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文檔簡介
1、2022-6-141數(shù)值變量資料的統(tǒng)計推斷數(shù)值變量資料的統(tǒng)計推斷本節(jié)要求n掌握均數(shù)抽樣誤差的概念、熟悉樣本均數(shù)的分布規(guī)律n掌握均數(shù)標準誤的概念、計算與作用n了解t分布的概念、熟悉t分布曲線的特點n掌握t界值表的使用n熟悉總體均數(shù)可信區(qū)間的概念、了解其估計方法。2022-6-1422022-6-1432022-6-144樣本均數(shù)的分布樣本均數(shù)的分布2022-6-145樣本均數(shù)的分布樣本均數(shù)的分布表表 1 100 個個樣樣本本均均數(shù)數(shù)的的頻頻數(shù)數(shù)分分布布表表 身身高高組組段段(cm) 頻頻數(shù)數(shù)(f) 169 1 170 7 171 19 172 36 173 26 174 8 175 2 1761
2、77 1 合合計計 100 可可算算得得,這這 100 個個樣樣本本均均數(shù)數(shù)的的均均數(shù)數(shù)=172.66,標標準準差差為為 1.21 2022-6-146樣本均數(shù)的分布樣本均數(shù)的分布2022-6-147標準誤的標準誤的計算計算2022-6-1482022-6-149標準誤的作用與性質(zhì)標準誤的作用與性質(zhì)v作用作用:v描述均數(shù)抽樣誤差的大小描述均數(shù)抽樣誤差的大小v估計總體均數(shù)可信區(qū)間估計總體均數(shù)可信區(qū)間v用于數(shù)值變量資料的假設檢驗用于數(shù)值變量資料的假設檢驗v性質(zhì)性質(zhì)vn ,標準誤趨于標準誤趨于0 2022-6-14102022-6-1411 三、t 分布分布2022-6-1412 三、t 分布分布X
3、 N( , ) / )( xu XN( (,X ) ), XXu;XsXt 2022-6-1413 2022-6-1414 2022-6-1415t t 分布與標準正態(tài)分布相比,二者分布與標準正態(tài)分布相比,二者均為單峰分布,以均為單峰分布,以 0 0 為中心,左右兩側(cè)為中心,左右兩側(cè)對稱。對稱。 t t 分布的峰部較矮而尾部翹得較分布的峰部較矮而尾部翹得較高;高;t t 分布的形狀與自由度分布的形狀與自由度 ( (= =n n- -1)1)有有關(guān),自由度越小,上述現(xiàn)象越明顯;關(guān),自由度越小,上述現(xiàn)象越明顯; 逐漸增大時,逐漸增大時,t t 分布逐漸逼近標準正態(tài)分布逐漸逼近標準正態(tài)分布分布, ,
4、當當 時時 t t 分布就完全成為標準分布就完全成為標準正態(tài)分布了正態(tài)分布了( (見上圖見上圖) )。 2022-6-1416 2.5% 2.5% 2.5% 2.5% 95% 95% - -t t0.05,1 0.05,1 +t+t0.05,10.05,1(12.706) (12.706) =1=1 2.5% 2.5% 95% 2.5% 95% 2.5% - -t t0.05,10 0.05,10 +t+t0.05,100.05,10(2.228)(2.228) =10=10 不同自由度下,相同尾部面積(5%)的 t 界值示意圖 2022-6-14172022-6-1418四、總體均數(shù)的估計四
5、、總體均數(shù)的估計n1. 點估計點估計 2 2. .區(qū)區(qū)間間估估計計 即即按按一一定定的的概概率率估估計計總總體體均均數(shù)數(shù)在在哪哪個個范范圍圍內(nèi)內(nèi)。有有兩兩種種估估計計方方法法(以以估估計計 9 95 5% %可可信信區(qū)區(qū)間間為為例例) : 2022-6-14192022-6-14202022-6-14212022-6-14222022-6-1423關(guān)于可信區(qū)間n可信區(qū)間的涵義可信區(qū)間的涵義 n可信區(qū)間的兩要素可信區(qū)間的兩要素n準確性(準確性(1 1)n精確性(區(qū)間的寬度)精確性(區(qū)間的寬度)2022-6-1425 某醫(yī)生用某醫(yī)生用A、B兩藥分別治療兩兩藥分別治療兩組高血壓患者(每組各組高血壓患
