假設(shè)檢驗t檢驗課件

1、假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件目的：探討監(jiān)護室護士術(shù)前探視對喉癌患者手術(shù)后焦慮水平目的：探討監(jiān)護室護士術(shù)前探視對喉癌患者手術(shù)后焦慮水平的影響。的影響。方法：將方法：將5050例喉癌患者分為觀察組和對照組，例喉癌患者分為觀察組和對照組，對照組進(jìn)行對照組進(jìn)行常常規(guī)術(shù)前護理和健康教育規(guī)術(shù)前護理和健康教育，觀察組除給予，觀察組除給予常規(guī)術(shù)前護理和健康常規(guī)術(shù)前護理和健康教育外，還由監(jiān)護室護士進(jìn)行訪視教育外，還由監(jiān)護室護士進(jìn)行訪視。分別于手術(shù)前后采用焦。分別于手術(shù)前后采用焦慮自評量表（慮自評量表（SASSAS）測評并比較兩組手術(shù)前后的焦慮水平。）測評并比較兩組手術(shù)前后的焦慮水平。結(jié)果：觀

2、察組術(shù)后焦慮水平明顯低于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)結(jié)果：觀察組術(shù)后焦慮水平明顯低于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（意義（P0.05P 0.05l 拒絕拒絕 若若P 0.05假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件l英國統(tǒng)計學(xué)家英國統(tǒng)計學(xué)家W.S.Gosset (1909)導(dǎo)出了樣本均數(shù)導(dǎo)出了樣本均數(shù)的確切分布，即的確切分布，即 t分布。分布。lt分布分布的發(fā)現(xiàn)使小樣本的統(tǒng)計推斷成為可能，因的發(fā)現(xiàn)使小樣本的統(tǒng)計推斷成為可能，因而它被認(rèn)為是而它被認(rèn)為是統(tǒng)計學(xué)發(fā)展史上的里程碑之一統(tǒng)計學(xué)發(fā)展史上的里程碑之一。l以以t分布為基礎(chǔ)的檢驗稱為分布為基礎(chǔ)的檢驗稱為t檢驗。檢驗。假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件1 =14.1(月）月）2)/(5

3、.16)/(150LgSLgXn=25已知總體已知總體未知總體未知總體= ？ x=14.3(月月) s=5.04 (月月)假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件 1 (14.1) x(14.3) 1是否是否 x 所來自的所來自的2 ?有兩種可能結(jié)果：有兩種可能結(jié)果：1）1 = 2 = 14.1 ， X 1僅僅是由于抽樣誤差所僅僅是由于抽樣誤差所致；致；2）1 2 ，除抽樣誤差外，除抽樣誤差外, 兩者有本質(zhì)差異。兩者有本質(zhì)差異。假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件l其中其中H0假設(shè)比較單純、明確，在假設(shè)比較單純、明確，在H0 下若能弄下若能弄清抽樣誤差的分布規(guī)律，便清抽樣誤差的分布規(guī)律，便有規(guī)律可循有規(guī)律可循。而。而H1

4、假設(shè)包含的情況比較復(fù)雜。因此，我們著重考假設(shè)包含的情況比較復(fù)雜。因此，我們著重考察察樣本信息是否支持樣本信息是否支持H0假設(shè)假設(shè)（因為單憑一份樣（因為單憑一份樣本資料不可能去證明哪個假設(shè)是正確的，哪一本資料不可能去證明哪個假設(shè)是正確的，哪一個不正確）。個不正確）。 假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件 假設(shè)假設(shè)1 = 2 = 14.1 X 14.1僅由抽樣誤差所致僅由抽樣誤差所致 x偏離偏離1不能太大，衡量其不能太大，衡量其偏離偏離大小的指標(biāo)為大小的指標(biāo)為標(biāo)準(zhǔn)標(biāo)準(zhǔn)t離差離差, t=（ x）/s X，t值應(yīng)小值應(yīng)小 t值值 t界值界值 t值對應(yīng)的曲線外尾面積值對應(yīng)的曲線外尾面積P值應(yīng)值應(yīng) , 一般為一般為0

