小樣本資料的

1、第六章第六章小樣本資料的小樣本資料的差異顯著性檢驗差異顯著性檢驗本章主要介紹小樣本時單個均數(shù)、兩個均數(shù)的假設檢驗，單個率、兩個率間的假設檢驗。應重點掌握各種情況下的t檢驗方法，正確區(qū)分成組資料和配對資料在上一章中，我們系統(tǒng)介紹了抽樣分布和統(tǒng)計推斷在上一章中，我們系統(tǒng)介紹了抽樣分布和統(tǒng)計推斷的基本原理和基本方法，即通過隨機抽樣的方法的基本原理和基本方法，即通過隨機抽樣的方法獲得某一特定總體的隨機樣本，用這一樣本進行獲得某一特定總體的隨機樣本，用這一樣本進行試驗，并對試驗后所得資料進行分析，通過統(tǒng)計試驗，并對試驗后所得資料進行分析，通過統(tǒng)計推斷來定性或定量地分析研究總體的特征推斷來定性或定量地分析

2、研究總體的特征本章主要介紹總體方差未知、且樣本較小時不同資本章主要介紹總體方差未知、且樣本較小時不同資料類型的統(tǒng)計推斷料類型的統(tǒng)計推斷差異顯著性檢驗差異顯著性檢驗（假設檢（假設檢驗）的具體方法驗）的具體方法 第一節(jié)第一節(jié) 單個平均數(shù)的假設檢驗單個平均數(shù)的假設檢驗單個平均數(shù)的假設檢驗是檢驗一個樣本所屬的總體單個平均數(shù)的假設檢驗是檢驗一個樣本所屬的總體平均數(shù)平均數(shù) 與一個特定（已知）總體平均數(shù)與一個特定（已知）總體平均數(shù) 間是間是否存在顯著差異的一種統(tǒng)計方法，也可理解為檢否存在顯著差異的一種統(tǒng)計方法，也可理解為檢驗一個樣本是否來自某一特定（已知）總體的統(tǒng)驗一個樣本是否來自某一特定（已知）總體的統(tǒng)計

3、分析方法計分析方法根據(jù)統(tǒng)計假設檢驗的基本原理可知，假設檢驗的關根據(jù)統(tǒng)計假設檢驗的基本原理可知，假設檢驗的關鍵是根據(jù)統(tǒng)計量的分布計算實得差異（即表面效鍵是根據(jù)統(tǒng)計量的分布計算實得差異（即表面效應）由抽樣誤差造成的概率應）由抽樣誤差造成的概率測驗的統(tǒng)計量分布服從測驗的統(tǒng)計量分布服從 u- 分布或分布或 t- 分布，所以單分布，所以單個平均數(shù)的假設檢驗可分為個平均數(shù)的假設檢驗可分為 u-test 和和 t-test 兩種兩種0一、總體方差已知時單個平均數(shù)的假設檢驗一、總體方差已知時單個平均數(shù)的假設檢驗當總體方差當總體方差 已知，不管樣本多大，均可用已知，不管樣本多大，均可用 u-分布分布計算實得差異

4、由抽樣誤差造成的概率，所以稱計算實得差異由抽樣誤差造成的概率，所以稱 u-testu- 檢驗（檢驗（u-test）的方法和步驟見前一章內容）的方法和步驟見前一章內容（請逐一回憶一下檢驗公式和檢驗步驟）（請逐一回憶一下檢驗公式和檢驗步驟）2二、總體方差未知時單個樣本平均數(shù)的假設二、總體方差未知時單個樣本平均數(shù)的假設檢驗檢驗（一）當總體方差未知、而樣本較大時，可以使用（一）當總體方差未知、而樣本較大時，可以使用u-分布計算實得差異由抽樣誤差造成的概率分布計算實得差異由抽樣誤差造成的概率因此，其檢驗還是因此，其檢驗還是 u-test（請回憶一下以上兩種（請回憶一下以上兩種 u-test 的共同點和不

