体均数为λ1+λ2。
从同一水源独立地取水样5次，进行细菌培养，
每次水样中的菌落数分别为Xi，i=1,…,5,均服 从Poisson分布，分别记为Π（λi）, i=1,…,5， 把5份水样混合，其合计菌落数∑Xi也服务 Poisson分布，记为Π（λi+λi +…+λ5）.
例
某一放射性物体，以一分钟为时间单位的放射性计数

（一）概率估计和累积概率
概率估计 例 实验显示某100cm2的培养皿中菌落数等于3个的
概率
6 P( X 3) e 0.089 3!
6
3
例：如果某地居民脑血管疾病的患病率为150/10万，
那么调查该地1000名居民中有2人患脑血管疾病的概 率有多大？
n 1000 0.0015 1.5
例 8-9泊松分布的配合适度
将培养皿中的细菌稀 表8-4 细菌在计数小方格中的分布 释液置于血球计上， 每小格 观察的 数出小方格中的细菌 细菌数（x） 方格数（f） 数，共计128个方格， 计数结果见右表。问 0 26 此分布是否符合泊松 1 40 分布？ 2 38
3 4 17 7
Poisson分布拟合优度检验计算表
当n很大而π很小,且nπ =为常数时,二项分布近似 Poisson分布 Poisson分布的总体均数和方差相等：即=2 当增大时，Poisson分布渐近正态分布;当≥20时Poisson 分布资料可作为正态分布处理 Poisson分布具有可加性
Poisson分布的均数和方差
n 当 0时 ， 1 1 n (1 ) n
应用均数=方差的特点可以检验样本中各计数（x1 ，
x2 ，… xn)是否来自同一总体有随机样本。用所观察到 的样本数据，作如下卡方检验，其自由度为n-1
2
i 1
( xi x )
n
2
x
这一检验和上面介绍的泊松分布配合适度检验都可用
于检验某一样本是否来自泊松分布，或检验某事件 （或颗粒）之间是否独立或是否有聚集性。
样本，没有理由说此乡肝癌死亡率低于该高发区的平 均水平。
例 8-7
对于大样本资料置信区间可近似地运用正态分布法进
行
同一样品分别用 10 个平皿进行培养，共数得菌落数
1460个，试估计该样品菌落数的 95% 置信区间。
95%CI : 1.96 99%CI : 2.58
样本值X＝5，对应的概率
35 3 P( X 5 | 3) e 0.10081 5! 3 X 3 P( X ) e X!
X 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
P(X) 0.0498 0.1494 0.2240 0.2240 0.1680 0.1008 0.0504 0.0216 0.0081 0.0027 0.0008
3 0 1
合计
400
Poisson的可加性
从总体均数为λ1的Poisson分布总体中随机抽出一份样
本，其中稀有事件的发生次数为X1次，
再独立地从总体均数λ2的Poisson分布总体中随机抽出
另一份样本，其中稀有事件的发生次数为X2，
则它们的合计发生数T=X1+X2也服从Poisson分布，总
X1＋X2≥20 5＜X1＋X2 ＜ 20 例 8-12
u u x1 x 2 x1 x 2 x1 x 2 1 x1 x 2
例 8-12
用甲、乙两种培养基对水质进行细菌培养,在相同的条
件下, 用甲培养基的菌落数为100, 用乙培养基的菌落 数为150, 问两培养基的菌落数的差别有无显著性?
用途：
用来描述研究单位时间内（或单位空间、容积内）某
罕见事件发生次数的分布：如

单位体积的水或牛奶中的细菌数的分布 计数空气中细菌或灰尘的分布 放射性物质在单位时间内放射次数的分布
用来分析医学上人群中遗传缺陷、癌症等发病率很低
的非传染性疾病的发病或患病人数的分布
二、泊松分布的性质
1.52 P( X 2) e 1.5 0.251 2!
调查该地1000名居民中有2人患脑血管疾病的概率为 25.1%
累积概率
如果稀有事件发生次数的总体均数为λ，则发生次数至 多为k次的概率为
P ( X k ) P( X ) e
x 0 x 0
k
k
X
X!
发生次数至少为k次的概率为：
10万人，作回顾调查，得某年宫颈癌死亡人数 为30人。假设该地女性人口年龄构成与全省基 本相同。问该地宫颈癌死亡率与全省有无差别？
当泊松分布均数较大时，可用正态分布来近似，且方
差=均数，用下式进行检验，统计量Z近似服从标准正 态分布
Z
X 0
0
2. 两样本均数比较的u检验
当两样本的观察单位（时间、面积、容积） 相同时：
不相同时：
X1＋x2≥20
u X1 X 2 X1 X 2 2 2 n1 n2 X1 X 2 1 X1 X 2 2 2 n1 n2
5＜X1＋x2 ＜ 20
u
例8-13
例8-13 两样本计数差别的统计检验
某车间在改革生产工艺前，测取三次粉尘浓度，每升空气
中分别有38，39，36颗粉尘；改进工艺后，测取两次，分 别有25，18颗粉尘。问工艺改革前后粉尘数有无差别？ H0：μ1 = μ2 H1：μ1≠μ2 α=0.05
0 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
1 2 3 6
泊松分布的图形是由平均数来确定的
三、泊松分布的应用
（一）概率估计和累积概率计算 （二）置信区间的估计