6、者(每組各5人)人) ,治,治療后療后A組平均降壓組平均降壓10mmHg,B組平組平均降壓均降壓5mmHg。問。問A、B兩藥療效兩藥療效有無差別?有無差別?數(shù)值變量資料的假設檢驗數(shù)值變量資料的假設檢驗 2022-6-14262022-6-1427第四節(jié) 假設檢驗的基本思想 與步驟 n1假設檢驗的意義假設檢驗的意義n2假設檢驗的基本步驟假設檢驗的基本步驟l 建立檢驗假設,決定取單、雙側(cè);建立檢驗假設,決定取單、雙側(cè);l 確立檢驗顯著性水準確立檢驗顯著性水準 。l 選定檢驗方法并計算檢驗統(tǒng)計量選定檢驗方法并計算檢驗統(tǒng)計量l 確定確定P值值l 作出推斷性結(jié)論作出推斷性結(jié)論本節(jié)要求n了解假設檢驗的意義
7、了解假設檢驗的意義n熟悉假設檢驗的基本步驟熟悉假設檢驗的基本步驟n熟悉下列名詞概念:熟悉下列名詞概念: 檢驗假設、備擇假設;單側(cè)檢驗、雙側(cè)檢驗;檢驗假設、備擇假設;單側(cè)檢驗、雙側(cè)檢驗;檢驗水準(顯著性水準);檢驗統(tǒng)計量;檢驗水準(顯著性水準);檢驗統(tǒng)計量;P值值n掌握掌握、P及與檢驗結(jié)論的關(guān)系及與檢驗結(jié)論的關(guān)系 2022-6-14282022-6-1429假設檢驗的意義假設檢驗的意義n假設檢驗的基本意義就是通過分辨兩個樣本假設檢驗的基本意義就是通過分辨兩個樣本是否分別屬于兩個不同總體,從而對總體作是否分別屬于兩個不同總體,從而對總體作出適當?shù)慕Y(jié)論。出適當?shù)慕Y(jié)論。n兩個樣本的概念也可以擴展為三個
8、及以上的兩個樣本的概念也可以擴展為三個及以上的樣本。樣本。n與此類似的,假設檢驗的意義也包括:分辨與此類似的,假設檢驗的意義也包括:分辨一個樣本是否屬于某特定總體等一個樣本是否屬于某特定總體等n概括地說:通過分析樣本數(shù)據(jù)推論總體信息概括地說:通過分析樣本數(shù)據(jù)推論總體信息2022-6-1430 例例10-16 經(jīng)大規(guī)模調(diào)查得一般經(jīng)大規(guī)模調(diào)查得一般健康成年男子血清總膽固醇均數(shù)為健康成年男子血清總膽固醇均數(shù)為4.6mmol/L,今隨機調(diào)查某單位食,今隨機調(diào)查某單位食堂成年男性炊事員堂成年男性炊事員25名,測得血清名,測得血清總膽固醇均數(shù)為總膽固醇均數(shù)為5.1mmol/L,標準,標準差為差為0.88m
9、mol/L,問該單位食堂成,問該單位食堂成年男性炊事員血清總膽固醇均數(shù)與年男性炊事員血清總膽固醇均數(shù)與健康成年男性血清總膽固醇均數(shù)有健康成年男性血清總膽固醇均數(shù)有無差別?無差別?2022-6-1431實例分析:例實例分析:例10-1610-16 2022-6-14322022-6-14332022-6-1434關(guān)于n就是拒絕還是不拒絕H0 的界線,也即拒絕H0 時允許犯(假陽性)錯誤的概率n可大可小,研究者應根據(jù)研究目的而定:如果為篩選可疑因素(病例), 應大些;如果為確診, 則應小些。n最常選用的為0.052022-6-1435關(guān)于P與t的關(guān)系n若檢驗統(tǒng)計量t相應的 t界值( t, ),即t
10、 t,,則P;n若檢驗統(tǒng)計量t相應的 t界值( t, ),即t t,,則P 2022-6-14362022-6-1438第五節(jié) 均數(shù)的t檢驗與u檢驗n一一. .樣本均數(shù)與總體均數(shù)比較的樣本均數(shù)與總體均數(shù)比較的t t檢驗檢驗( (掌握掌握) )n二二. .成組設計兩樣本均數(shù)比較的成組設計兩樣本均數(shù)比較的t t 檢驗檢驗 ( (重點掌握重點掌握) )n三三. .配對設計的配對設計的t t檢驗檢驗( (重點掌握重點掌握) )n四四. .成組成組 設計兩大樣本均數(shù)比較的設計兩大樣本均數(shù)比較的u u檢驗檢驗 (了解)(了解)n五五. .關(guān)于關(guān)于I型錯誤與型錯誤與II型錯誤型錯誤(了解)(了解) n六六.