5、.05。假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件l（三）基本步驟（三）基本步驟l1、建立假設(shè)，確定檢驗水準(zhǔn)、建立假設(shè)，確定檢驗水準(zhǔn)H0： 1 = 2，無效假設(shè)，無效假設(shè)/原假設(shè)原假設(shè)/零假設(shè)，零假設(shè)， X 1是由抽樣誤差所致；是由抽樣誤差所致；H1： 1 2，對立假設(shè)，對立假設(shè)/備擇假設(shè)備擇假設(shè)l 兩者有本質(zhì)差異，所以兩者有本質(zhì)差異，所以 X 1。假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件設(shè)定檢驗水準(zhǔn)的目的就是確定拒絕假設(shè)設(shè)定檢驗水準(zhǔn)的目的就是確定拒絕假設(shè)H0時的最時的最大允許誤差。醫(yī)學(xué)研究中一般取大允許誤差。醫(yī)學(xué)研究中一般取 =0.05 。檢驗水準(zhǔn)實際上確定了小概率事件的判斷標(biāo)準(zhǔn)。檢驗水準(zhǔn)實際上確定了小概率事件的判斷標(biāo)準(zhǔn)。假

6、設(shè)檢驗t檢驗PPT課件l注意事項注意事項：l1）假設(shè)是針對總體而言的（即假設(shè)中出現(xiàn)的指標(biāo)應(yīng)該）假設(shè)是針對總體而言的（即假設(shè)中出現(xiàn)的指標(biāo)應(yīng)該是參數(shù)）；是參數(shù)）； l2）以）以H0為中心為中心, 但但H0 、 H1缺一不可；缺一不可；l3） H0通常內(nèi)容為某一確定狀態(tài)；通常內(nèi)容為某一確定狀態(tài)；l4）單、雙側(cè)假設(shè)檢驗的確定。）單、雙側(cè)假設(shè)檢驗的確定。假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件l假設(shè)的寫法不同：假設(shè)的寫法不同：l 雙側(cè)檢驗中假設(shè)為雙側(cè)檢驗中假設(shè)為:l單側(cè)檢驗中假設(shè)為單側(cè)檢驗中假設(shè)為:211210211210：或：HHHH211210：HH假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件選用雙側(cè)檢驗與單側(cè)檢驗：選用雙側(cè)檢驗與單側(cè)

7、檢驗：原則上依據(jù)資料性質(zhì)來選擇原則上依據(jù)資料性質(zhì)來選擇。l若比較甲、乙兩種方法孰優(yōu)，這里含有甲優(yōu)于乙和乙優(yōu)若比較甲、乙兩種方法孰優(yōu)，這里含有甲優(yōu)于乙和乙優(yōu)于甲兩種可能的結(jié)果，而且研究者只要求分出優(yōu)劣，故于甲兩種可能的結(jié)果，而且研究者只要求分出優(yōu)劣，故應(yīng)選用雙側(cè)檢驗應(yīng)選用雙側(cè)檢驗; ;l若甲是從乙改進(jìn)而得，已知如此改進(jìn)可能有效，也可能若甲是從乙改進(jìn)而得，已知如此改進(jìn)可能有效，也可能無效，但不可能改進(jìn)后反不如前，故應(yīng)選用單側(cè)檢驗。無效，但不可能改進(jìn)后反不如前，故應(yīng)選用單側(cè)檢驗。l無把握時用雙無把握時用雙側(cè)檢驗比較穩(wěn)妥保守側(cè)檢驗比較穩(wěn)妥保守，但在條件具備時，但在條件具備時應(yīng)大膽地采用單側(cè)檢驗應(yīng)大膽地