5、同點：的共同點和不同點：公式的不同，哪里不同？）公式的不同，哪里不同？）（二）總體方差未知，且樣本較小時的單個樣本平（二）總體方差未知，且樣本較小時的單個樣本平均數(shù)的假設檢驗均數(shù)的假設檢驗實際上，在很多情況下，總體方差往往是未知的，實際上，在很多情況下，總體方差往往是未知的，而由于各種條件的限制，試驗的樣本又不可能很而由于各種條件的限制，試驗的樣本又不可能很大，即只能用小樣本來作試驗，或調查時抽取的大，即只能用小樣本來作試驗，或調查時抽取的樣本較小樣本較小因此，總體方差未知、樣本較小是試驗中最常見的因此，總體方差未知、樣本較小是試驗中最常見的一種情況一種情況在第四章討論在第四章討論 t- 分布

6、時，我們已經知道，總體方差分布時，我們已經知道，總體方差未知、且樣本較小時，可以用未知、且樣本較小時，可以用 代替代替 ，其統(tǒng)計，其統(tǒng)計量量 就不再服從標準正態(tài)分布，而是服從就不再服從標準正態(tài)分布，而是服從 t-分布：分布： （請回憶一下（請回憶一下 t- 分布曲線及其特點）分布曲線及其特點）t- 分布曲線受自由度制約，不同自由度下的分布曲線受自由度制約，不同自由度下的 t- 分布分布曲線其形狀是不同的，因此不同自由度下算得的曲線其形狀是不同的，因此不同自由度下算得的 t- 值落在某一范圍內的概率值也隨自由度的不同值落在某一范圍內的概率值也隨自由度的不同而不同而不同2s2xxsxxts下面我們

7、用例子來說明這一類型的下面我們用例子來說明這一類型的 t-test例：某一地區(qū)根據(jù)多年資料，得出初生仔豬的平均例：某一地區(qū)根據(jù)多年資料，得出初生仔豬的平均體重為體重為 =1.05kg，今在該地隨機抽樣調查一批，今在該地隨機抽樣調查一批初生仔豬（初生仔豬（n=12），得體重為：），得體重為：1.05，1.00，1.15，1.10，0.95，0.90，1.05，0.90，1.15，0.95，1.10，1.00 kg問：該批仔豬在體重方面是否符合該地區(qū)初生仔豬問：該批仔豬在體重方面是否符合該地區(qū)初生仔豬的特征（即，該場的飼養(yǎng)管理水平是否正常）？的特征（即，該場的飼養(yǎng)管理水平是否正常）？該例樣本量不大

8、（該例樣本量不大（n =12 30）因此符合總體方差未知、且是小樣本的情況，應使因此符合總體方差未知、且是小樣本的情況，應使用用 t-test 來進行檢驗來進行檢驗已知：已知： =1.05kg，樣本，樣本 = 1.025kg， = 0.089 kg檢驗步驟如下：檢驗步驟如下：設設 kg kg計算計算 和和 t 值：值：查附表查附表4（t分布表），得知自由度為分布表），得知自由度為 df = 12-1 =11時的時的xs0:1.05H1.05AH vsxs0.0890.02612xssn|1.025 1.05|0.960.026xxts0.05,112.201t0.01,113.106t本例中所

9、得本例中所得所得所得 t 值的概率值的概率 因此，應接受無效假設因此，應接受無效假設（這里就自然摒棄了備擇假設，但不需寫出來）（這里就自然摒棄了備擇假設，但不需寫出來）即：該批仔豬的初生體重符合該品種初生仔豬的體即：該批仔豬的初生體重符合該品種初生仔豬的體重特征重特征這也在一定程度上說明該豬場對母豬的飼養(yǎng)管理是這也在一定程度上說明該豬場對母豬的飼養(yǎng)管理是正常的正常的0.05,110.962.201tt0.05p 再舉一例：再舉一例：藥典規(guī)定，每藥典規(guī)定，每 100g 某藥物中應含有某藥物中應含有 50mg 的維生的維生素素C，現(xiàn)對某廠生產的一個批次的這種營養(yǎng)品進，現(xiàn)對某廠生產的一個批次的這種營

