醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)假設(shè)檢驗(yàn)基礎(chǔ)

1、假設(shè)檢驗(yàn)基礎(chǔ),,,,,總　體,樣　本,,統(tǒng)計(jì)描述,,,,統(tǒng)計(jì)推斷,隨機(jī)抽樣,假設(shè)檢驗(yàn)的概念與原理假設(shè)檢驗(yàn)的基本步驟t檢驗(yàn)假設(shè)檢驗(yàn)與區(qū)間估計(jì)的關(guān)系假設(shè)檢驗(yàn)的功效,第一節(jié) 假設(shè)檢驗(yàn)的概念與原理,例1 根據(jù)大量調(diào)查，已知健康成年男子的脈搏均數(shù)是72次/min，某醫(yī)生在山區(qū)隨機(jī)抽查25名健康成年男子，求得其脈搏均數(shù)為74.2次/ min，標(biāo)準(zhǔn)差為6.5次/ min ?？煞駬?jù)此認(rèn)為山區(qū)成年男子的脈搏均數(shù)與一般健康男性脈搏均數(shù)相同？

2、目的：推斷山區(qū)的健康成年男子脈搏均數(shù)(未知總體均數(shù)?)與一般健康成年男子脈搏均數(shù)(已知總體均數(shù)?0)間有無差別 μ =μ0 ？,顯然樣本均數(shù)與總體均數(shù)不等有兩種可能：1 由于抽樣誤差所致；2 由于環(huán)境因素的影響所致。如圖所示：,已知總體均數(shù)μ0，未知總體均數(shù)μ,,,,是由抽樣誤差所致,不僅僅是由抽樣誤差，兩總體存在本質(zhì)差異,,假設(shè)檢驗(yàn),如何判斷,假設(shè)檢驗(yàn)的概念　(Hypothesis)　　

3、先對(duì)未知總體進(jìn)行兩種對(duì)立的假設(shè)，然后依據(jù)有限的樣本信息對(duì)未知總體的兩種對(duì)立假設(shè)進(jìn)行抉擇的過程。,假設(shè)檢驗(yàn)的基本思想小概率事件實(shí)際推斷原理　　小概率事件在一次隨機(jī)試驗(yàn)中不大可能發(fā)生，如果一次抽樣發(fā)生了小概率事件，就有理由懷疑前提假設(shè)的成立。反證法 提出一個(gè)假設(shè)，確定當(dāng)此假設(shè)成立時(shí)獲得現(xiàn)在樣本的 概率大小，如果是小概率事件，則推斷假設(shè)是假的，拒絕它；如果不是，則認(rèn)為假設(shè)是真的，不能拒絕它

4、,事件,,A,,B,肯定A,否定B,,,,,,（一） 建立假設(shè)，確定單雙側(cè)檢驗(yàn),建立假設(shè) ： 零假設(shè)或原假設(shè)（null hypothesis)、無效假設(shè) 通常為兩總體參數(shù)相等或服從某分布 樣本均數(shù)與總體均數(shù)不同是由于抽樣誤差所致 ： 備擇假設(shè)（alternative hypothesis)、對(duì)立假設(shè) 通常為兩總體參數(shù)不相等或不服從某分布 樣本均數(shù)與總

5、體均數(shù)不同是由于存在本質(zhì)差別確定單雙側(cè)檢驗(yàn)由研究目的及專業(yè)知識(shí)所決定從備擇假設(shè)看：,例如，在臨床試驗(yàn)中，比較甲、乙兩種治療方法的療效是否有差異:如果只要求區(qū)分兩方法是否不同，無需區(qū)分何者為優(yōu)，則應(yīng)選用雙側(cè)檢驗(yàn)。如果有充分的理由認(rèn)為甲法療效不比乙法差，此時(shí)應(yīng)選用單側(cè)檢驗(yàn)。,選用雙側(cè)檢驗(yàn)還是單側(cè)檢驗(yàn)，應(yīng)該在假設(shè)檢驗(yàn)的第一步建立檢驗(yàn)假設(shè)時(shí)確定，不應(yīng)該在算得檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量后主觀確定，否則可能會(huì)得到相反結(jié)論。,例如，對(duì)同一份資料進(jìn)行t檢驗(yàn)，