8、采用單側(cè)檢驗。假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件l本例為定量資料，故采用本例為定量資料，故采用 t 檢驗，檢驗，lt=（ x2）/s X ， H0成立成立l l l t=（ x1）/s X 假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件l統(tǒng)計量統(tǒng)計量t t表示，在標(biāo)準(zhǔn)誤的尺度下，樣本均數(shù)與總體均表示，在標(biāo)準(zhǔn)誤的尺度下，樣本均數(shù)與總體均數(shù)數(shù) 0 0的偏離。這種偏離稱為的偏離。這種偏離稱為標(biāo)準(zhǔn)標(biāo)準(zhǔn)t t離差離差。l該題中，該題中，t = 0.1984t = 0.1984nsXt0假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件l在在H0成立的前提下，獲得現(xiàn)有這么大的標(biāo)準(zhǔn)成立的前提下，獲得現(xiàn)有這么大的標(biāo)準(zhǔn)t離差以及更大離差離差以及更大離差 的可能性。的可

9、能性。P P= =P P(|(|t t| |0.1984)0.1984) ？ 按按 =25-1=24查查 t 界值表界值表假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件-tt0假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件l包括統(tǒng)計結(jié)論和專業(yè)結(jié)論。包括統(tǒng)計結(jié)論和專業(yè)結(jié)論。lP值值 統(tǒng)計結(jié)論統(tǒng)計結(jié)論 專業(yè)結(jié)論專業(yè)結(jié)論lP 則不拒絕則不拒絕H0 還不能認(rèn)為還不能認(rèn)為不同或不同或 不等不等lP 則拒絕則拒絕H0 可認(rèn)為可認(rèn)為不同或不等不同或不等 l本例本例P0.05，按，按 =0.05的水準(zhǔn)，不拒絕的水準(zhǔn)，不拒絕H0，差別無統(tǒng)，差別無統(tǒng)計學(xué)意義。不能認(rèn)為兩者有差別。計學(xué)意義。不能認(rèn)為兩者有差別。假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件

10、l（一）單樣本（一）單樣本t檢驗檢驗l推斷某樣本來自的總體均數(shù)推斷某樣本來自的總體均數(shù)與已知的某一總體均數(shù)與已知的某一總體均數(shù)0（常為理論值、標(biāo)準(zhǔn)值、穩(wěn)定值或參考值）（常為理論值、標(biāo)準(zhǔn)值、穩(wěn)定值或參考值） 有無差別。有無差別。l例：根據(jù)大量調(diào)查，已知健康成年男性的脈搏均數(shù)為例：根據(jù)大量調(diào)查，已知健康成年男性的脈搏均數(shù)為72次次/分，某醫(yī)生在一山區(qū)隨即抽查了分，某醫(yī)生在一山區(qū)隨即抽查了25名健康男性，求得名健康男性，求得其脈搏均數(shù)為其脈搏均數(shù)為74.2次次/分，標(biāo)準(zhǔn)差為分，標(biāo)準(zhǔn)差為6.0次次/分，問是否能據(jù)分，問是否能據(jù)此認(rèn)為該山區(qū)成年男性的脈搏均數(shù)高于一般成年男性。此認(rèn)為該山區(qū)成年男性的脈搏均

11、數(shù)高于一般成年男性。假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件l題目里涉及兩個總體：題目里涉及兩個總體：l一個是一般健康成年男性的脈搏（已知總體，一個是一般健康成年男性的脈搏（已知總體，0=72 ），），l一個是山區(qū)成年男性的脈搏（未知總體，一個是山區(qū)成年男性的脈搏（未知總體， 未知未知 ）。）。l74.2 72既可能是抽樣誤差所致，也有可能真是環(huán)境差異的既可能是抽樣誤差所致，也有可能真是環(huán)境差異的影響；影響；l因樣本含量因樣本含量n較小，可用較小，可用t檢驗進(jìn)行判斷，檢驗過程如下：檢驗進(jìn)行判斷，檢驗過程如下：假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件l1. 建立假設(shè)，確定檢驗水準(zhǔn)建立假設(shè)，確定檢驗水準(zhǔn)lH0：=0=72次次/分

