抽樣誤差和總體均數(shù)估計(jì)二

會(huì)計(jì)學(xué)1抽樣誤差和總體均數(shù)估計(jì)二2

標(biāo)準(zhǔn)誤（Se）：衡量抽樣誤差的大小?？尚艆^(qū)間（CI）：是按預(yù)先給定的概率確定的包含未知總體參數(shù)的一個(gè)范圍?？尚艆^(qū)間的計(jì)算?？尚艆^(qū)間與參考值范圍的區(qū)別。復(fù)習(xí)第1頁(yè)/共63頁(yè)

例3-5某醫(yī)生測(cè)量了36名從事鉛作業(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。問(wèn)從事鉛作業(yè)工人的血紅蛋白是否不同于正常成年男性平均值140g/L?1.抽樣誤差2.總體均數(shù)不同(樣本來(lái)自不同的總體)均數(shù)之間比較的問(wèn)題假設(shè)檢驗(yàn)(HypothesisTest)第2頁(yè)/共63頁(yè)4主要內(nèi)容第一節(jié)均數(shù)的抽樣誤差與標(biāo)準(zhǔn)誤第二節(jié)t分布第三節(jié)總體均數(shù)的估計(jì)第四節(jié)t檢驗(yàn)及其應(yīng)用條件第五節(jié)假設(shè)檢驗(yàn)的注意事項(xiàng)第3頁(yè)/共63頁(yè)5服A藥的所有患者(總體)假設(shè)檢驗(yàn)的思想－反證法，小概率A藥的胃腸道不良反應(yīng)率是1％

提出假設(shè)

拒絕假設(shè)!作出決策在假設(shè)的前提下，發(fā)生的概率只有0.049抽取樣本5人中1人有不良反應(yīng)第4頁(yè)/共63頁(yè)6假設(shè)檢驗(yàn)中的小概率原理什么是小概率？

1.在一次試驗(yàn)中，小概率事件幾乎不可能發(fā)生

2.在一次試驗(yàn)中小概率事件一旦發(fā)生，我們就有理由拒絕檢驗(yàn)假設(shè)

3.小概率由研究者事先確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)(significantlevel)，多小？發(fā)生概率第5頁(yè)/共63頁(yè)7H0：1＝0根據(jù)樣本，計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，估計(jì)P值H1：10檢驗(yàn)假設(shè)hypothesistobetested備擇假設(shè)alternativehypothesis假設(shè)檢驗(yàn)的步驟步驟1步驟2=0.05檢驗(yàn)水準(zhǔn)significantlevel成立時(shí)第6頁(yè)/共63頁(yè)8P值意義：在H0規(guī)定的總體中進(jìn)行隨機(jī)抽樣，得到等于及大于（或等于及小于）現(xiàn)有樣本統(tǒng)計(jì)量的概率。即抽樣得到現(xiàn)有樣本及比其更為極端的樣本的概率。P值越小，越有理由拒絕H0。計(jì)算：由檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量及其分布特征得到，查表（范圍）或軟件（具體值）確定。第7頁(yè)/共63頁(yè)9H0：1＝0根據(jù)樣本，計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，估計(jì)P值即樣本沒(méi)有提供充分的證據(jù)拒絕H0即樣本信息不支持H0與檢驗(yàn)假設(shè)H0相對(duì)立的備擇假設(shè)H1支持H1：10檢驗(yàn)假設(shè)hypothesistobetested備擇假設(shè)alternativehypothesis