6、如果雙側(cè)檢驗(yàn)的t值等于0.06，根據(jù)t分布的對(duì)稱性，單側(cè)檢驗(yàn)的t值就等于0.03。假定檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05，則雙側(cè)檢驗(yàn)的結(jié)論是不拒絕H0 ，而單側(cè)檢驗(yàn)的結(jié)論是拒絕H0 。,（二）確定檢驗(yàn)水準(zhǔn),檢驗(yàn)水準(zhǔn)?。簽轭A(yù)先規(guī)定的小概率事件的標(biāo)準(zhǔn)通常取值＝0.05或0.01可根據(jù)研究目的進(jìn)行調(diào)整,（三）選擇檢驗(yàn)方法，計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量,應(yīng)根據(jù)研究目的、資料類型、設(shè)計(jì)類型及樣本含量大小等因素選擇合適的假設(shè)檢驗(yàn)方法；在　成立的前提下，由樣本已知信息構(gòu)造

7、檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量；通常根據(jù)構(gòu)造的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量來命名假設(shè)檢驗(yàn)方法。不同的統(tǒng)計(jì)量涉及的統(tǒng)計(jì)分布不同,（四）確定 P 值,Ｐ值的含義：由H0所規(guī)定的總體作隨機(jī)抽樣，獲得現(xiàn)有樣本統(tǒng)計(jì)量值及更極端值的概率怎樣確定Ｐ值：構(gòu)造的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量服從相應(yīng)的分布，查相應(yīng)分布界值表確定Ｐ值。一般雙側(cè)檢驗(yàn)查雙側(cè)界值表，單側(cè)檢驗(yàn)查單側(cè)界值表。,（五）作出推斷結(jié)論,Ｐ與檢驗(yàn)水準(zhǔn)α相比作出推斷結(jié)論 Ｐ≤ α，拒絕H0,接受H1 差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（在H0成立的

8、前提下，一次隨機(jī)抽樣發(fā)生了小概率事件）Ｐ＞ α，不能拒絕H0 差別無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（在H0成立的前提下，一次隨機(jī)抽樣沒有發(fā)生了小概率事件，沒有充足的理由拒絕H0 ） 推斷結(jié)論應(yīng)包括統(tǒng)計(jì)結(jié)論和專業(yè)結(jié)論，還必須結(jié)合專 業(yè)得出最終結(jié)論,,,1、H0：?＝72，山區(qū)成年男子的脈搏均數(shù)與一般健康男性脈搏均數(shù)相同； H1：?≠72，山區(qū)成年男子的脈搏均數(shù)與一般健康男性脈搏均數(shù)不相同。2、檢驗(yàn)水準(zhǔn)α＝0.053、

9、計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 4、按? =25-1=24查附表2 t界值表 P=P(|t|≥1.69) ？,例題的假設(shè)檢驗(yàn)基本步驟,t0.05,24=2.064 P =P ( |t| ≥2.064 )=0.05,0.025,-2.064,2.064,0.025,? =24,0,P=P(|t|≥1.69)>0.05,5、本例P>0.05，按?

10、 =0.05的水準(zhǔn)，不拒絕H0，差別沒有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，還不能認(rèn)為山區(qū)成年男子的脈搏均數(shù)與一般健康男性脈搏均數(shù)不相同。,第二節(jié) t檢驗(yàn),單樣本設(shè)計(jì)的ｔ檢驗(yàn)配對(duì)設(shè)計(jì)的ｔ檢驗(yàn)完全隨機(jī)設(shè)計(jì)（成組設(shè)計(jì)）的ｔ檢驗(yàn),計(jì)量資料分析的 t 檢驗(yàn),英國統(tǒng)計(jì)學(xué)W.S.Gosset (1909)導(dǎo)出了樣本均數(shù)的確切分布，即 t分布。t分布的發(fā)現(xiàn)使小樣本的統(tǒng)計(jì)推斷成為可能，因而它被認(rèn)為是統(tǒng)計(jì)學(xué)發(fā)展史上的里程碑之一。以t分布為基礎(chǔ)的檢驗(yàn)稱為t檢驗(yàn)。,t 檢