11、 .假設檢驗的注意事項假設檢驗的注意事項(自學)(自學) 2022-6-1439一、樣本均數(shù)與總體均數(shù)比較一、樣本均數(shù)與總體均數(shù)比較 2022-6-14412022-6-1442二、成組設計的兩樣本均數(shù)比二、成組設計的兩樣本均數(shù)比較的較的t檢驗檢驗2022-6-14432022-6-14442022-6-14452022-6-1446二、成組設計兩樣本均數(shù)比較的二、成組設計兩樣本均數(shù)比較的t檢驗(續(xù))檢驗(續(xù))2022-6-14472022-6-14482022-6-1449三、配對設計的三、配對設計的t t檢驗檢驗2022-6-14502022-6-14512022-6-1452三、配對設計
12、的三、配對設計的t檢驗(續(xù))檢驗(續(xù))n資料類型資料類型n配對目的配對目的n資料處理方法資料處理方法 2022-6-14531 1、資料類型:、資料類型:l同一對象處理前后;同一對象處理前后; l同一對象接受兩種處理;同一對象接受兩種處理; l不同對象組成對子不同對象組成對子 特點:成對數(shù)據(jù)特點:成對數(shù)據(jù)2022-6-14542022-6-14552022-6-14562022-6-14572022-6-14582022-6-1459t t檢驗的應用條件是檢驗的應用條件是:2022-6-1460四四. 成組設計兩大樣本均數(shù)比較的成組設計兩大樣本均數(shù)比較的U檢驗檢驗n例例10-21 男女健康成人
13、紅細胞數(shù)(單男女健康成人紅細胞數(shù)(單位位:1012/L),), 各測定各測定150人,男性均數(shù)人,男性均數(shù)為為4.71,標準差為標準差為0.50;女性均數(shù)為;女性均數(shù)為4.22,標準差為標準差為0.55。問該地男女紅細胞數(shù)有。問該地男女紅細胞數(shù)有無差別。無差別。2022-6-14612022-6-1462歸納:假設檢驗的基本過程n首先分析樣本信息,選擇正確的假設檢驗方首先分析樣本信息,選擇正確的假設檢驗方法法n建立假設,確立顯著性水準并計算相應的檢建立假設,確立顯著性水準并計算相應的檢驗統(tǒng)計量驗統(tǒng)計量n根據(jù)檢驗統(tǒng)計量的分布規(guī)律,求得檢驗假設根據(jù)檢驗統(tǒng)計量的分布規(guī)律,求得檢驗假設成立的概率成立的
14、概率P(查表得到)(查表得到)n根據(jù)根據(jù)P的大小,按照事先設立的顯著性水準,的大小,按照事先設立的顯著性水準,對檢驗假設作出取舍,從而得出檢驗結(jié)論。對檢驗假設作出取舍,從而得出檢驗結(jié)論。2022-6-1463關(guān)于檢驗統(tǒng)計量的計算公式n不同的檢驗方法,需計算不同的(相對應的)統(tǒng)計統(tǒng)計量;n即使是同一種假設檢驗,由于資料的不同,檢驗統(tǒng)計量的計算公式也不同。故需正確選擇之。2022-6-1464五、五、I型錯誤與型錯誤與II型錯誤型錯誤 2022-6-1465五、五、I型錯誤與型錯誤與II型錯誤型錯誤 2022-6-1466五、五、I型錯誤與型錯誤與II型錯誤型錯誤 2022-6-1467 H0成立
15、 判 斷 正 確 判斷錯誤 第一類錯誤 H0不成立 判 斷 錯 誤 判斷正確 第二類錯誤 2022-6-1468六、應用假設檢驗時的注意事項六、應用假設檢驗時的注意事項 1. 要有嚴密的設計, 以保證樣本來自同質(zhì)總要有嚴密的設計, 以保證樣本來自同質(zhì)總體, 組間必須保證其均衡性與可比性。 除研究因體, 組間必須保證其均衡性與可比性。 除研究因素以外, 其它對結(jié)果有影響的因素應盡可能相同素以外, 其它對結(jié)果有影響的因素應盡可能相同或相近?;蛳嘟?2. 應根據(jù)設計的類型及變量的類型、樣本應根據(jù)設計的類型及變量的類型、樣本含量的大小,選用正確的方法。含量的大小,選用正確的方法。 2022-6-14