10、養(yǎng)品進行檢測，得如下行檢測，得如下 VC 含量，試問該批次藥物中的含量，試問該批次藥物中的 VC 含量合格嗎？含量合格嗎？47.3 48.2 47.6 49.8 50.3 48.5 49.1 48.0 52.0 47.9 n = 10下面我們作統(tǒng)計分析下面我們作統(tǒng)計分析由于是小樣本，且總體方差為未知由于是小樣本，且總體方差為未知因此應使用因此應使用 t-test 進行分析進行分析（請同學們先自行立題、計算）（請同學們先自行立題、計算）首先我們計算該樣品的平均數(shù)和標準差，得：首先我們計算該樣品的平均數(shù)和標準差，得：第一步，設立無效假設第一步，設立無效假設設：設：第二步，計算第二步，計算 t 值：

11、值：查查 t 值表，得：值表，得： 即即第三步，結論：否定無效假設，即該批次藥物的第三步，結論：否定無效假設，即該批次藥物的 VC含量顯著低于藥典規(guī)定含量顯著低于藥典規(guī)定（試想一下，該題是否可以用一尾檢驗？）（試想一下，該題是否可以用一尾檢驗？）0:50Hvs:50AH48.87x 1.458s 1.4580.46110 xssn| 48.8750|2.4510.461t0.05,92.262t0.05,92.4512.262tt0.05p 上例也可以設立一個正常范圍，檢查樣本的平均值上例也可以設立一個正常范圍，檢查樣本的平均值是否在這一范圍內是否在這一范圍內現(xiàn)在我們有三個公式用于單個樣本的統(tǒng)

12、計假設檢驗：現(xiàn)在我們有三個公式用于單個樣本的統(tǒng)計假設檢驗：請說出這三個公式各自的使用場合和它們之間的區(qū)請說出這三個公式各自的使用場合和它們之間的區(qū)別別xxuxxusxxts第二節(jié)第二節(jié) 兩個樣本平均值相比較的統(tǒng)計兩個樣本平均值相比較的統(tǒng)計假設檢驗假設檢驗很多情況下，我們不只是將樣本平均數(shù)與總體平均很多情況下，我們不只是將樣本平均數(shù)與總體平均數(shù)相比較數(shù)相比較而是做一個試驗，這個試驗中設置兩個組，一個組而是做一個試驗，這個試驗中設置兩個組，一個組作試驗，施加某種試驗條件（即處理），另一個作試驗，施加某種試驗條件（即處理），另一個組作對照，試驗完了將這兩個組的試驗數(shù)據(jù)進行組作對照，試驗完了將這兩個組

13、的試驗數(shù)據(jù)進行比較比較這種試驗可以采用兩種方法進行：這種試驗可以采用兩種方法進行：一種方法是這兩個組是相互一種方法是這兩個組是相互獨立獨立的：一組作處理，的：一組作處理，一組作對照一組作對照另一種方法是另一種方法是配對配對試驗試驗下面我們先討論兩個組是相互獨立的情況下面我們先討論兩個組是相互獨立的情況這種統(tǒng)計假設檢驗的方法稱為成組數(shù)據(jù)的比較這種統(tǒng)計假設檢驗的方法稱為成組數(shù)據(jù)的比較一、成組數(shù)據(jù)的平均值比較一、成組數(shù)據(jù)的平均值比較方法介紹：方法介紹：在一個總體中，隨機地抽取兩個獨立樣本，在這兩在一個總體中，隨機地抽取兩個獨立樣本，在這兩個樣本中，被抽取的個體是相互獨立的，且基本個樣本中，被抽取的個