11、驗(yàn),t檢驗(yàn)亦稱student t檢驗(yàn)。t檢驗(yàn)的用途：樣本均數(shù)與總體均數(shù)的比較；兩樣本均數(shù)的比較。t檢驗(yàn)的應(yīng)用條件：當(dāng)樣本例數(shù)較小時(shí)，要求樣本取自正態(tài)總體；做兩樣本均數(shù)比較時(shí)，還要求兩樣本的總體方差相等。但在實(shí)際應(yīng)用中，與上述條件略有偏離，對(duì)結(jié)果亦影響不大。,單樣本t檢驗(yàn),設(shè)計(jì)類型： 例2 大量研究表明漢族足月正常產(chǎn)男性新生兒臨產(chǎn)前雙頂徑（BPD）均數(shù)為9.3cm，某醫(yī)生記錄了某山區(qū)12名漢族足月正常產(chǎn)男性新

12、生兒臨產(chǎn)前雙頂徑（BPD）資料如下：9.95、9.33、9.49、9.00、10.09、9.15、9.52、9.33、9.16、9.37、9.11、9.27。試問該地區(qū)漢族足月正常產(chǎn)男性新生兒臨產(chǎn)前雙頂徑（BPD）是否大于一般新生兒？,例3 已知北方農(nóng)村兒童前囪門閉合月齡為14.1月。某研究人員從東北某縣抽取36名兒童，得前囪門閉合月齡均值為14. 3月，標(biāo)準(zhǔn)差為5.08月。問該縣兒童前囟門閉合月齡的均數(shù)是否大于一般兒童？,單樣本t

13、檢驗(yàn),目的: 推斷該樣本是否來自某已知總體； 樣本均數(shù)代表的總體均數(shù)?與?0是否相等?？傮w均數(shù)?0一般為理論值、標(biāo)準(zhǔn)值或經(jīng)大量觀察所得并為人們接受的公認(rèn)值、習(xí)慣值。,單樣本設(shè)計(jì)ｔ檢驗(yàn)可解決問題,假設(shè)檢驗(yàn)思路先假設(shè)? 等于?0，再判斷樣本提供的信息是否支持這種假設(shè)，若不支持，則可推斷該樣本并非來自已知均數(shù)的總體。,單樣本設(shè)計(jì)t檢驗(yàn)的步驟,例4　測得25例女性患者的血紅蛋白（Hb),其均數(shù)為150 (g/L), 標(biāo)準(zhǔn)差為1

14、6.5 (g/L)。而當(dāng)?shù)卣３赡昱缘腍b均數(shù)為132 (g/L)，問該病女性患者的Hb含量是否與正常女性Hb含量不同?1、H0：?＝132，病人與正常人的平均血紅蛋白含量相等； H1：? ≠132，病人與正常人的平均血紅蛋白含量不等。2、檢驗(yàn)水準(zhǔn)α＝0.053、計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 4、按? =25-1=24查附表2t界值表 P=P(|t|≥5.4545) ？ 5、本例P＜0

15、.05，按? =0.05的水準(zhǔn)，拒絕H0，接受H1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，認(rèn)為該病女性患者的Hb含量高于正常女性的Hb含量。,單樣本設(shè)計(jì)ｔ檢驗(yàn)的適用條件,獨(dú)立性independence正態(tài)性 normality當(dāng)資料不滿足正態(tài)性—選用單樣本設(shè)計(jì)秩和檢驗(yàn)如何判斷資料是否服從正態(tài)分布從經(jīng)驗(yàn)或?qū)I(yè)知識(shí)判斷需作正態(tài)性檢驗(yàn),配對(duì)設(shè)計(jì) t檢驗(yàn),配對(duì)設(shè)計(jì)是研究者為了控制可能存在的主要非處理因素而采用的一種試驗(yàn)設(shè)計(jì)方法。 減少