12、，分，lH1：0，l檢驗水準(zhǔn)為單側(cè)檢驗水準(zhǔn)為單側(cè)0.05（由調(diào)查目的決定）。（由調(diào)查目的決定）。l2. 計算統(tǒng)計量計算統(tǒng)計量 l t=（ X ）/S X， v= n1l3. 確定概率，作出判斷確定概率，作出判斷l(xiāng)查查t界值表，界值表，0.025P0.05，拒絕，拒絕H0，接受，接受H1，可認(rèn)為該，可認(rèn)為該山區(qū)成年男性的脈搏均數(shù)高于一般成年男性。山區(qū)成年男性的脈搏均數(shù)高于一般成年男性。假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件l配對設(shè)計是研究者為了控制可能存在的主要的配對設(shè)計是研究者為了控制可能存在的主要的非處理因素而采用的一種實驗設(shè)計方法。非處理因素而采用的一種實驗設(shè)計方法。假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件自身配對：自

13、身配對：同一對象接受兩種處理，如同一標(biāo)本用兩種方法進(jìn)行同一對象接受兩種處理，如同一標(biāo)本用兩種方法進(jìn)行檢驗，同一患者接受兩種處理方法；檢驗，同一患者接受兩種處理方法；異體配對：異體配對：將條件相近的實驗對象配對，并分別給予兩種處理。將條件相近的實驗對象配對，并分別給予兩種處理。假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件推斷兩種處理方法是否有差別。推斷兩種處理方法是否有差別。假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件l構(gòu)造一個新的已知總體，總體中的變量是每對的數(shù)值構(gòu)造一個新的已知總體，總體中的變量是每對的數(shù)值之差（之差（di=x1i-x2i）。）。l A B dil x11 x21 d1l x11 x22 d2l x13 x23 d

14、3l l x1n x2n dn假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件l若兩處理因素的效應(yīng)無差別，差值若兩處理因素的效應(yīng)無差別，差值 d d 的總體的總體均數(shù)均數(shù) d d 應(yīng)該為應(yīng)該為0 0，故可將該檢驗理解為差值的，故可將該檢驗理解為差值的樣本均數(shù)樣本均數(shù) d d 與總體均數(shù)與總體均數(shù) d d =0=0的比較，的比較，其實質(zhì)其實質(zhì)與單樣本與單樣本t檢驗相同檢驗相同。l 0 = 0（兩種處理方法相同）（兩種處理方法相同）l d 未知，抽樣未知，抽樣n、 d、sd假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件H0： d0，兩儀器檢驗結(jié)果相同；，兩儀器檢驗結(jié)果相同；H1： d0，兩儀器檢

15、驗結(jié)果不同。，兩儀器檢驗結(jié)果不同。雙側(cè)雙側(cè) =0.05。 按按 = n-1=12-1=11查查 t 值表，得值表，得t0.20,11=1.363，t0.10,11=1.796，t0.10,11tt0.20,11，則，則0.20P0.10，差別無統(tǒng)計學(xué)意義，尚不能認(rèn)為兩種，差別無統(tǒng)計學(xué)意義，尚不能認(rèn)為兩種儀器檢查的結(jié)果不同。儀器檢查的結(jié)果不同。48.112/33.4017.17nsdtd假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件H0： d0，即兩組乳豬腦組織鈣泵含量相等；，即兩組乳豬腦組織鈣泵含量相等；H1： d0，即對照組乳豬腦組織鈣泵含量高于實驗組。，即對照組乳豬腦組織鈣泵含量高于實驗

16、組。單側(cè)單側(cè) =0.05。 按按 = n-1=7-1=6查查t界值表，得單側(cè)界值表，得單側(cè)t0.05,6=1.943，tt0.05,6，則，則P0.05，差別有統(tǒng)計學(xué)意義，可以認(rèn)為腦缺氧可造成鈣泵含量的降低。差別有統(tǒng)計學(xué)意義，可以認(rèn)為腦缺氧可造成鈣泵含量的降低。 0412.2705716.00441.0nsdtd假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件l有些研究的設(shè)計既不能自身配對，也不便異體有些研究的設(shè)計既不能自身配對，也不便異體配對，而只能把獨立的兩組相互比較。例如手配對，而只能把獨立的兩組相互比較。例如手術(shù)組與非手術(shù)組、新藥組與對照組。兩個樣本術(shù)組與非手術(shù)組、新藥組與對照組。兩個樣本均數(shù)比較的目的在于推

