統(tǒng)計(jì)學(xué)第三章總體均數(shù)的估計(jì)與假設(shè)檢驗(yàn)ppt課件

1、1,第三章,總體均數(shù)的估計(jì) 與假設(shè)檢驗(yàn),2,統(tǒng)計(jì)推斷的目的：,用樣本的信息去推論總體。 醫(yī)學(xué)研究中大多數(shù)是無(wú)限總體， 即使是有限總體，但也經(jīng)常受各種條件的限制，不可能直接獲得總體的信息。,3,抽樣誤差（sampling error）:因各樣本包含的個(gè)體不同，所得的各個(gè)樣本統(tǒng)計(jì)量（如均數(shù)）往往不相等，這種由于個(gè)體差異和抽樣造成的樣本統(tǒng)計(jì)量與總體參數(shù)的差異，稱為抽樣誤差。 產(chǎn)生抽樣誤差的原因：個(gè)體差異 在抽樣研究中，抽樣誤差是無(wú)法避免的； 抽樣誤差的分布有一定的規(guī)律性。,第一節(jié) 均數(shù)的抽樣誤差與標(biāo)準(zhǔn)誤,4,例：,某地14歲健康女生身高的總體均數(shù)為155.4cm，標(biāo)準(zhǔn)差為5.30。若從該地14歲健康

2、女生中隨機(jī)抽取樣本含量n均為10人的樣本共100次，計(jì)算出每次樣本的均數(shù)為153.8cm，155.5cm,5,樣本均數(shù)的抽樣分布特點(diǎn)： 各樣本均數(shù)未必等于總體均數(shù) 各樣本均數(shù)之間存在差異 樣本均數(shù)的分布有一定規(guī)律性,可計(jì)算100個(gè)樣本均數(shù)，得頻數(shù)分布如下：,6,計(jì)算出這100個(gè)樣本均數(shù)的均數(shù)為155.52cm，樣本均數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差為1.64cm,7,標(biāo)準(zhǔn)誤（standard error）,樣本均數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差，也稱均數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤，是反映均數(shù)抽樣誤差大小的指標(biāo)。均數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤越小，說(shuō)明樣本均數(shù)與總體均數(shù)的差異程度越小，用該樣本均數(shù)估計(jì)總體均數(shù)越可靠。,8,標(biāo)準(zhǔn)誤的計(jì)算,當(dāng)標(biāo)準(zhǔn)差一定時(shí)，標(biāo)準(zhǔn)誤與樣本含量n的平方

3、根呈反比，因此，可以通過(guò)適當(dāng)增加樣本含量來(lái)減少標(biāo)準(zhǔn)誤，從而降低抽樣誤差。,9,標(biāo)準(zhǔn)誤的計(jì)算,例 某地隨機(jī)抽查14歲健康女生10人，得身高均數(shù)154.8cm，標(biāo)準(zhǔn)差5.40cm，計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)誤。,總體標(biāo)準(zhǔn)差已知,總體標(biāo)準(zhǔn)差未知：,10,標(biāo)準(zhǔn)誤的用途：,衡量樣本均數(shù)的可靠性 估計(jì)總體均數(shù)的置信區(qū)間 用于均數(shù)的假設(shè)檢驗(yàn),11,數(shù)理統(tǒng)計(jì)推理和中心極限定理,從正態(tài)總體中，隨機(jī)抽取例數(shù)為n的樣本，樣本均數(shù)服從正態(tài)分布； 從偏態(tài)總體隨機(jī)抽樣，當(dāng)n足夠大時(shí)，樣本均數(shù)服也近似服從正態(tài)分布分布； 從均數(shù)為，標(biāo)準(zhǔn)差為的正態(tài)或偏態(tài)總體，抽取例數(shù)為n的樣本，樣本均數(shù)的總體均數(shù)= ，標(biāo)準(zhǔn)差 。,12,第二節(jié) t 分布,t 分