16、了個(gè)體差異，配對(duì)設(shè)計(jì)的抽樣誤差減小，提高了統(tǒng)計(jì)效率。,配對(duì)設(shè)計(jì)的形式,配對(duì)設(shè)計(jì)有同體配對(duì)和異體配對(duì)兩種形式同體配對(duì) *自身前后配對(duì)——對(duì)同一受試對(duì)象處理前后結(jié)果進(jìn)行比較 *自身左右配對(duì)——同一對(duì)象接受兩種處理，如同一標(biāo)本用兩種方法進(jìn)行檢驗(yàn)，同一患者接受兩種處理方法； *自身取樣配對(duì)——比如血樣、尿樣、唾液等,異體配對(duì) 將受試對(duì)象（按主要非處理因素）配成特征相近的對(duì)子，同對(duì)的兩個(gè)受試對(duì)

17、象隨機(jī)接受兩種不同的處理。 實(shí)驗(yàn)動(dòng)物按同種屬，性別相同，年齡、體重相近的兩個(gè)動(dòng)物配成對(duì)子。 人群試驗(yàn)中，將性別相同，年齡、生活、勞動(dòng)條件相近的兩個(gè)人配成對(duì)子或同一批病人治療前后的某項(xiàng)生理、生化指標(biāo)進(jìn)行測量觀察。,例1　某醫(yī)生研究腦缺氧對(duì)腦組織中生化指標(biāo)的影響，將白兔按出生體重配成7對(duì)，一組為對(duì)照組，一組為腦缺氧模型組。試比較兩組動(dòng)物腦組織鈣泵的含量有無差別？,例2　為了研究孿生兄弟的出生體重是否與其出生順序有關(guān)，共收集了15對(duì)

18、孿生兄弟的出生順序和出生體重，數(shù)據(jù)如下：,例3　現(xiàn)用兩種測量肺活量的儀器對(duì)12名婦女測得最大呼氣率（PEER)(L/min),資料如下表，問兩種方法的檢測結(jié)果有無差別？,配對(duì)t檢驗(yàn),配對(duì)t 檢驗(yàn)實(shí)質(zhì)同單樣本t 檢驗(yàn)。 對(duì)每對(duì)數(shù)據(jù)的差值進(jìn)行檢驗(yàn)，若兩處理效應(yīng)相同，即?1=?2，則?d＝ ?1??2=0差值的樣本均數(shù) 與已知總體均數(shù)?d =0的比較,配對(duì)設(shè)計(jì)ｔ檢驗(yàn)可解決的問題,,,,,？,配對(duì)設(shè)計(jì)ｔ檢驗(yàn)的假設(shè)檢驗(yàn)步驟,1、H0

19、:μd=0　H1: μd≠0 2、α＝0.05 3、 4、查ν=n-1的ｔ界值表，確定Ｐ值 5、P≤α拒絕H0,接受H1 P>α不能拒絕H0,例4 20只按體重、月齡及性別配對(duì)的大白鼠隨機(jī)分入甲、乙兩組，甲組飼喂正常飼料，乙組的飼料缺乏維生素E。10天后測定各鼠肝臟的維生素A含量，結(jié)果如下。問兩組大白鼠肝臟維生素A含量是否有差別？,例 5 現(xiàn)用兩種測量肺活量的儀器對(duì)12名婦女測得最大呼

20、氣率(PEER)(L/min)，資料如表6.1，問兩種方法的檢測結(jié)果有無差別?,H0：?d＝0，兩儀器檢驗(yàn)結(jié)果相同；H1：?d≠0，兩儀器檢驗(yàn)結(jié)果不同。雙側(cè)? =0.05 按? = n-1=12-1=11查t值表，得t0.20,11=1.363，t0.10,11=1.796，t0.10,11＞t＞t0.20,11，則0.20＞P＞0.10， 差別無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為兩種儀器檢查的結(jié)果不同。,*獨(dú)立性*正態(tài)性當(dāng)資

21、料不滿足正態(tài)性——選用配對(duì)設(shè)計(jì)秩和檢驗(yàn),配對(duì)設(shè)計(jì)ｔ檢驗(yàn)的適用條件,兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn),又稱為成組t檢驗(yàn)或完全隨機(jī)設(shè)計(jì)兩樣本t檢驗(yàn)，是指分別從兩個(gè)研究總體中隨機(jī)抽取樣本，目的是推斷這兩個(gè)獨(dú)立樣本所代表的未知總體均數(shù)?1和?2是否相等,兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn),有些研究設(shè)計(jì)既不能作自身對(duì)比，也不便于配對(duì)。如實(shí)驗(yàn)中只有把受試動(dòng)物殺死后才能獲得所需數(shù)據(jù)，則不可能對(duì)動(dòng)物在處理前后各進(jìn)行一次測定；再如比較兩種治療方法對(duì)同一疾病的療效，每個(gè)患者一般只能接受