17、斷兩個樣本所代表的兩均數(shù)比較的目的在于推斷兩個樣本所代表的兩總體均數(shù)總體均數(shù) 1和和 2是否相等。是否相等。假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件l1、設(shè)計類型：、設(shè)計類型：l 1 隨機抽樣隨機抽樣n1 x1、s1l 2 隨機抽樣隨機抽樣n2 x2、s2l2、目的：、目的：l 比較比較 x1 與與 x2 ，推斷，推斷1 = 2 ？假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件3、兩樣本、兩樣本t檢驗的前提條件：檢驗的前提條件：1）兩總體為正態(tài)分布；）兩總體為正態(tài)分布；2）兩總體方差相等，即方差齊，）兩總體方差相等，即方差齊， 12 = 22 。12 22 t檢驗、秩和檢驗檢驗、秩和檢驗 變量變換變量變換12 = 22 做兩樣本做

18、兩樣本t檢驗檢驗l變量變換能同時達(dá)到正態(tài)化、方差齊。變量變換能同時達(dá)到正態(tài)化、方差齊。假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件方差齊性檢驗（方差齊性檢驗（F檢驗）：檢驗）：1、方差齊：、方差齊：12 = 22 。2、 F檢驗檢驗1）原理：）原理： 12 =22，抽樣誤差所導(dǎo)致；，抽樣誤差所導(dǎo)致；S12 S22 12 22 ，本質(zhì)差別，本質(zhì)差別 假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件l2）F分布：分布：lF=S12（較大）（較大） /S22 （較小）（較?。?，假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件l3）步驟：）步驟：l假設(shè)假設(shè)12 = 22 lS12 S22是由抽樣誤差所致是由抽樣誤差所致lS12 與與S22相差不大相差不大lF= S1

19、2（較大）（較大） /S22 （較?。ㄝ^?。現(xiàn)離離1不遠(yuǎn)不遠(yuǎn)l1F F l F值對應(yīng)的外尾面積值對應(yīng)的外尾面積P不小，不小， P應(yīng)應(yīng) 假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件H0： 12 = 22 ， H1： 12 22 ， = 0.05；F=S12（較大）（較大） /S22 （較小）（較?。┓肿幼杂啥确肿幼杂啥?1= n11， 分母自由度分母自由度 2= n21；F值與值與F 1， 2比較，比較，得得P值，做出推論（同前）。值，做出推論（同前）。假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件H0： 1 = 2， H1： 1 2 ， = 0.05；l Sc2為為合并方差合并方差l 為合并自由度為合并自由度l = n1+n2

20、2l確定概率，作出判斷（同前，省略）確定概率，作出判斷（同前，省略）2121XXsXXt2121121nnsscXX2) 1() 1212222112nnsnsnsc（假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件 建立假設(shè)，確定檢驗水準(zhǔn)：建立假設(shè)，確定檢驗水準(zhǔn)：H0 ： 1 = 2 ；H1： 1 2 ； =0.05 計算統(tǒng)計量計算統(tǒng)計量t ： t = 1.238， =20+ 19 2 = 37， t 0.05(37) = 2.026 確定確定P值，做出推論：值，做出推論： t 0.05 ，不能拒絕不能拒絕H0 ，不能認(rèn)為兩組藥療效不相同。可以用國產(chǎn)藥代替，不能認(rèn)為兩組藥療效不相同?？梢杂脟?/p>

21、產(chǎn)藥代替進(jìn)口藥進(jìn)口藥。假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件u為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)離差，按正態(tài)分布界定為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)離差，按正態(tài)分布界定P值并作出結(jié)論值并作出結(jié)論 。222121212121nsnsXXsXXuXX假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件 1973 年：年：n1=120 x1 =139.9cm s1=7.5cm；1993 年：年：n2=153 x2 =143.7cm s2=6.3cm。 假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件 1973 年：年：n1=120 x1 =139.9cm s1=7.5cm；1993 年：年：n2=153 x2 =143.7cm s2=6.3cm。 H H0 0 ： 1 1 2 2，H H1 1 ： 1 1 2