不拒絕若P>0.05拒絕若P0.05假設(shè)檢驗(yàn)的步驟步驟1步驟2步驟3=0.05檢驗(yàn)水準(zhǔn)significantlevel成立時(shí)第8頁(yè)/共63頁(yè)10H0：鉛作業(yè)工人的平均Hgb含量與正常成年男性相同（即1=0）H1：鉛作業(yè)工人的平均Hgb含量與正常成年男性不同（即10）檢驗(yàn)水準(zhǔn)：＝0.0536名鉛作業(yè)男性工人的平均Hgb含量為130.83g/L樣本已知總體正常成年男性的平均Hgb含量(0)總體1從事鉛作業(yè)男性工人的平均Hgb含量(1)正常成年男性的平均Hgb含量140g/L＝？第四節(jié)t檢驗(yàn)一、單樣本t檢驗(yàn)(onesamplet-test)第9頁(yè)/共63頁(yè)11均數(shù)~Studentt分布自由度：n-1標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布N(0，12)t統(tǒng)計(jì)量：自由度（df）：在假定成立的前提下（即H0成立），計(jì)算某個(gè)統(tǒng)計(jì)量，能自由取值的數(shù)據(jù)個(gè)數(shù)。第10頁(yè)/共63頁(yè)本例，計(jì)算t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：第11頁(yè)/共63頁(yè)13t

分布曲線下面積的分布規(guī)律（雙側(cè)）-2.0302.03-2.142.14第12頁(yè)/共63頁(yè)3、確定P值，下結(jié)論。

P值的確定：由附表2。原則：算得的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量t值tα/2,ν界值，則Pα。本例，t=2.138>t0.05/2,35=2.030，故P<0.05結(jié)論：按＝0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，拒絕H0，樣本均數(shù)與總體均數(shù)的差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可認(rèn)為從事鉛作業(yè)的男性工人平均Hgb含量低于正常成年男性。第13頁(yè)/共63頁(yè)15t統(tǒng)計(jì)量的提出Fisher，E.Pearson和Neyman完善了t檢驗(yàn)的理論Gosset提出實(shí)際問(wèn)題,Fisher和E.Pearson將其轉(zhuǎn)成統(tǒng)計(jì)問(wèn)題,Neyman歸納為數(shù)學(xué)問(wèn)題1925年，F(xiàn)isher發(fā)表《t分布的應(yīng)用》，定義第14頁(yè)/共63頁(yè)可信區(qū)間從事鉛作業(yè)男性工人平均血紅蛋白含量的95%可信區(qū)間：該可信區(qū)間在μ0=140g/L，故可認(rèn)為從事鉛作業(yè)的男性工人平均Hgb含量低于正常成年男性。第15頁(yè)/共63頁(yè)17結(jié)果的中英文報(bào)告結(jié)論：按＝0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，可認(rèn)為從事鉛作業(yè)的男性工人平均Hgb含量低于正常成年男性（t=2.14，P=0.039）。從事鉛作業(yè)男性工人平均血紅蛋白含量的95%可信區(qū)間為（122.12，139.54）g/L。Results：Resultsofone-samplet-testunderthesignificantlevelof0.05indicatedstatisticallysignificantdifferencesonthemeanHgblevelbetweenthemaleworkersexposedtoleadandnormalaldultsmen(t=2.14,P=0.039).The95%CIofthemeanHgblevelinthemaleworkersexposedtoleadwas（122.12，139.54）g/L.第16頁(yè)/共63頁(yè)18假設(shè)檢驗(yàn)中的單側(cè)檢驗(yàn)和雙側(cè)檢驗(yàn)假設(shè)研究的問(wèn)題兩參數(shù)是否相等？一個(gè)參數(shù)是否較另一個(gè)大（或?。?？雙側(cè)檢驗(yàn)單側(cè)檢驗(yàn)H0

=０

=０H1≠

０

>

０或

<

０

根據(jù)研究目的與專業(yè)知識(shí)確定。如認(rèn)為從事鉛作業(yè)男性工人的Hgb含量不可能高于正常成年男性，則可選用單側(cè)檢驗(yàn)。第17頁(yè)/共63頁(yè)19例s-1為比較某藥治療流行性出血熱的療效，將72名流行性腦炎患者隨機(jī)分為兩組，兩組樣本量、均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差分別為n1=32，,S1=1.9;n2=40，,S2=2.7。問(wèn)試驗(yàn)組和對(duì)照組的平均退熱天數(shù)有無(wú)差別？雙側(cè)檢驗(yàn)的例子H0：1＝2；H1：12第18頁(yè)/共63頁(yè)20雙側(cè)檢驗(yàn)