22、一種方法的治療，把受試患者配成若干對(duì)在實(shí)際工作中又非常困難，這時(shí)只能進(jìn)行兩組間均數(shù)的比較?！　　≡趦山M比較的資料中，每個(gè)觀察對(duì)象都應(yīng)按照隨機(jī)的原則進(jìn)行分組，兩組樣本量可以相等，也可以不等，但只有在兩組例數(shù)相等時(shí)檢驗(yàn)效率才最高。,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)類型（兩種形式）,1.從同一個(gè)總體中隨機(jī)抽取兩個(gè)樣本，分別采用兩種不同的處理，比較不同處理結(jié)果是否有差異。2.從兩個(gè)總體中隨機(jī)抽取兩個(gè)樣本，兩樣本信息不同，推斷兩總體信息是否不同。,例　某醫(yī)院

23、用某新藥與常規(guī)藥治療嬰幼兒貧血，將20名貧血患兒隨機(jī)等分兩組，分別接受兩種藥物治療，測得血紅蛋白增加量(g/L)如下，問新藥與常規(guī)藥的療效有無差別？,例　某市于1973年和1993年抽查部分12歲男童對(duì)其生長發(fā)育情況進(jìn)行評(píng)估，其中身高的有關(guān)資料如下，試比較這兩個(gè)年度12歲男童身高均數(shù)有無差別。1973年：ｎ＝120　均數(shù)＝139.9 cm 標(biāo)準(zhǔn)差＝7.5 cm1993年：ｎ＝153　均數(shù)＝143.7 cm 標(biāo)準(zhǔn)差＝6.3 c

24、m,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)ｔ檢驗(yàn)可解決的問題,,,,,？,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)ｔ檢驗(yàn)的適用條件,獨(dú)立性正態(tài)性方差齊性（equal variances) ： 兩樣本來自的兩總體方差相等方差齊性判斷：　經(jīng)驗(yàn)判斷　作方差齊性檢驗(yàn),完全隨機(jī)設(shè)計(jì)兩組比較假設(shè)檢驗(yàn)分析思路,,,先作方差齊性檢驗(yàn),,,ｔ檢驗(yàn),方差齊,,,方差不齊,,,,,,,變量變換,,秩和檢驗(yàn),兩樣本方差的齊性檢驗(yàn),適用條件：兩樣本來自正態(tài)分布總體推斷目的：推斷兩總體方差

25、 和 有無差別,,,,？,方差齊性檢驗(yàn)步驟,1、H0: ， H1: ，?=0.05 2、 式中 和 分別為較大和較小的方差， 和 分別為方差較大和較小樣本的樣本含量。 3 、根據(jù)計(jì)算得的統(tǒng)計(jì)量，查界值表（方差齊性檢驗(yàn)用），作出推斷 。,,,,,,,,,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)ｔ檢驗(yàn)的

26、假設(shè)檢驗(yàn)步驟,H0:μ1=μ2， H1:μ1≠μ2α＝0.05計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量t值 兩總體方差相等，可將兩樣本方差合并，求兩者的共同方差 ? 合并方差 。,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)ｔ檢驗(yàn)的假設(shè)檢驗(yàn)步驟,確定P值，作出統(tǒng)計(jì)推斷例 為研究國產(chǎn)四類新藥阿卡波糖膠囊降血糖效果，某醫(yī)院用40名II型糖尿病病人進(jìn)行同期隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)。

27、試驗(yàn)者將這些病人隨機(jī)等分到試驗(yàn)組(用阿卡波糖膠囊)和對(duì)照組(用拜唐蘋膠囊)，分別測得試驗(yàn)開始前和8周后空腹血糖，算得空腹血糖下降值見下表，能否認(rèn)為國產(chǎn)四類新藥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？,(1)建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0：?1=?2 H1：?1 ≠ ?2 ?=0.05 (2)計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量