14、體是相互獨立的，且基本條件（如品種、日齡、性別、體況等）都應一致、條件（如品種、日齡、性別、體況等）都應一致、均勻，必要時須作適當?shù)恼{整，盡可能使兩個組均勻，必要時須作適當?shù)恼{整，盡可能使兩個組在樣本量上一致，各組的基本情況一致在樣本量上一致，各組的基本情況一致隨機地指定一組作處理，另一組作對照隨機地指定一組作處理，另一組作對照一定要注意其中的一定要注意其中的任意任意一組作處理，一組作對照，一組作處理，一組作對照，而不能而不能事先規(guī)定事先規(guī)定哪一組做處理，哪一組作對照哪一組做處理，哪一組作對照試驗過程中注意記錄資料，結束以后整理資料并進試驗過程中注意記錄資料，結束以后整理資料并進行統(tǒng)計分析行統(tǒng)

15、計分析這樣得到的資料稱為這樣得到的資料稱為成組成組數(shù)據(jù)數(shù)據(jù)這樣的數(shù)據(jù)在組間、組內都是這樣的數(shù)據(jù)在組間、組內都是獨立獨立的的成組數(shù)據(jù)的成組數(shù)據(jù)的 t-test 其公式是：其公式是：其中：其中：1212xxxxts12221222121212121111xxxxxxnnsnnnn 或：或：也可以這樣寫：也可以這樣寫：其中：其中：當兩樣本量相等時：當兩樣本量相等時：則：則：122211221212111111xxnsnssnnnn 1221211xxssnn2212222212112221212121122xxxxnsnsnnsnnnn12nnn122222121211xxnsssssn nn在小樣

16、本時，兩樣本平均數(shù)差的標準化在小樣本時，兩樣本平均數(shù)差的標準化 是服從是服從 t 分布的分布的 因此：因此：由于我們在之前的無效假設是：由于我們在之前的無效假設是：（備擇假設是：（備擇假設是： ）因此這一式子可以簡化為：因此這一式子可以簡化為： 121212xxxxts012:H12:AH 121212xxxxs1212xxxxts得到成組數(shù)據(jù)所進行的試驗稱為得到成組數(shù)據(jù)所進行的試驗稱為完全隨機設計法完全隨機設計法（僅兩個組）（僅兩個組）兩個組的樣本量可以相等，也可以不等，但應盡量兩個組的樣本量可以相等，也可以不等，但應盡量接近接近這種兩個組是完全獨立的試驗，如：這種兩個組是完全獨立的試驗，如

17、：一組添加某營養(yǎng)物，另一組不添加該營養(yǎng)物一組添加某營養(yǎng)物，另一組不添加該營養(yǎng)物一組用試驗藥物，另一組用常規(guī)藥物一組用試驗藥物，另一組用常規(guī)藥物一組用試驗劑量，另一組用常規(guī)劑量一組用試驗劑量，另一組用常規(guī)劑量一組是引進品種（品系），另一組是本地品種一組是引進品種（品系），另一組是本地品種等等，這樣的分組就稱為完全隨機設計試驗等等，這樣的分組就稱為完全隨機設計試驗這里，前面的一組稱為這里，前面的一組稱為處理處理，后一組稱為，后一組稱為對照對照下面我們以實例來說明成組數(shù)據(jù)的比較下面我們以實例來說明成組數(shù)據(jù)的比較A、B 兩廠生產某同類添加劑，現(xiàn)作兩廠生產某同類添加劑，現(xiàn)作 24 小時兔體內小時兔體內殘

18、留量檢測，得如下數(shù)據(jù)，試分析哪一廠家的該殘留量檢測，得如下數(shù)據(jù)，試分析哪一廠家的該類添加劑的殘留量大類添加劑的殘留量大A廠：廠：29.3 28.1 29.8 31.2 30.0 30.7 29.9 28.5 30.4 31.6B廠：廠：28.3 29.7 28.2 28.8 27.3 27.7 30.4 29.2顯然，這兩個廠家的藥物是相互獨立的，試驗所用顯然，這兩個廠家的藥物是相互獨立的，試驗所用動物也是獨立的；樣本較小動物也是獨立的；樣本較小因此應使用成組數(shù)據(jù)的因此應使用成組數(shù)據(jù)的 t-test 進行分析進行分析（同學們先行分析）（同學們先行分析）先做預備計算，將兩個樣本的平均值、方差等計

