SAS置信區(qū)間t檢驗(yàn)-課件

置信區(qū)間和t檢驗(yàn)置信區(qū)間和t檢驗(yàn)1總體均數(shù)的可信區(qū)間t分布法SAS函數(shù)：TINV

t=TINV(p,df)可求t分位數(shù)的函數(shù)，p是從-∞到當(dāng)前t分位數(shù)位置的面積。df=n-1（自由度）總體均數(shù)的可信區(qū)間t分布法2例：隨機(jī)抽取15名學(xué)生，記錄他們的性別（sex）、年齡（age）、體重（w）和身高（h），求：學(xué)生身高的95%置信區(qū)間。f1546156f1441149f1865165m1550160m1348155m1870180m1438150m1655165m1768176m1660170f1750160f1758160f1660165m1765175f1861162例：隨機(jī)抽取15名學(xué)生，記錄他們的性別（sex）、年齡（ag3dataa;input

sex$agewh@@;cards;f1546156f1441149f1865165m1550160m1348155m1870180m1438150m1655165m1768176m1660170f1750160f1758160F1660165m1765175f1861162；dataa;4proc

means;varh;Output

out=bmean=mean

std=sn=n;datac;setb;t=tinv(0.975,n-1);/*也可使用t=tinv(0.025,n-1);但此時(shí)計(jì)算出來的t界值為負(fù)數(shù)。*/yl=mean-t*s/sqrt(n);/*可信區(qū)間的下限*/y2=mean+t*s/sqrt(n);/*可信區(qū)間的上限*/proc

print;run;procmeans;5單樣本資料的

t檢驗(yàn)

目的:根據(jù)樣本均數(shù)推斷其總體均數(shù)

是否與已知總體均數(shù)0相等——與0的比較。應(yīng)用條件:獨(dú)立性正態(tài)性單樣本資料的t檢驗(yàn)?zāi)康?根據(jù)樣本均數(shù)推斷其總體6例1某鎮(zhèn)痛新藥在藥廠投入量產(chǎn)，已知該藥的生產(chǎn)技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)為：每片藥中平均有效藥物含量為40.4mg。為評價(jià)生產(chǎn)質(zhì)量是否達(dá)標(biāo)，現(xiàn)抽測10片藥物，結(jié)果為：41.3，40.8，38.7，42.7，43.0，38.6，42.7，39.5，42.1，42.1，問該廠是否達(dá)到生產(chǎn)要求？

例1某鎮(zhèn)痛新藥在藥廠投入量產(chǎn)，已知該藥的生產(chǎn)技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)為：每7dataaa;inputa@@;x=a-40.4;cards;41.340.838.742.743.038.642.739.542.142.1;數(shù)據(jù)步dataaa;數(shù)據(jù)步8

proc

means

mean

std

stderr

tprt;varx;run;proc

univariate

normal;varx;run;proc

ttest

H0=40.4;var

a;run;方法1方法2方法3procmeansmeanstdstderrt9方法1

方法2方法3方法1方法2方法310結(jié)果分析本例資料服從正態(tài)分布（W=0.876128，P=0.1178），故選t檢驗(yàn)。本例t=1.41，雙側(cè)檢驗(yàn)p=0.1917，按a=0.05水準(zhǔn)，不拒絕H0，差別無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不認(rèn)為該廠生產(chǎn)質(zhì)量不達(dá)標(biāo)。結(jié)果分析本例資料服從正態(tài)分布（W=0.876111配對資料t檢驗(yàn)資料類型：兩個(gè)同質(zhì)對象接受不同處理；同一受試對象分別接受不同的處理，同一受試對象處理前后。條件：差值d服從正態(tài)分布配對資料t檢驗(yàn)資料類型：12例2例213數(shù)據(jù)步dataaa;

inputx1x2@@;

d=x1-x2;

cards;

0.94 0.921.02 1.011.14 1.11

1.23 1.221.31 1.321.41 1.42

1.53 1.511.61 1.611.72 1.72

1.81 1.821.93 1.932.02 2.04

;數(shù)據(jù)步dataaa;

inputx1x2@@;

d=x14

procmeanstprt；vard；run；procunivariatenormal；vard；run；procttest;pairedx1*x2;run;方法1方法2方法3procmeanstprt；方法1方法2方法315方法一

方法二方法三方法一方法二方法三16結(jié)果解釋本例t＝0.771，P=0.