28、 ?=n1+n2?2=2(n?1)=2(20?1)=38(3)確定P值，作出推斷結(jié)論 按?=0.05 水準(zhǔn)，不拒絕H0，無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。還不能認(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。,t’檢驗(yàn),總體方差不相等數(shù)據(jù)變換后進(jìn)行t 檢驗(yàn)秩轉(zhuǎn)換的非參數(shù)檢驗(yàn)近似t檢驗(yàn) ? t'檢驗(yàn) (separate variance estimation t-test) 見書

29、104頁例題,兩獨(dú)立樣本幾何均數(shù)比較的t檢驗(yàn),變量變換檢驗(yàn)?zāi)康模簝蓸颖敬淼膬煽傮w幾何均數(shù)有無差別,例：為研究甲乙兩種麻疹疫苗預(yù)防接種效果，隨機(jī)分為兩組的對(duì)象分別用甲乙兩種麻疹疫苗作預(yù)防接種，接種后在兩組隨機(jī)抽查，得到兒童注射疫苗后血凝抑制抗體效價(jià)（倒數(shù)）資料如下，問甲乙兩組疫苗預(yù)防接種效果（平均效價(jià)）是否相同？,第七節(jié) 假設(shè)檢驗(yàn)的兩類錯(cuò)誤和注意事項(xiàng),假設(shè)檢驗(yàn)的兩類錯(cuò)誤假設(shè)檢驗(yàn)的注意事項(xiàng),一、假設(shè)檢驗(yàn)的兩類錯(cuò)誤,假設(shè)檢驗(yàn)是根據(jù)有限

30、的樣本信息對(duì)總體作推斷，由于存在抽樣誤差，不論做出那種推斷結(jié)論，都有可能發(fā)生錯(cuò)誤。,一、假設(shè)檢驗(yàn)的兩類錯(cuò)誤,第Ⅰ類錯(cuò)誤與第Ⅱ類錯(cuò)誤的概念將假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)果與實(shí)際情況相比：第Ⅰ類錯(cuò)誤（typeⅠerror):H0為真時(shí)，拒絕H0（棄真）第Ⅱ類錯(cuò)誤（type Ⅱ error) : H0不真時(shí)，不拒絕H0（存?zhèn)危?一、假設(shè)檢驗(yàn)的兩類錯(cuò)誤,兩者的關(guān)系 第一類錯(cuò)誤的概率用α表示，假設(shè)檢驗(yàn)時(shí)，根據(jù)研究者的要求來確定，一般取0.05或0.

31、01； 第二類錯(cuò)誤的概率用β表示，它只有與特定的 H1結(jié)合起來才有意義，但β值的大小很難確切估計(jì)，僅知樣本含量確定時(shí)，α愈小，β愈大。 實(shí)際中可以通過調(diào)整α來控制β,α與β關(guān)系示意圖,?與?間關(guān)系：?大，?小；?大，?小。增加n可同時(shí)?，?縮小。,?與?間關(guān)系：?大，??。?大，?小。增加n可同時(shí)?，?縮小。,假設(shè)檢驗(yàn)的功效,檢驗(yàn)效能：又稱把握度，用1-β表示。 1-β是指兩總體確有差別，按α水

32、準(zhǔn)能發(fā)現(xiàn)差別的能力。比如： 1-β＝0.90,意味著如果兩總體確有差別,則理論上100次檢驗(yàn)中,有90次能夠得出差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的結(jié)論,減少I型錯(cuò)誤的主要方法：假設(shè)檢驗(yàn)時(shí)設(shè)定? 值。,減少II型錯(cuò)誤的主要方法：提高檢驗(yàn)效能。,提高檢驗(yàn)效能的最有效方法：增加樣本量。,如何選擇合適的樣本量：實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。,二、假設(shè)檢驗(yàn)的注意事項(xiàng),要有嚴(yán)密的抽樣研究設(shè)計(jì) 樣本的代表性與組間均衡性(可比性）所謂代表性是指該樣本從相應(yīng)總體中經(jīng)隨機(jī)抽