19、算先做預備計算，將兩個樣本的平均值、方差等計算出來：出來：設立無效假設：設立無效假設：計算計算 t 值，并作比較：值，并作比較：所得所得 t 值出現(xiàn)的概率值出現(xiàn)的概率因此，否定無效假設，接受備擇假設因此，否定無效假設，接受備擇假設110n 129.95x 211.225s 28n 228.70 x 221.074s 012:Hvs12:AH12111.1590.51108xxs29.9528.701.252.450.510.51t0.05,162.452.120tt0.05p 即：即：A、B兩廠生產的該類藥物的兩廠生產的該類藥物的 24h 血液殘留量血液殘留量差異顯著差異顯著（在論文或報告中應

20、針對這一結果作出（在論文或報告中應針對這一結果作出專業(yè)解釋）專業(yè)解釋）在這種檢驗中，我們求在這種檢驗中，我們求 t 值時用的是合并均方，合值時用的是合并均方，合并均方只有在兩總體方差（我們一般用樣本均方并均方只有在兩總體方差（我們一般用樣本均方估計總體方差）相同，即兩方差差異不顯著的情估計總體方差）相同，即兩方差差異不顯著的情況下才能得到況下才能得到這里我們總假定兩個均方差異不顯著，但如果兩方這里我們總假定兩個均方差異不顯著，但如果兩方差差異顯著，就不能合并，兩均方是否相等，必差差異顯著，就不能合并，兩均方是否相等，必須用下一章的須用下一章的 F-test 進行檢驗才能知道進行檢驗才能知道當兩

21、均方不等（稱為方差不齊）時，用以下方法計當兩均方不等（稱為方差不齊）時，用以下方法計算算 和和 t 值：值：當當 用用 的的 作判斷的臨界值作判斷的臨界值當當 時須用時須用 Cochran-cox 法：法：首先計算在首先計算在水平上顯著的臨界值水平上顯著的臨界值式中：式中： ，若若 就否定就否定 ，否則，就接受，否則，就接受12xxs12221212xxsssnn1212xxxxts12nnn1dfnt12nnt 22121212222112tn stn stn sn s 111tdfnt是的 值 221tdfnt是的 值| |tt0H0H由于由于 處于處于 之間，因此，只有在實際計算之間，因

22、此，只有在實際計算得到的得到的 在在 之間時，才需要計算之間時，才需要計算附：附：兩均方是否齊性的判別方法：兩均方是否齊性的判別方法：如果如果 表示兩均方齊性，否則就是不齊表示兩均方齊性，否則就是不齊 12ttt| | t 12ttt22sFs大小12,dfdfFF二、配對數(shù)據(jù)的平均值比較二、配對數(shù)據(jù)的平均值比較方法介紹：方法介紹：配對數(shù)據(jù)來自于配對試驗，配對試驗根據(jù)具體試驗配對數(shù)據(jù)來自于配對試驗，配對試驗根據(jù)具體試驗情況可以有好多種方法：情況可以有好多種方法：1、將兩個品種、性別、日齡、體況等一致的動物將兩個品種、性別、日齡、體況等一致的動物（最好是有血緣關系的同胞或半同胞）配成一對，（最好