4、 布的概念 t分布的圖形、性質(zhì)、 t 界 值 表 查 表,13,一、t分布的概念,14,t 分 布 的 概 念 續(xù),當(dāng)總體標(biāo)準(zhǔn)差未知時(shí)，可作正態(tài)變量 的t轉(zhuǎn)換: t分布與標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的聯(lián)系：t分布只有1個(gè)參數(shù)：自由度（=n-1）。 逐漸增大時(shí)，t分布逐漸逼近標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。當(dāng)=時(shí)，t分布就完全成為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布了。,15,二 t分布的圖形和特征,t分布是一簇曲線，自由度決定曲線的形狀。當(dāng)，t分布正態(tài)分布 以0為中心，左右對(duì)稱的單峰曲線,16,t值表的使用（P804）,橫標(biāo)目：自由度（1，2，3，） 縱標(biāo)目：概率P（雙側(cè)：0.05， 0. 01， 0.001 ） （單側(cè)：0.025，0.005， 0

5、.0005 ） t界值：一側(cè)尾部面積為單側(cè)概率，兩側(cè)尾部面積之和稱為雙側(cè)概率。,17,t值表的使用續(xù),t分布曲線兩端尾部面積表示在隨機(jī)抽樣中，獲得的t值大于等于某t界值的概率，即P值。 例如：當(dāng)=9時(shí)，雙側(cè)概率=0.05時(shí)，查t界值表得 t(0.05, 9) = 2.262 。 含義為：,18,t值表中：,相同時(shí)，t值越大， P值越?。?P值相同時(shí)，自由度 值越大，t值越?。?t值相同時(shí)，雙側(cè)概率P為單側(cè)概率P的兩倍。 t分布的應(yīng)用： 總體均數(shù)的區(qū)間估計(jì) t檢驗(yàn),19,第三節(jié) 總體均數(shù)的置信區(qū)間估計(jì)confidence interval,可信區(qū)間的概念 總體均數(shù)可信區(qū)間的計(jì)算 均數(shù)可信區(qū)間與參

6、考值范圍的區(qū)別,20,一、可信區(qū)間的概念,統(tǒng)計(jì)推斷：參數(shù)估計(jì)與假設(shè)檢驗(yàn)。 參數(shù)估計(jì): parametric estimation，用樣本統(tǒng)計(jì)量估計(jì)總體參數(shù)的方法。 點(diǎn)（值）估計(jì):point estimation，直接用樣本統(tǒng)計(jì)量作為總體參數(shù)的估計(jì)值。方法簡(jiǎn)單但未考慮抽樣誤差大小。 區(qū)間估計(jì):interval estimation，按預(yù)先給定的概率95%，或(1-)，確定的包含未知總體參數(shù)的可能范圍?？紤]了抽樣誤差。,21,可信區(qū)間的含義confidence interval, CI,有1- （如95%）的可能認(rèn)為計(jì)算出的可信區(qū)間包含了總體參數(shù)。 例4.3 某市隨機(jī)抽查12歲男孩100人，得身高

7、均數(shù)139.6cm，標(biāo)準(zhǔn)差6.85cm。該地12歲男孩身高均數(shù)的95%可信區(qū)間為：138.3(cm)141.0 (cm)?？尚艆^(qū)間不含可信限。 Confidence limit，CL。 下限，lower limit，L/L1。 上限，upper limit，U/L2。,22,總體均數(shù)的可信區(qū)間原理,按t分布的原理得出,23,二、總體均數(shù)可信區(qū)間的計(jì)算,1、s已知時(shí)：總體均數(shù)的95%置信區(qū)間為：,24,2、s未知、且樣本例數(shù)較少時(shí)，按t分布原理,總體均數(shù)的95%置信區(qū)間為：,25,例9.10 隨機(jī)抽取某地健康男子20人，測(cè)得樣本的收縮壓均值為118.4 mmHg，標(biāo)準(zhǔn)差為10.8mmHg ，試估