22、 2，雙側(cè)雙側(cè) =0.05=0.05。 8533. 0153/3 . 6120/5 . 72222212121nsnssXXP0.05，差別有統(tǒng)計學(xué)意義，可認(rèn)為該市，差別有統(tǒng)計學(xué)意義，可認(rèn)為該市1993年年12歲男歲男童平均身高比童平均身高比1973年高。年高。 58.24353.48533.07.1439.13905.02121usXXuXX1.96假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件 t檢驗與檢驗與z檢驗檢驗 公式公式 查表查表 與與n關(guān)系關(guān)系計算精度計算精度 t 較復(fù)雜較復(fù)雜 需需 n較小較小 精確精確 z 簡單簡單 否否 n較大較大 近似近似假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件1、兩者同屬統(tǒng)計推斷，前者是質(zhì)的

23、推斷，后者是量的推斷；、兩者同屬統(tǒng)計推斷，前者是質(zhì)的推斷，后者是量的推斷；2、置信區(qū)間也可以判斷有無統(tǒng)計學(xué)意義：、置信區(qū)間也可以判斷有無統(tǒng)計學(xué)意義：觀察觀察H0規(guī)定的值是否在置信區(qū)間中，后者是否包括它，若包規(guī)定的值是否在置信區(qū)間中，后者是否包括它，若包括，則不拒絕括，則不拒絕H0 ，反之則拒絕，反之則拒絕H0 。3、置信區(qū)間還可以提供有無實際意義的信息，而假設(shè)檢驗則、置信區(qū)間還可以提供有無實際意義的信息，而假設(shè)檢驗則不能提供；不能提供；4、假設(shè)檢驗可以精確地給出、假設(shè)檢驗可以精確地給出P值大?。恢荡笮?；5、假設(shè)檢驗可以估計檢驗的功效。、假設(shè)檢驗可以估計檢驗的功效。l兩者缺一不可。兩者缺一不可。

24、假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件原因：假設(shè)檢驗的結(jié)論具有概率性，所以可能出現(xiàn)原因：假設(shè)檢驗的結(jié)論具有概率性，所以可能出現(xiàn)判斷錯誤。判斷錯誤。假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件l型錯誤型錯誤“棄真棄真”，即拒絕了實際上成立的，即拒絕了實際上成立的H0，概率，概率大小用大小用 表示，表示， 一般為雙側(cè)一般為雙側(cè)0.05；l型錯誤型錯誤“取偽取偽”，即沒有拒絕實際上不成立的，即沒有拒絕實際上不成立的H0，概率大小用概率大小用 表示，表示， 單側(cè)、單側(cè)、未知，要結(jié)合具體資料才未知，要結(jié)合具體資料才可算出?？伤愠?。l棄、取棄、取是指推斷結(jié)果，是指推斷結(jié)果，真、偽真、偽是指實際真實結(jié)果。是指實際真實結(jié)果。假設(shè)檢驗t檢驗PP

25、T課件l第一類錯誤與第二類錯誤第一類錯誤與第二類錯誤 拒絕拒絕H0，接受，接受H1 不拒絕不拒絕H0H0真實真實 第一類錯誤第一類錯誤( ) 正確推斷正確推斷(1 )H0不真實不真實 正確推斷正確推斷(1 ) 第二類錯誤第二類錯誤( )假設(shè)檢驗t檢驗PPT課件 與與 的關(guān)系：的關(guān)系：（1）對同一組資料，）對同一組資料， 增大，增大， 減??；減??； 減小，減小， 增大。增大。（2）若使）若使 、 均減小，增大樣本含量。均減小，增大樣本含量。判斷：判斷：一次假設(shè)檢驗，得一次假設(shè)檢驗，得P ，可能會犯什么錯誤？，可能會犯什么錯誤？ 若得若得P ，又可能會犯什么錯誤？，又可能會犯什么錯誤？假設(shè)檢驗t檢驗PP