33、樣獲得，能夠代表總體的特征；所謂可比性是指各對(duì)比組間除了要比較的主要因素外，其它影響結(jié)果的因素應(yīng)盡可能相同或相近 為了保證資料的可比性，必須要有嚴(yán)密的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，保證樣本隨機(jī)抽取于同質(zhì)總體，這是假設(shè)檢驗(yàn)得以正確應(yīng)用的前提 。,二、假設(shè)檢驗(yàn)的注意事項(xiàng),根據(jù)研究目的、資料類型、設(shè)計(jì)類型及樣本含量大小選擇適當(dāng)?shù)募僭O(shè)檢驗(yàn)方法有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義不等于有實(shí)際意義 如兩組降壓藥的療效結(jié)論不能絕對(duì)化 假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)論具有概率性，對(duì)于有統(tǒng)

34、計(jì)學(xué)意義的結(jié)論，要考慮Ⅰ型錯(cuò)誤，對(duì)于無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的結(jié)論，要考慮Ⅱ型錯(cuò)誤。 報(bào)告結(jié)論時(shí)，應(yīng)列出現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)量，注明單、雙側(cè)檢驗(yàn)及檢驗(yàn)水準(zhǔn)，并寫出P值的確切范圍。,假設(shè)檢驗(yàn)與可信區(qū)間的區(qū)別與聯(lián)系,可信區(qū)間用于推斷總體參數(shù)所在的范圍，假設(shè)檢驗(yàn)用于推斷總體參數(shù)是否不同可信區(qū)間具有假設(shè)檢驗(yàn)的主要功能；可信區(qū)間可以提供假設(shè)檢驗(yàn)沒有的信息（可信區(qū)間在回答差別有無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的同時(shí)，還可以提示差別有無實(shí)際意義）；,可信區(qū)間可以提供的信息,假設(shè)檢驗(yàn)

35、與可信區(qū)間的區(qū)別與聯(lián)系,假設(shè)檢驗(yàn)可提供可信區(qū)間不提供的信息當(dāng)統(tǒng)計(jì)結(jié)論為拒絕H0時(shí)，假設(shè)檢驗(yàn)可以報(bào)告確切的P值，說明檢驗(yàn)結(jié)論的概率保證；當(dāng)統(tǒng)計(jì)結(jié)論為不拒絕H0時(shí)，假設(shè)檢驗(yàn)可以對(duì)檢驗(yàn)功效做出估計(jì)。可信區(qū)間只能在預(yù)先規(guī)定的概率α前提下進(jìn)行計(jì)算，而假設(shè)檢驗(yàn)?zāi)軌颢@得確切的概率P值。,假設(shè)檢驗(yàn)與可信區(qū)間的區(qū)別與聯(lián)系,總之，置信區(qū)間與相應(yīng)的假設(shè)檢驗(yàn)既能提供等價(jià)信息，又各自有不同的功能，兩者結(jié)合起來，可以提供更全面更完整的信息,練習(xí) 10例男

36、性矽肺患者的血紅蛋白（g/dl）的均數(shù)為12.59（g/dl），標(biāo)準(zhǔn)差為1.63（g/dl），已知男性健康成人的血紅蛋白正常值為14.02（g/dl），問矽肺患者的血紅蛋白是否與健康人不同(分別用可信區(qū)間估計(jì)和假設(shè)檢驗(yàn)說明)。,本例自由度?=10-1=9，經(jīng)查表得t0.05,9=2.262，則矽肺患者的血紅蛋白總體均數(shù)的95%CI:(11.424,13.756)g/dl，不包括男性健康成人的血紅蛋白的總體均數(shù)14.02（mg/d

37、l），所以說矽肺患者的血紅蛋白與健康人不同。,H0：?＝14.02，矽肺患者的血紅蛋白與健康人相同；H1：?≠14.02，矽肺患者的血紅蛋白與健康人不同。?=0.05 ∵t>t0.05,9=2.262 ∴ P <0.05 按? =0.05的水準(zhǔn)，拒絕H0，接受H1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。認(rèn)為矽肺患者的血紅蛋白與健康人不同。,小結(jié),t分布、總體均數(shù)的估計(jì)假設(shè)檢驗(yàn)的基本步驟ｔ檢驗(yàn)應(yīng)用假設(shè)檢驗(yàn)應(yīng)注意的問題第Ⅰ