雙側(cè)檢驗(yàn)(two-sidedtest)的備擇假設(shè)Ｈ１中包含不等號(hào)（如：m≠m0），實(shí)際上包括兩種情況：m>m0或m<m0，無(wú)方向性。不拒絕H0界值界值a/2

a/2

拒絕域拒絕域1-＝0第19頁(yè)/共63頁(yè)21單側(cè)檢驗(yàn)的例子例d-11995年已知某地20歲應(yīng)征入伍男青年的平均身高為168.5cm。2003年在當(dāng)?shù)?0歲應(yīng)征入伍的男青年中隨機(jī)抽取了85人，平均身高為171.2cm，標(biāo)準(zhǔn)差為5.3cm，問(wèn)2003年當(dāng)?shù)?0歲應(yīng)征入伍男青年的平均身高是否較1995年有所提高？H0：＝168.5；H1：>168.5第20頁(yè)/共63頁(yè)22＝0單側(cè)檢驗(yàn)

單側(cè)檢驗(yàn)(one-sidedtest)的備擇假設(shè)Ｈ１帶有方向性，如：m<m0或者m>m0，實(shí)際中只可能出現(xiàn)一種情況。不拒絕H0界值a拒絕域1-第21頁(yè)/共63頁(yè)23單側(cè)檢驗(yàn)與雙側(cè)檢驗(yàn)的關(guān)系1、相同檢驗(yàn)水準(zhǔn)下，單側(cè)界值小于雙側(cè)界值，故單側(cè)檢驗(yàn)比雙側(cè)檢驗(yàn)更容易獲得有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的結(jié)果。<第22頁(yè)/共63頁(yè)

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)得該地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？單側(cè)檢驗(yàn)與雙側(cè)檢驗(yàn)H0：難產(chǎn)兒出生體重與一般嬰兒相同（即1=0）H1：難產(chǎn)兒出生體重與一般嬰兒不同（即10

）＝0.05t=1.77<t0.05/2,34=2.03，故P>0.05結(jié)論：按＝0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，不拒絕H0，樣本均數(shù)與總體均數(shù)的差別無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為難產(chǎn)兒出生體重的均數(shù)與一般新生兒不同。第23頁(yè)/共63頁(yè)

如根據(jù)專業(yè)知識(shí)認(rèn)為難產(chǎn)兒的出生體重不可能小于一般新生兒，選用單側(cè)檢驗(yàn)：

H0:=3.30

H1:>3.30=0.05t=1.77>t0.05,34=1.69，P<0.05結(jié)論：在=0.05的水平上，拒絕H0，接受H1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，認(rèn)為難產(chǎn)兒出生體重大于一般新生兒。單側(cè)檢驗(yàn)與雙側(cè)檢驗(yàn)第24頁(yè)/共63頁(yè)262、選用何種檢驗(yàn)應(yīng)在研究設(shè)計(jì)階段作出規(guī)定，不應(yīng)在算得檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量后再主觀選定，特別是單側(cè)檢驗(yàn)。3、兩個(gè)均數(shù)或兩個(gè)率的比較一般采用雙側(cè)檢驗(yàn)，除非專業(yè)上有非常充分的理由。單側(cè)檢驗(yàn)與雙側(cè)檢驗(yàn)的關(guān)系第25頁(yè)/共63頁(yè)二、配對(duì)樣本t檢驗(yàn)(pairedt-test)

適用資料：配對(duì)設(shè)計(jì)資料配對(duì)設(shè)計(jì)：對(duì)符合設(shè)計(jì)要求的觀察對(duì)象，在隨機(jī)分組之前，先按其生物學(xué)屬性配對(duì)。一對(duì)數(shù)據(jù)不可分割。影響實(shí)驗(yàn)效應(yīng)的主要非處理因素第26頁(yè)/共63頁(yè)常見(jiàn)有以下三種配對(duì)設(shè)計(jì)情況：①配成對(duì)子的兩個(gè)個(gè)體分別隨機(jī)分配兩種不同的處理；②同一個(gè)體同時(shí)分配兩種不同處理；③同一受試對(duì)象接受（一種）處理前后。第27頁(yè)/共63頁(yè)29情況1：將兩只同窩、同性別、體重相似的大鼠配成對(duì)子，共8對(duì)，每對(duì)動(dòng)物隨機(jī)接受不同處理。