例 8-6 例 8-7 概率估计 例 8-8 例 8-8 例 8-9 例 8-10
（二）泊松分布的配合适度检验

（三）泊松分布资料的差异显著性检验
x1 ( 38 29 36) / 3 34.33 x 2 ( 25 18) / 2 21.50 u 34.33 21.50 34.33 / 3 21.50 / 2 2.732
u
X1 X 2 X1 X 2 n1 n2
P<0.01，拒绝H0接受H1
用泊松分布对聚集性的研究
x P（x） 0.1779 0.3071 0.2651 0.1526 0.0658 T A (A-T)2/T
0
1 2 3 4 合计
27.90
42.50 32.37 16.44 6.26
26
40 38 17 7
0.1294
0.1474 0.9775 0.0191 0.0872 1.3606
自由度=组数-1-1=5-2=3
一个放射性物体5分钟测得脉冲数为200次， 这两种物体混合后估计5分钟脉冲数的总体 平均数及标准差是多少？
140+200=340
340 18.44
二、泊松分布的图形
泊松分布的特征只决定于平均数 ，不同的参数对应
不同的Poisson分布，即的大小决定了Poisson分布 的图形特征
例
在室内不同位置放置6个平皿，隔一定时间后进行培
养，得葡萄球菌落数分别为21，26，22，18，19， 32，问细菌在室内不同位置的分布是否随机?
x 23
2 5.91 6 1 5
2 0.05(5) 11.07 2 2 0.05(5) , p 0.05
例：计算置信区间
某乡有4000人口，连续3年无肝癌死亡。该乡位于肝
癌死亡率连年达到每10万人口29人的高发地区。问这 个乡肝癌死亡率是否较该高发区平均水平为低？
应死亡：4000×3×29/10万=3.48人， x=0时的95%可信区间：查表得（0，3.7） 包括了3.48，故该乡仍可认为是该高发区的一样随机
泊松分布的均数与它的方差相等
计算平均数和 例：有人观察血细胞计数池中400小格，并数出小格中红 和方差，看 细胞数，如下图，问此分布是否符合Poisson分布? 是否相等 每小格红细胞数(x) 0 1 2 3 4 5 6 7 小格数 11 36 76 80 74 58 38 17
8
9 10 11
6
类似Fisher’s检验， P值＝小于等于样本点的概率的概率之和 或者P值= 1－（大于样本点概率的概率之和）
X 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 P(X) 0.0498 0.1494 0.2240 0.2240 0.1680 0.1008 0.0504 0.0216 0.0081 0.0027 0.0008
P值 =1－（大于样本点概率的概率之和） =1－P(4)－P(3)－P(2)－P(1) =1－0.1494-0.2240-0.2240-0.1680 =0.2346 >0.05， 因此不能认为放在5。C冰箱中培养液中细菌数有变化
正态近似法 样本计数与总体均数差别的统计检验
某省宫颈癌死亡率为27.58／十万，该省抽查
泊松分布的概率
如果某事件的总体平均发生次数为λ，则在n个独
立试验中，则该事件发生x次的概率为：
P( X )
e＝2.71828
e


x
x=0，1，2，3…
x!
λ为总体平均数
Poisson分布的条件
n值很大，而π（或1-π)很小的二项分布 π或1- π接近于0或1：如<0.001或>0.999 二项分布的条件
为50，20，20，40，10，问如果以5分钟为时间单位， 其标准差是多少？
据泊松分布的可加性原理，可计算出5分钟计数为：
50+20+20+40+10=140