8、計(jì)該地男子收縮壓總體均數(shù)的95%的置信區(qū)間。 =20-1= 19 t 0.05, 139=2.093,26,3、s未知、但樣本例數(shù)足夠大時(shí)（n60或100時(shí)） ，按正態(tài)分布原理。,總體均數(shù)的95%置信區(qū)間為：,27,大樣本時(shí)總體均數(shù)的可信區(qū)間估計(jì),例：測(cè)得某地200名正常人血清膽固醇的均數(shù)為3.64mmol/L，標(biāo)準(zhǔn)差為1.20mmol/L。試求該地正常人血清膽固醇均數(shù)95%的可信區(qū)間。,該地正常人血清膽固醇均數(shù)95%的可信區(qū)間為3.473.81（ mmol/L ）,28,4、兩總體均數(shù)差的可信區(qū)間,從標(biāo)準(zhǔn)差相等、均數(shù)不等的兩個(gè)正態(tài)總體中隨機(jī)抽樣，樣本含量分別為n1，n2,樣本均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差分別

9、為 、S1和 、S2，則兩總體均數(shù)之差（1- 2 ）的1-可信區(qū)間為,29,兩總體均數(shù)差的可信區(qū)間,某醫(yī)院心內(nèi)科在冠心病普查工作中，測(cè)得4050歲年齡組男性193人的脂蛋白均數(shù)為379.59（mg%），標(biāo)準(zhǔn)差為104.30 （mg%）；女性128人的脂蛋白均數(shù)為357.89（mg%），標(biāo)準(zhǔn)差為89.67 （mg%）。問(wèn)男性與女性的脂蛋白總體均數(shù)有多大差別？,結(jié)論：4050歲年齡組男性與女性的脂蛋白總體均數(shù)不同，男性平均比女性高出18.3061.10 （mg%）,30,三、可信區(qū)間的解釋confidence interval, CI,該地健康男子收縮壓總體均數(shù)的95%置信區(qū)間為（113.3，12

10、3.5）mmHg。 從理論上說(shuō)，做100次抽樣，可計(jì)算得100個(gè)置信區(qū)間，平均有95個(gè)置信區(qū)間包括總體均數(shù)，只有5個(gè)置信區(qū)間不包括總體均數(shù)。這種估計(jì)方法會(huì)冒5%犯錯(cuò)誤的風(fēng)險(xiǎn)。,31,可信區(qū)間的確切含義是指,有1- （如95%）的可能認(rèn)為計(jì)算出的可信區(qū)間包含了總體參數(shù)。 在可信度確定的前提下，增加樣本例數(shù)，可減少區(qū)間寬度,32,四、可信區(qū)間與參考值范圍的區(qū)別,隨機(jī)抽取某地200名正常成人，測(cè)得血清膽固醇均數(shù)為3.64 mmol / L，標(biāo)準(zhǔn)差為1.20 mmol / L 。求得該地正常人血清膽固醇 均數(shù)的95%可信區(qū)間為3.47 3.81（mmol / L） 95%參考值范圍為1.29 5.99

11、（mmol / L）,33,均數(shù)的可信區(qū)間與參考值范圍的區(qū)別,含義： 用途： 計(jì)算公式：,34,標(biāo)準(zhǔn)誤（standard error）和標(biāo)準(zhǔn)差（standard deviation）的區(qū)別與聯(lián)系,35,SPSS命令求總體均數(shù)的置信區(qū)間,Analyze-Descriptive Statistics-Explore,36,第四節(jié) t檢驗(yàn)和u檢驗(yàn),例 某醫(yī)生測(cè)量了36名鉛作業(yè)男性工人的血紅蛋白含量，算得其均數(shù)為130.83g/L，標(biāo)準(zhǔn)差為25.74g/L。已知正常成年男性的血紅蛋白為平均為140.0g/L 。試問(wèn)能否認(rèn)為從事鉛作業(yè)工人的血紅蛋白不同于正常成年男性的血紅蛋白？,0=140.0 g/L,

12、已知總體,未知總體,X=130.83g/L S= 25.74g/L n=35,37,出現(xiàn)差別的兩種可能：,總體均數(shù)不同，故樣本均數(shù)有差別 總體均數(shù)相同，差別僅僅是由于抽樣誤差造成的 怎樣判斷屬于哪一種可能？ 先計(jì)算一個(gè)統(tǒng)計(jì)量，如t值，然后根據(jù)相應(yīng)的概率做判斷。,38,一、假設(shè)檢驗(yàn)的基本原理,樣本均數(shù)與已知總體均數(shù)不等，原因？ （1） 0，兩總體均數(shù)不等 （2） 0 ，抽樣誤差所致 這種不等，有多大的可能性由抽樣誤差造成？如果抽樣誤差造成的可能性很小，則認(rèn)為 0 先假設(shè) 0 ，看由于抽樣誤差造成的可能性（P值）有多大？怎樣計(jì)算P值的大小呢？,已知總體,未知總體,0=140.0 g/L,X=130