23、是有血緣關系的同胞或半同胞）配成一對，任意一只進入試驗組，另一只進入對照組，配成任意一只進入試驗組，另一只進入對照組，配成若干對，試驗中做好記錄，這種記錄到的數(shù)據(jù)就若干對，試驗中做好記錄，這種記錄到的數(shù)據(jù)就是配對數(shù)據(jù)是配對數(shù)據(jù)注意：對子內的兩個個體應盡可能一樣，但對子之注意：對子內的兩個個體應盡可能一樣，但對子之間應有較大的差異間應有較大的差異2、選取若干個動物，每一個動物在試驗前測定一選取若干個動物，每一個動物在試驗前測定一次，試驗后測定一次，這樣的兩次記錄就是配對次，試驗后測定一次，這樣的兩次記錄就是配對數(shù)據(jù)，如：一個人吃早飯前后各測一次血糖值，數(shù)據(jù)，如：一個人吃早飯前后各測一次血糖值，這

24、同一個人的兩次血糖值就是一對數(shù)據(jù)，若干個這同一個人的兩次血糖值就是一對數(shù)據(jù)，若干個人就有若干個數(shù)據(jù)對人就有若干個數(shù)據(jù)對3、同一個體的不同部位可以配成一對，如一只兔同一個體的不同部位可以配成一對，如一只兔子的左右體側，就可以配成一對，若干只兔子的子的左右體側，就可以配成一對，若干只兔子的不同體表就是若干對不同體表就是若干對4、同一個動物的不同試驗時期所施加的不同處理同一個動物的不同試驗時期所施加的不同處理形成一個對子，如一只豬在第一試驗期施加形成一個對子，如一只豬在第一試驗期施加 A 處處理，在第二試驗期施加理，在第二試驗期施加 B 處理；或第一試驗期施處理；或第一試驗期施加處理，第二試驗期作對

25、照加處理，第二試驗期作對照凡此種種，都是配對試驗，因此配對試驗既有空間凡此種種，都是配對試驗，因此配對試驗既有空間上的配對，亦有時間上的配對，配對試驗所得到上的配對，亦有時間上的配對，配對試驗所得到的數(shù)據(jù)，就稱為配對數(shù)據(jù)的數(shù)據(jù)，就稱為配對數(shù)據(jù)配對數(shù)據(jù)的比較方法不同于成組數(shù)據(jù)的比較方法配對數(shù)據(jù)的比較方法不同于成組數(shù)據(jù)的比較方法其其 t-test 的公式為：的公式為：其中：其中： 是對子數(shù)，這里的樣本量不是是對子數(shù)，這里的樣本量不是 2n，而是，而是 n因此自由度不是因此自由度不是 2(n-1)，而是，而是 n-1 ddts112niiddxxn221dddnsn n12iiidxxn在對配對資料

26、進行統(tǒng)計分析時，首先要計算每一對在對配對資料進行統(tǒng)計分析時，首先要計算每一對對子內兩數(shù)據(jù)之差，即對子內兩數(shù)據(jù)之差，即 d值，然后對值，然后對d值進行分析值進行分析下面我們以實際例子來說明配對數(shù)據(jù)的差異性檢驗下面我們以實際例子來說明配對數(shù)據(jù)的差異性檢驗研究研究 和和 的關系，挑選體況基本相似的一對全同的關系，挑選體況基本相似的一對全同胞小鼠，其中任意一只放入胞小鼠，其中任意一只放入組，另一只放入組，另一只放入組，共挑選了組，共挑選了8對，分成了兩組。一組飼喂正常對，分成了兩組。一組飼喂正常飼料，另一組飼喂缺乏飼料，另一組飼喂缺乏 的飼料。試驗結束后檢的飼料。試驗結束后檢測小鼠肝臟中測小鼠肝臟中

27、的含量，得如下數(shù)據(jù)：的含量，得如下數(shù)據(jù)：AVEVAVEV對子號對子號 1 2 3 4 5 6 7 8正常正常 3550 2000 3000 3950 3800 3750 3450 3050缺缺 2450 2400 1800 3200 3250 2700 2500 1750差差 1100 -400 1200 750 550 1050 950 1300 計算各組數(shù)據(jù)的差，然后作進一步的計算，得計算各組數(shù)據(jù)的差，然后作進一步的計算，得設立無效假設，即飼料中缺乏設立無效假設，即飼料中缺乏VE 不影響肝臟中不影響肝臟中 VA 的儲存量，對：飼料中缺乏的儲存量，對：飼料中缺乏 VE 會嚴重影響肝臟會嚴重影