16、693 同同一份資料,用同一種檢驗法,取單側(cè)或一份資料,用同一種檢驗法,取單側(cè)或雙側(cè)檢驗可能會導致相反的結(jié)論,雙側(cè)檢驗可能會導致相反的結(jié)論,單側(cè)檢驗單側(cè)檢驗容易得出“有差異”這一結(jié)論。所以若無充容易得出“有差異”這一結(jié)論。所以若無充分的根據(jù)或理由,一般不作單側(cè)檢驗分的根據(jù)或理由,一般不作單側(cè)檢驗。如果如果作作單側(cè)檢驗應表明之,雙側(cè)則可省略。單側(cè)檢驗應表明之,雙側(cè)則可省略。 2022-6-14704 4正正確確理理解解差差別別有有無無統(tǒng)統(tǒng)計計學學意意義義的的含含義義:假假設設檢檢驗驗中中,凡凡拒拒絕絕0H,接接受受1H者者,稱稱作作“差差別別有有統(tǒng)統(tǒng)計計學學意意義義” ;反反之之,若若不不拒拒絕
17、絕0H,則則稱稱“差差別別無無統(tǒng)統(tǒng)計計學學意意義義” 。此此處處差差別別有有無無統(tǒng)統(tǒng)計計學學意意義義僅僅表表明明被被比比較較的的雙雙方方之之差差別別由由抽抽樣樣誤誤差差引引起起的的概概率率的的大大小小, 并并不不表表示示雙雙方方實實際際差差別別的的大大小小。 因因此此假假設設檢檢驗驗只只能能得得出出是是否否有有差差別別的的結(jié)結(jié)論論,不不能能得得出出差差別別是是否否顯顯著著的的結(jié)結(jié)論論。若若要要判判斷斷實實際際差差別別之之大大小小,必必須須考考察察實實際際資資料料,并并結(jié)結(jié)合合專專業(yè)業(yè)知知識識作作出出判判斷斷。 2022-6-14715 結(jié)論不能絕對化,尤其是當結(jié)論不能絕對化,尤其是當 P 接近
18、于接近于 時,下結(jié)論更要慎重。時,下結(jié)論更要慎重。另外,如前所述,拒絕另外,如前所述,拒絕H0,有可能產(chǎn)生,有可能產(chǎn)生 I 型誤差;型誤差;不不拒絕拒絕 H0,有可能產(chǎn),有可能產(chǎn)生生 II 型誤差。型誤差。換言之,任何一種統(tǒng)計結(jié)論均存在換言之,任何一種統(tǒng)計結(jié)論均存在犯錯誤的概率(當然是小概率) ,所以不能用“證犯錯誤的概率(當然是小概率) ,所以不能用“證明”一類的詞語作檢驗結(jié)論。明”一類的詞語作檢驗結(jié)論。 6 報告結(jié)論時應同時標明檢驗統(tǒng)計量、報告結(jié)論時應同時標明檢驗統(tǒng)計量、P值、單雙側(cè)。除統(tǒng)計結(jié)論外,還應包括專業(yè)結(jié)論值、單雙側(cè)。除統(tǒng)計結(jié)論外,還應包括專業(yè)結(jié)論 2022-6-14722022-
19、6-14732022-6-14742022-6-1475第六節(jié) 方差分析n一、方差分析的基本思想一、方差分析的基本思想(熟悉)(熟悉)n二、完全隨機設計的多個樣本均數(shù)二、完全隨機設計的多個樣本均數(shù) 的比較的比較(掌握)(掌握)n三、多個樣本均數(shù)間的兩兩比較的三、多個樣本均數(shù)間的兩兩比較的 q q檢驗(檢驗(SNKSNK法)法)(了解)(了解)n四、隨機區(qū)組資料的方差分析四、隨機區(qū)組資料的方差分析(了解)(了解)n五、多個實驗組與一個對照組均數(shù)間的五、多個實驗組與一個對照組均數(shù)間的 n 兩兩比較(兩兩比較(LSDLSD法)法)(了解)(了解)2022-6-1476方差分析概述(掌握)nAnaly
20、sis of variance (ANOVA)n可看作是t檢驗的擴展n1928年由英國統(tǒng)計學家R.A.Fisher首先提出,故又稱F檢驗檢驗n檢驗統(tǒng)計量為F值n多個均數(shù)比較的最常用方法n變異度分析:對變異進行分解:總變異、組間變異、組內(nèi)變異2022-6-1477一、方差分析的基本思想一、方差分析的基本思想n 例例10-22 為研究為研究胃癌與胃黏膜細胞中胃癌與胃黏膜細胞中DNA含量的關(guān)系含量的關(guān)系,分別分別測定正常人、胃黏膜測定正常人、胃黏膜增生和胃癌患者的胃增生和胃癌患者的胃黏膜細胞中黏膜細胞中DNA含量含量(A.U),數(shù)據(jù)如表數(shù)據(jù)如表10-7,試問三組人群的胃黏試問三組人群的胃黏膜細胞中膜