13、.83g/L S= 25.74g/L n=35,39,怎樣計(jì)算P值的大小呢？,若假設(shè) 0 ，則可用公式 計(jì)算t值，由t值求得P值。如果樣本均數(shù)與0相差較遠(yuǎn)，t值就大，P值就小。當(dāng)P小于或等于預(yù)先規(guī)定的概率值（如0.05），則為小概率事件，即在一次抽樣中發(fā)生的可能性很小，如果它發(fā)生了，則有理由懷疑原假設(shè) 0可能不成立，認(rèn)為其對(duì)立面 0成立，該結(jié)論的正確性冒著犯5%錯(cuò)誤的風(fēng)險(xiǎn)。,t0.05,24=2.032 t0.01,34=2.728,40,二、假設(shè)檢驗(yàn)的基本步驟,建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) 選定檢驗(yàn)方法，計(jì)算統(tǒng)計(jì)量 確定P值，作出推斷結(jié)論,41,1、建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn),檢驗(yàn)假設(shè)，hyp

14、othesis under test，亦稱無(wú)效假設(shè)、用H0表示 H0 : 假設(shè)未知總體參數(shù)等于已知總體參數(shù)， =0。 或假設(shè)兩個(gè)總體參數(shù)相等，1 =2， 備擇假設(shè)，alternative hypothesis：若H0被否決則該假設(shè)成立。用H1表示。 H1 的內(nèi)容反映出檢驗(yàn)的單雙側(cè)，分三種情況： 0 （單側(cè)）, 0 （單側(cè)）, 0 （雙側(cè)） 假設(shè)是對(duì)總體而言，不是針對(duì)樣本。 H0與H1是相互聯(lián)系、對(duì)立的假設(shè)。,42,單、雙側(cè)的確定,研究者所關(guān)心的只是差異是否有本質(zhì)上的區(qū)別，則采用雙側(cè)檢驗(yàn)(two-side test)。 一般認(rèn)為雙側(cè)檢驗(yàn)較保守和穩(wěn)妥，尤其是多樣本。 研究者想知道是否有一方較高，則

15、采用單側(cè)檢驗(yàn)(one-side test)。 從專業(yè)知識(shí)判斷知：一結(jié)果不可能低于另一結(jié)果，擬用單側(cè)檢驗(yàn)。 一般認(rèn)為雙側(cè)檢驗(yàn)穩(wěn)妥，故常用。,43,確定檢驗(yàn)水準(zhǔn), size of a test, ,過(guò)去稱顯著性水平（significance level） 確定H0成立但被拒絕的概率的界值，是I型錯(cuò)誤的概率大小。 它確定了小概率事件的大小，常取 =0.05,44,2、選定檢驗(yàn)方法，計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量,根據(jù)變量類型、設(shè)計(jì)方案、檢驗(yàn)方法的適用條件等 ，選擇適當(dāng)?shù)臋z驗(yàn)方法和統(tǒng)計(jì)量。 所有檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量都是在H0成立的前提條件下計(jì)算出來(lái)的，這就是為什么要假設(shè)某兩個(gè)（多個(gè)）總體參數(shù)相等，或服從某一分布的原因。,45,