不同飼料大鼠肝中維生素A含量對(duì)子編號(hào)正常飼料組缺乏維生素E組

11.070.7420.600.7230.900.5441.190.98..……80.920.53第28頁(yè)/共63頁(yè)例3-6為比較兩種方法對(duì)乳酸飲料中脂肪含量測(cè)定結(jié)果是否不同，隨機(jī)抽取了10份乳酸飲料制品，分別用脂肪酸水解法和哥特里－羅紫法測(cè)定，問(wèn)兩種方法的測(cè)定結(jié)果是否不同？第29頁(yè)/共63頁(yè)第30頁(yè)/共63頁(yè)1.建立假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)α。

H0：d=0（即兩種方法的測(cè)定結(jié)果相同）

H1：d≠0（即兩種方法的測(cè)定結(jié)果不同）

α=0.052.計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。第31頁(yè)/共63頁(yè)3.確定P值，下結(jié)論。

=n-1=10-1=9,查附表2:t界值表，得雙側(cè)t0.05/2,9=2.262,今t>t0.05/2,9，P<0.05。結(jié)論：按α=0.05水準(zhǔn),拒絕H0，接受H1，兩者的差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可認(rèn)為兩種方法對(duì)脂肪含量的測(cè)定結(jié)果不同，哥特里－羅紫法測(cè)定結(jié)果較高。第32頁(yè)/共63頁(yè)例：應(yīng)用某藥治療9例高血壓病人，治療前后舒張壓如表3，試問(wèn)用藥前后舒張壓有無(wú)變化？實(shí)驗(yàn)中自身前后對(duì)照的問(wèn)題第33頁(yè)/共63頁(yè)表3高血壓病人用某藥治療前后的舒張壓（kPa）病人編號(hào)治療前治療后差數(shù)dd2112.811.71.11.21213.113.10.00.00314.914.40.50.25414.413.60.80.64513.613.10.50.25613.113.3-0.20.04713.312.80.50.25814.113.60.50.25913.312.31.01.00合計(jì)

4.73.89第34頁(yè)/共63頁(yè)H0：μd=0（該藥治療前后的舒張壓無(wú)變化）

H1：μd≠0（該藥治療前后的舒張壓有變化）

α=0.05自由度=n-1=8，查t界值表得t0.05/2,8=2.306。本例t=3.714＞t0.05/2,8，P＜0.05。按α=0.05檢驗(yàn)水平，拒絕H0，接受H1，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可認(rèn)為治療前后舒張壓有變化。該藥物有降壓作用？自身前后配對(duì)設(shè)計(jì)應(yīng)設(shè)立對(duì)照組(如例3-7)第35頁(yè)/共63頁(yè)三、兩樣本t檢驗(yàn)(two-samplet-test)

適用資料：完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料

完全隨機(jī)設(shè)計(jì)：將受試對(duì)象完全隨機(jī)地分為兩組，分別接受兩種不同的處理。兩組例數(shù)可相等或不等，數(shù)據(jù)間相互獨(dú)立，無(wú)對(duì)子關(guān)系。第36頁(yè)/共63頁(yè)兩樣本t檢驗(yàn)的主要方法1、兩總體方差相等的t檢驗(yàn)

2、兩總體方差不相等的情況（軟件）

2.1Cochran&Cox近似t檢驗(yàn)

2.2Satterthwaite近似t檢驗(yàn)