21、細胞中DNA含量是含量是否不同?否不同?iXiX03613482152.s.x 表表10-7資料中資料中:N=39 k=32022-6-1478變異的分析:變異的分析:2022-6-14792022-6-14802022-6-14812022-6-1482方差分析的基本思想方差分析的基本思想2022-6-1483方差分析的基本思想(續(xù))方差分析的基本思想(續(xù))nF值值大到什么程度方可拒絕檢驗假設?大到什么程度方可拒絕檢驗假設?此應根據(jù)此應根據(jù)F值的分布概率及檢驗水準來值的分布概率及檢驗水準來決定決定n F值的分布概率可查表獲得值的分布概率可查表獲得n方差分析從分析各種變異入手,通過比方差分析從
22、分析各種變異入手,通過比較組內(nèi)與組間變異的相對大小,作出統(tǒng)較組內(nèi)與組間變異的相對大小,作出統(tǒng)計學結(jié)論。計學結(jié)論。2022-6-1484完全隨機設計資料的方差分析完全隨機設計資料的方差分析2022-6-1485例10-24 方差分析過程1.1.建立檢驗假設:建立檢驗假設: H H0 0: : 1 1= = 2 2 = = 3 3 H H1 1: 1 1、 2 2 、 3 3不等或不全相等。不等或不全相等。 雙側(cè)雙側(cè) =0.05=0.052 .2 .計算檢驗統(tǒng)計量計算檢驗統(tǒng)計量F F值(見下表):值(見下表): F F=63.73=63.732022-6-14862022-6-1487二、完全隨機
23、設計的多個樣本均二、完全隨機設計的多個樣本均數(shù)的比較(單因素方差分析)數(shù)的比較(單因素方差分析)2022-6-1488例10-24 方差分析過程3. 3. 確定確定P P值,作結(jié)論:值,作結(jié)論: 以組間以組間為為1 1,組內(nèi),組內(nèi)為為2 2,查附表,查附表 3 3、4 4,得,得, , F F0.01(2,36)0.01(2,36)=5.25,=5.25,今今F F=63.73=63.73 P P0.01 ,0.01 ,可認為三種人群可認為三種人群胃黏膜細胞胃黏膜細胞 中中DNA含量含量不同或不全相同不同或不全相同。 2022-6-1489n上述結(jié)論僅說明比較的幾個總體間有差別,但并不說明每兩
24、個總體間均有差別,也不說明差別存在于哪些總體間。要回答這些問題,應進一步作兩兩比較,也稱作均數(shù)的多重比較(注意:不可以作注意:不可以作多次多次t 檢驗檢驗)n多重比較的方法較多,本節(jié)介紹兩種:n多個樣本均數(shù)間的兩兩比較(掌握)n多個實驗組與一個對照組均數(shù)間的兩兩比較(了解)2022-6-1490三、三、多個樣本均數(shù)間的兩兩比較多個樣本均數(shù)間的兩兩比較的的 q q檢驗檢驗(Student-Newman-Keuls(Student-Newman-Keuls法法, ,簡稱簡稱SNKSNK法法) )nn(2MSss/ )XX(qBAXXXXBABABA11 誤差誤差2022-6-1491例10-27,
25、對例10-24資料進一步分析:H H0 0:任:任兩對比組人群的胃黏膜細胞中兩對比組人群的胃黏膜細胞中 DNADNA含量的總體均數(shù)相等,即含量的總體均數(shù)相等,即 A A= = B B H H1 1: A A B B 雙側(cè)雙側(cè) =0.05=0.052022-6-1492n將將3個樣本均數(shù)由大到小順序排列并編個樣本均數(shù)由大到小順序排列并編秩:秩: 均數(shù)均數(shù) 12.221 14.725 19.692 秩次秩次 1 2 3 組別組別 正常人正常人 胃黏膜增生胃黏膜增生 胃癌胃癌2022-6-1493計算n本例n1=14 n2=12 n3=13, nMS誤差誤差= MS組內(nèi)組內(nèi)=3.03n代入公式,A,