16、3. 確定P值，作出推斷結(jié)論,P值的含義是什么？指從H0規(guī)定的總體隨機(jī)抽得(或)現(xiàn)有樣本獲得的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值（如t）的概率。 判斷準(zhǔn)則： 當(dāng)P 時(shí)，拒絕H0，接受H1，認(rèn)為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(statistical significance，統(tǒng)計(jì)結(jié)論) ；可認(rèn)為不同或不等（專業(yè)結(jié)論） 當(dāng)P時(shí)，不拒絕H0，認(rèn)為差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(no statistical significance)。還不能認(rèn)為不同或不等（專業(yè)結(jié)論）,46,t檢驗(yàn),應(yīng)用條件： 樣本均數(shù)與總體均數(shù)的比較、兩樣本均數(shù)的比較。 n較小時(shí)（如n50）,理論上要求樣本取自正態(tài)總體 兩小樣本均數(shù)比較時(shí)，要求兩總體方差相等,47,一、單樣本t檢驗(yàn)

17、 one sample t-test,即樣本均數(shù)代表的未知總體均數(shù)和已知總體均數(shù)0（一般為理論值、標(biāo)準(zhǔn)值或經(jīng)過(guò)大量觀察所得的穩(wěn)定值等）的比較。這時(shí)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算在H0成立的前提條件下計(jì)算。,48,one sample t-test,通過(guò)以往大規(guī)模調(diào)查，已知某地嬰兒出生體重均數(shù)為3.30kg，今測(cè)得35名難產(chǎn)兒平均出生體重為3.42kg,標(biāo)準(zhǔn)差為0.40kg，問(wèn)是否該地難產(chǎn)兒出生體重與一般嬰兒出生體重不同？ 即推斷樣本所代表的未知總體均數(shù)與已知總體均數(shù)有無(wú)差別。 已知總體均數(shù)：理論值、標(biāo)準(zhǔn)值或經(jīng)過(guò)大量觀察所得的穩(wěn)定值，等,49,樣本均數(shù)和總體均數(shù)比較的t 檢 驗(yàn),建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) H

18、0： = 0 （難產(chǎn)兒與一般嬰兒出生體重的總體均數(shù)相等）（H0為無(wú)效假設(shè)） H1： 0， （難產(chǎn)兒與一般嬰兒出生體重的總體均數(shù)不等）（H1為備擇假設(shè)） =0.05 選定檢驗(yàn)方法，計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量,50,確定P值，作出推斷結(jié)論 =34， t=1.77。查附表2，t界值表（P804），t0.05/2,34=2.032， t0.05。 按=0.05水準(zhǔn)，不拒絕H0，兩者的差別無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。尚不能認(rèn)為難產(chǎn)兒平均出生體重與一般嬰兒不同 在論文中，可用下列表達(dá)方法： 經(jīng)樣本均數(shù)和總體均數(shù)比較的 t 檢 驗(yàn)，t =1.77, P 0.05。尚不能認(rèn)為難產(chǎn)兒平均出生體重與一般嬰兒不同。,51,又如：,已知某小樣

19、本中含CaCO3的真值是20.7mg/L?，F(xiàn)用某法重復(fù)測(cè)定該小樣本15次，CaCO3含量（mg/L）分別如下。問(wèn)該法測(cè)得的均數(shù)與真值有無(wú)差別？ 20.99，20.41，20.62，20.75，20.10，20.00，20.80，20.91，22.60，22.30，20.99，20.41，20.50，23.00，22.60 計(jì)算得均數(shù)為21.13，標(biāo)準(zhǔn)差為0.98,52,樣本均數(shù)與總體均數(shù)的比較,建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) H0： = 0 H1： 0 =0.05 選定檢驗(yàn)方法，計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量,53,確定P值，作出推斷結(jié)論 =14， 查t界值表，得t0.05(14)=2.145 現(xiàn)t=1.70，

20、t 0.05。 按=0.05水準(zhǔn)，不拒絕H0。根據(jù)現(xiàn)有樣本信息，尚不能認(rèn)為該法測(cè)得的均數(shù)與真值不同。,54,單樣本 t 檢驗(yàn)的SPSS操作one sample t-test,和結(jié)果解釋,55,命令：AnalyzeCompare MeansOne-Sample T test,56,將變量CaCO3選入Test Variables欄,在Test Value: 鍵入20.70,57,SPSS分析結(jié)果,58,二、配對(duì) t 檢驗(yàn)paired t-test,配對(duì)設(shè)計(jì)： 兩個(gè)同質(zhì)受試對(duì)象分別接受兩種不同的處理 同一受試對(duì)象分別接受兩種不同的處理 同一受試對(duì)象處理前后,59,1. 兩個(gè)同質(zhì)受試對(duì)象分別接受兩種

