ，不能否定H0 ，认为豌豆杂种F2代的分离是符合9:3:3:1的理论比率。 ; 测验实际结果与9∶3∶3∶1理论比率的适合性，也可不经过计算理论次数而直接用以下简式;实际资料多于两组的 值通式则为：;假设 H0：合格，即发芽:不发芽=4:1;第四节 独立性测验;独立性测验; （4）这个 的自由度随两个变数各自的分组数而不同，设横行分r组，纵行分c组，则 =(r－1)(c－1)。 当观察的 时，便接受H0，即两个变数相互独立；当观察的 时，便否定H0，接受HA，即两个变数相关。 根据以上判断写统计结论。 ;一、２×２列联表的 独立性测验;df=(2-1)(2-1)=1 （1）基本公式，需连续矫正 （2）变形公式 ; [例5.4] 调查经过种子灭菌处理与未经种子灭菌处理的小麦发生散黑穗病的穗数，得相依表5-4，试分析种子灭菌与否和散黑穗病穗多少是否有关。; 假设H0：两变数相互独立，即种子灭菌与否和散黑穗病病穗多少无关；HA：两变数彼此相关。 显著水平 =0.05。 根据两变数相互独立的假定，算得各组格的理论次数。 如种子灭菌项的发病穗数O1=26，其理论次数E1=(210×76)/460=34.7，即该组格的横行总和乘以纵行总和再除以观察总次数(下同)；同样可算得 O2=50 的 E2=(250×76)/460=41.3； O3=184的E3=(210×384)/460=175.3； O4=200的E4=(250×384)/4