26、B,C分別代表1,2,3組。得:BAXXs2022-6-1494計算BAXXs4741. 0)131141(203. 34927. 0)131121(203. 34842. 0)121141(203. 3313221 XXXXXXsss2022-6-1495列出兩兩比較的q檢驗計算表:2022-6-1496推斷結(jié)論:n按按=0.05水準,三種組合均拒絕水準,三種組合均拒絕H0,接,接受受H1,差別有統(tǒng)計學意義。即可以認為,差別有統(tǒng)計學意義。即可以認為三種三種人群的胃黏膜細胞中人群的胃黏膜細胞中DNA含量的總含量的總體均數(shù)均不等體均數(shù)均不等,以正常人最低,胃癌患,以正常人最低,胃癌患者最高。者最
27、高。2022-6-1497三、隨機區(qū)組資料的方差分析n即配伍組設計,為配對設計的擴展即配伍組設計,為配對設計的擴展n例例10-26 10-26 某醫(yī)師為研究脾切除手術(shù)過某醫(yī)師為研究脾切除手術(shù)過程中門靜脈壓力(程中門靜脈壓力(kPakPa)的變化,分別)的變化,分別測定測定1313名患者切脾后、賁門周圍斷流后、名患者切脾后、賁門周圍斷流后、胃底斷流后三個不同時期門靜脈壓力,胃底斷流后三個不同時期門靜脈壓力,數(shù)據(jù)見表數(shù)據(jù)見表10-910-9。試作分析。試作分析。2022-6-1498表10-9 脾切除手術(shù)中不同時期的門靜脈壓力病例號門脈壓(kPa)切脾后賁門周圍斷流后胃底斷流后46.5646.97
28、49.30142.833.5823.6133.7923.662173.737178.167196.412548.316jXiXiX2iX2022-6-1499例10-26ni表示不同時期(處理),表示不同時期(處理),j表示不同區(qū)表示不同區(qū)組(個體)組(個體)n處理因素處理因素i:3個不同的手術(shù)時期個不同的手術(shù)時期n區(qū)組因素區(qū)組因素j:13個不同個體個不同個體n總變異包括處理間、區(qū)組間及隨機誤差總變異包括處理間、區(qū)組間及隨機誤差nSS總總=SS處理處理SS區(qū)組區(qū)組SS誤差誤差2022-6-14100例10-26n總總=處理處理區(qū)組區(qū)組誤差誤差n總總=n-1; 處理處理=k-1; 區(qū)組區(qū)組=b-
29、1; n誤差誤差= 總總 - 處理處理 -區(qū)組區(qū)組2022-6-14101例10-26 建立檢驗假設:n處理組間處理組間:H H0 0: 1 1 = = 2 2 = = 3 3 nH H1 1:三個時期的門脈壓力不等或不全相等:三個時期的門脈壓力不等或不全相等n區(qū)組間:區(qū)組間: H H0 0:不同病例間門脈壓力相等:不同病例間門脈壓力相等nH H1 1:不同病例的門脈壓力不等或不全相等:不同病例的門脈壓力不等或不全相等n均取均取0.05各種變異(SS)的計算2022-6-14102CXbCbXSSii221處理CXSS2總CXkCkXSSjj221配伍2022-6-14103例10-26 檢驗
30、統(tǒng)計量的計算nC=(X)2/N=142.832/39=523.087nSS總總=X2-C=548.316-523.087=25.229nSS處理處理=1/13(46.562+46.972+49.302)-C=0.336nSS區(qū)組區(qū)組=1/3(10.982+5.302+9.612)-Cn =546.901-523.087=23.814nSS誤差誤差= SS總總 SS處理處理 SS區(qū)組區(qū)組n 25.2290.33623.8141.0792022-6-141042022-6-14105例10-26 結(jié)論:n處理組間處理組間:拒絕:拒絕H H0 0,接受,接受H H1 1,可認為三個,可認為三個時期的門脈壓力不等或不全相等時期的門脈壓力不等或不全相等n區(qū)組間:區(qū)組間:拒絕拒絕H H0 0,接受,接受H H1 1,可認為不同病,可認為不同病例的門脈壓力不等或不全相等例的門脈壓力不等或不全相等2022-6-14106例10-28 對例10-26中其他兩組與“切脾組”比較:n方法:多個實驗組與一
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