21、不同的處理,例: 為研究女性服用某避孕藥后是否影響其血清總膽固醇含量，將20名女性按年齡配成10對(duì)。每對(duì)中隨機(jī)抽取一人服用新藥，另一人服用安慰劑。經(jīng)過(guò)一定時(shí)間后，測(cè)得血清膽固醇含量（mmol/L）。問(wèn)該新藥是否影響女性血清膽固醇含量？,60,新藥組與安慰劑組血清總膽固醇含量（mmol/L）,61,2. 同一受試對(duì)象分別接受兩種不同的處理,例：分別用兩種測(cè)量肺活量的儀器測(cè)得12名婦女的最大呼氣率（L/分），問(wèn)兩種方法的檢測(cè)結(jié)果有無(wú)差別？,62,兩種方法檢測(cè)12名婦女最大呼氣率（L/分）結(jié)果,63,3.同一受試對(duì)象處理前后,例 應(yīng)用某藥治療8例高血壓患者，觀察患者治療前后舒張壓變化情況如下。問(wèn)該藥

22、是否對(duì)高血壓患者治療前后舒張壓變化有影響？,64,表 用某藥治療高血壓患者前后舒張壓變化情況,65,配對(duì)t檢驗(yàn)的基本原理,設(shè)兩種處理的 效應(yīng)相同，即 1 = 2，則1 - 2 = 0（即已知總體0 ）。即看成是差值的樣本均數(shù) 所代表的未知總體均數(shù)d與已知總體均數(shù)0=0的比較。,66,若該藥治療高血壓不影響舒張壓的變化，則理論上每個(gè)患者治療前后舒張壓差值d的總體均數(shù)d = 0,建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) H0： d = 0 H1：d 0 =0.05 選定檢驗(yàn)方法，計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量,67,確定P值，作出推斷結(jié)論,t=4.02, =n-1=8-1=7, 查t界值表 t0.05(7)=2.365， t0

23、.01(7)=3.499 因4.02 t0.01(7)，故 P 0.01 經(jīng)配對(duì)t檢驗(yàn)，t=4.02, ， P 0.01?？烧J(rèn)為該藥有降低舒張壓的作用。,68,配對(duì) t 檢驗(yàn)的SPSS操作paired t-test,和結(jié)果解釋,69,命令：AnalyzeCompare MeansPaired-Samples T test,70,將X1和X2成對(duì)選入Paired Variables欄單擊OK按鈕,71,經(jīng)配對(duì)t檢驗(yàn)，t=4.03, P=0.005。,可認(rèn)為該藥有降低舒張壓的作用。,72,三、兩樣本t檢驗(yàn)（完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的兩樣本均數(shù)比較）,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)： 分別從兩個(gè)研究總體中隨機(jī)抽取樣本，然后比較兩

24、組的平均效應(yīng)； 隨機(jī)抽取實(shí)驗(yàn)對(duì)象，將其隨機(jī)分成兩組，分別接受兩種不同處理，然后比較兩組的平均效應(yīng)。 應(yīng)用條件 兩小樣本均數(shù)比較（n1,n2均小于50）時(shí)，理論上要求樣本取自正態(tài)總體，兩總體方差相等。,73,例 25例糖尿病患者隨機(jī)分成兩組，甲組單純用藥物治療，乙組采用藥物治療合并飲食治療法，兩個(gè)月后再次測(cè)空腹血糖，問(wèn)兩組患者血糖值是否相同？,74,1. 建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn),H0 :1 = 2，兩組患者的血糖值總體均數(shù)相同 H1: 1 2，兩組患者的血糖值總體均數(shù)不同 =0.05,75,2. 選定檢驗(yàn)方法，計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量,兩樣本的 合并方差,兩樣本均數(shù) 之差的標(biāo)準(zhǔn)誤,76,77,3. 確