2.3Welch近似t檢驗(yàn)第37頁(yè)/共63頁(yè)例3-7為研究國(guó)產(chǎn)四類新藥阿卡波糖膠囊的降血糖效果，某醫(yī)院用40名2型糖尿病病人進(jìn)行同期隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)。試驗(yàn)者將病人隨機(jī)等分到試驗(yàn)組（用阿卡波糖膠囊）和對(duì)照組（用拜糖平膠囊），分別測(cè)得試驗(yàn)開(kāi)始前和8周后的空腹血糖，算得空腹血糖下降值（表3-4），能否認(rèn)為該國(guó)產(chǎn)四類新藥阿卡波糖膠囊與拜糖平膠囊對(duì)空腹血糖的降糖效果不同？目的：1＝2？第38頁(yè)/共63頁(yè)401.建立假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)α。

H0：1=2

即兩組空腹血糖下降值相同

H1：12

即兩組空腹血糖下降值不同

α=0.05第39頁(yè)/共63頁(yè)

2.計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。第40頁(yè)/共63頁(yè)42合并方差：第41頁(yè)/共63頁(yè)

2.計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。第42頁(yè)/共63頁(yè)3.確定P值,下結(jié)論。

=n1+n2-2=20+20-2=38，查附表2，得t0.05/2,38=2.024，t<t0.05/2,38，P>0.05。結(jié)論：按α=0.05水準(zhǔn)，不拒絕H0，認(rèn)為兩者差別無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為阿卡波糖膠囊與拜唐蘋膠囊對(duì)空腹血糖的降糖效果不同。第43頁(yè)/共63頁(yè)t檢驗(yàn)的應(yīng)用條件（教材P57第六節(jié)）依據(jù)t分布的原理，要求：

1、樣本來(lái)自正態(tài)分布的總體；正態(tài)性檢驗(yàn)

圖示法：P-P圖、Q-Q圖計(jì)算法：矩法、W檢驗(yàn)法、D檢驗(yàn)法

2、兩樣本均數(shù)比較時(shí)，兩總體方差齊性(相等)。專業(yè)知識(shí)、軟件第44頁(yè)/共63頁(yè)方差齊性檢驗(yàn)

P62例3-11：對(duì)例3-7數(shù)據(jù)進(jìn)行方差齊性檢驗(yàn)。

1．建立假設(shè)

H0：12=22（兩總體方差相等）

H1：1222（兩總體方差不等）＝0.102．計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量

F＝S12(較大)/S22(較小)=3.06012/2.42052=1.5983．求P值，下結(jié)論。查附表3.1(方差齊性檢驗(yàn)用表、雙側(cè))

1=n1-1=20-1=19，2=n2-1=20-1=19

，

F<F0.10/2,20,19=2.15，P>0.10,按α=0.10水準(zhǔn)，不拒絕H0，尚不能認(rèn)為兩總體方差不齊。第45頁(yè)/共63頁(yè)方差不齊或非正態(tài)時(shí)，兩均數(shù)的比較方法方法1.僅方差不齊時(shí)，可采用近似t檢驗(yàn)，即t′檢驗(yàn)。專業(yè)統(tǒng)計(jì)軟件(如SPSS、SAS等)可直接給出結(jié)果。方法2.變量變換：對(duì)數(shù)變換、平方根變換、倒數(shù)變換等（P63-三）方法3.非參數(shù)檢驗(yàn)：秩和檢驗(yàn)等（ch8）第46頁(yè)/共63頁(yè)48一、假設(shè)檢驗(yàn)中的兩類錯(cuò)誤

第Ⅰ類錯(cuò)誤(typeⅠerror)－P時(shí)（“假陽(yáng)性”錯(cuò)誤、“棄真”）H0正確時(shí)，拒絕H0犯第Ⅰ類錯(cuò)誤的概率為P值（如：P=0.029）允許犯第Ⅰ類錯(cuò)誤的最大概率為（顯著性水平）第Ⅱ類錯(cuò)誤(typeⅡerror)－P>時(shí)（“假陰性”錯(cuò)誤、“存?zhèn)巍保〩0錯(cuò)誤時(shí)，不拒絕H0犯第Ⅱ類錯(cuò)誤的概率記為（可通過(guò)軟件計(jì)算）受兩總體參數(shù)的差值、、n、總體標(biāo)準(zhǔn)差影響第五節(jié)假設(shè)檢驗(yàn)的注意事項(xiàng)第47頁(yè)/共63頁(yè)49假設(shè)檢驗(yàn)的兩類錯(cuò)誤

假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)論

真實(shí)情況

拒絕H0，接受H1不拒絕H0H0成立(＝0)Ⅰ型錯(cuò)誤α推斷正確(1-α)H1成立(0)推斷正確(1-β)Ⅱ型錯(cuò)誤β1-β:稱為檢驗(yàn)效能或檢驗(yàn)功效(powerofatest)，即兩總體確有差別時(shí)，按檢驗(yàn)水準(zhǔn)α，能檢出有差別的能力，其值可通過(guò)軟件計(jì)算（如SAS、PASS）。第48頁(yè)/共63頁(yè)50要同時(shí)減少兩類錯(cuò)誤，唯一的方法是增大樣本量?jī)深愬e(cuò)誤的關(guān)系’>成立第49頁(yè)/共63頁(yè)51權(quán)衡危害，減少錯(cuò)誤例1：新藥與常規(guī)藥的療效比較中，各治療30人，新藥有效率80%，常規(guī)藥有效率70％。若拒絕“H0：兩藥療效相同”，則意味著新藥可以取代較為成熟的常規(guī)藥。為了不淘汰常規(guī)藥，應(yīng)將取的小一些。例2：新檢測(cè)方法與常規(guī)檢測(cè)方法的檢測(cè)效果比較中。若不拒絕“H0：兩種方法檢測(cè)效果相同”，則意味著新方法可以取代常規(guī)方法。為了對(duì)新方法的使用持慎重態(tài)度，應(yīng)將取的大一些，從而減小。第50頁(yè)/共63頁(yè)52二、假設(shè)檢驗(yàn)應(yīng)注意的問(wèn)題1.要有嚴(yán)密的研究設(shè)計(jì)

比較組間其他因素應(yīng)均衡，具有可比性。需從同質(zhì)總體中隨機(jī)抽樣，或隨機(jī)分配樣本。2.不同設(shè)計(jì)的數(shù)據(jù)應(yīng)選用不同檢驗(yàn)公式3.差別有“顯著性”的含義:

指樣本統(tǒng)計(jì)量的差別“顯著（有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義）”,因而推斷比較的總體參數(shù)不同。第51頁(yè)/共63頁(yè)534.結(jié)論不能絕對(duì)化

因統(tǒng)計(jì)結(jié)論具有概率性質(zhì)，不要使用“肯定”、“一定”、“必定”等詞。在報(bào)告結(jié)論時(shí)，應(yīng)寫出確切的P值，例P=0.002或P=0.156，而不簡(jiǎn)單寫成P﹤0.05或P＞0.05。第52頁(yè)/共63頁(yè)54①若P≤結(jié)論：按檢驗(yàn)水準(zhǔn)，P≤，拒絕H0，接受H1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(統(tǒng)計(jì)結(jié)論)?？烧J(rèn)為兩總體水平不同，或A組值高于B組(專業(yè)結(jié)論)。②若P＞結(jié)論：按檢驗(yàn)水準(zhǔn)，P＞，不拒絕H0，差別無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。還不能認(rèn)為該指標(biāo)的兩總體水平不同。結(jié)論的正確表達(dá)第53頁(yè)/共63頁(yè)555.統(tǒng)計(jì)“顯著性”與醫(yī)學(xué)“顯著性”

第54頁(yè)/共63頁(yè)565.統(tǒng)計(jì)“顯著性”與醫(yī)學(xué)“顯著性”

第55頁(yè)/共63頁(yè)576.可信區(qū)間與假設(shè)檢驗(yàn)的關(guān)系

（以兩均數(shù)比較為例）

可信區(qū)間t檢驗(yàn)相同點(diǎn)推斷μ1與μ2是否不同不同點(diǎn)可推斷μ1與μ2不能表達(dá)二者相差的程度相差的程度