25、定P值，作出推斷結(jié)論,本例t=2.639, = n1+n2-2=12+13-2=23 查t界值表，t0.05(23)=2.069, t0.01(23)=2.807 現(xiàn)t t0.05(23) , P0.05，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，按=0.05的水準(zhǔn)拒絕H0 ，接受H1 ，故可以認(rèn)為單純藥物治療與藥物合并飲食治療糖尿病患者的血糖值均數(shù)不同，藥物合并飲食法的療效較好。,78,兩樣本 t 檢驗(yàn)的SPSS操作 Independent-Samples T test,和結(jié)果解釋,79,命令：AnalyzeCompare MeansIndependent-Samples T test,80,將X選入Test Va

26、riable欄將g選入Grouping Variable欄,81,定義Grouping Variable,82,單擊OK按鈕,83,經(jīng)兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，t=2.64，P=0.015,故可以認(rèn)為單純藥物治療與藥物合并飲食治療糖尿病患者的血糖值均數(shù)不同，藥物合并飲食法的療效較好。,84,四、大樣本（60）均數(shù)比較的u檢驗(yàn),當(dāng)樣本含量較大時(shí)，t分布與標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布很接近。用手工計(jì)算時(shí)，u的計(jì)算t比簡(jiǎn)單。查u界值表，t界值表中=一行。 SPSS都用t檢驗(yàn)處理。,85,經(jīng)t檢驗(yàn)，P 0.05。,統(tǒng)計(jì)結(jié)論：兩種方法測(cè)量結(jié)果的差別無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。 專業(yè)結(jié)論：尚不能認(rèn)為兩種方法測(cè)定結(jié)果不同。 但不能證明兩種測(cè)量結(jié)

27、果相同，如要證明相同，要用等效檢驗(yàn)。,86,第五節(jié) 兩均數(shù)的等效檢驗(yàn)equivalence test,前述t檢驗(yàn)，目的是推斷組間差別。如P0.05，只是統(tǒng)計(jì)上拒絕H0的證據(jù)不足，決不能因?yàn)镻0.05就認(rèn)為組間沒(méi)有差別。 推斷組間沒(méi)有差別或差別很小，如 檢驗(yàn)兩種療法或兩種藥物是否可以相互替代 兩種預(yù)防措施的效果是否相近或相當(dāng) 兩種檢測(cè)方法的測(cè)量結(jié)果是否相似,87,等效檢驗(yàn)的步驟,D，等效界值。有嚴(yán)格的專業(yè)理論依據(jù)。如兩種血壓計(jì)的測(cè)量誤差， D不應(yīng)超過(guò)2 mmHg，檢驗(yàn)兩種降血壓藥物的治療效果是否等效， D不應(yīng)超過(guò)5mmHg。 D值必須在等效試驗(yàn)以前確定 等效檢驗(yàn)的樣本量不能過(guò)小，n1=n260

28、只有在 時(shí)才進(jìn)行等效檢驗(yàn) H0： |m1m2| D(不等效)，H1： |m1m2| D(等效，單側(cè))， =0.05,88,用火焰光度法和四苯硼鈉法兩種方法測(cè)定同一份樣本的血鉀濃度（mmol/L）， n1=n2=118，測(cè)量結(jié)果： 設(shè)等效界值,建立假設(shè)確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) H0： |m1m2| D(不等效)，H1： |m1m2| D(等效，單側(cè)) =0.05 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量,89,確定P值并作出推斷結(jié)論,t0.05,200=1.653，今t=2.12,P0.05，拒絕H0，接受H1?？烧J(rèn)為兩種方法測(cè)定的血鉀濃度等效，或者說(shuō)兩種方法的測(cè)量誤差可以忽略不計(jì)。,90,第六節(jié) 假設(shè)檢驗(yàn)的注意事項(xiàng),一、I型錯(cuò)誤（type I error） 和II型錯(cuò)誤（type II error）,91,假設(shè)檢驗(yàn)利用小概率反證法的思想，根據(jù)樣本統(tǒng)計(jì)量作出的推斷結(jié)論具有概率性，因此其結(jié)論可能出現(xiàn)判斷錯(cuò)誤，通?？赡馨l(fā)生下面兩類錯(cuò)誤。,I型錯(cuò)誤type I err