28、響肝臟中中 VA 的儲存量的儲存量簡寫為：設簡寫為：設idEV012:Hvs12:AH812.50d 193.13ds計算計算 t 值，得：值，得：即即 t 值出現(xiàn)的概率值出現(xiàn)的概率否定無效假設，接受備擇假設，即飼料中缺乏否定無效假設，接受備擇假設，即飼料中缺乏VE 會會嚴重影響小鼠肝臟對嚴重影響小鼠肝臟對VA 的儲存量的儲存量或：正常飼料與缺乏或：正常飼料與缺乏VE 的飼料兩者對肝臟的飼料兩者對肝臟VA 的儲的儲存量差異極顯著存量差異極顯著0.01p 0.01,7812.504.2073.499193.13ddtts隨機抽取隨機抽取10名健康青年男子，測量一日中不同時間名健康青年男子，測量一

29、日中不同時間的血壓（舒張壓）變化，得如下數(shù)據(jù)，試分析不的血壓（舒張壓）變化，得如下數(shù)據(jù)，試分析不同時間血壓的差異性同時間血壓的差異性序號序號 1 2 3 4 5 6 7 8 9 106時時 80 83 75 78 71 89 77 81 72 75 9時時 85 93 89 83 80 86 85 79 78 81差：差： 5 10 14 5 9 -3 8 -2 6 6上一例是兩個試驗動物配成一對，這一例是同一個上一例是兩個試驗動物配成一對，這一例是同一個試驗材料不同的時間內測定的數(shù)據(jù)配成一對，這試驗材料不同的時間內測定的數(shù)據(jù)配成一對，這是在動物科學試驗中經常使用的對比方法是在動物科學試驗中經

30、常使用的對比方法下面是統(tǒng)計分析結果（同學們可先行分析）下面是統(tǒng)計分析結果（同學們可先行分析）設立無效假設：設立無效假設：計算計算 t 值：先計算每一個人的差值，寫于表格的最值：先計算每一個人的差值，寫于表格的最下面一行下面一行再計算差的平均值和標準誤：再計算差的平均值和標準誤：計算計算 t 值：值：即出現(xiàn)即出現(xiàn) t 值的概率值的概率因此，否定無效假設，接受備擇假設：上午因此，否定無效假設，接受備擇假設：上午 9 時血時血壓舒張壓極顯著高于上午壓舒張壓極顯著高于上午 6 時時或：上午或：上午 6 時和時和9 時的血壓舒張壓有極顯著的差異時的血壓舒張壓有極顯著的差異012:Hvs12:AH5.8x

31、 1.63ds 0.01,95.83.563.2501.63tt0.01p 差異不顯著、顯著、極顯著也可以這樣表示：差異不顯著、顯著、極顯著也可以這樣表示：不顯著：不顯著：n.s. 顯著：顯著：* 極顯著：極顯著：* 如：如：成組數(shù)據(jù)差異顯著性檢驗和配對數(shù)據(jù)差異顯著性檢成組數(shù)據(jù)差異顯著性檢驗和配對數(shù)據(jù)差異顯著性檢驗的區(qū)別在于以下兩點：驗的區(qū)別在于以下兩點：*3.56t 1、在作試驗設計和實施試驗時，兩者的差別就已在作試驗設計和實施試驗時，兩者的差別就已經確定了，試驗設計是配對的，就不能用成組比經確定了，試驗設計是配對的，就不能用成組比較法來分析所得資料；反之，試驗設計是成組的，較法來分析所得資

32、料；反之，試驗設計是成組的，就不能用配對比較法來分析所得資料就不能用配對比較法來分析所得資料2、如果是分析別人的資料（如我們在統(tǒng)計學習中如果是分析別人的資料（如我們在統(tǒng)計學習中碰到的例題等），一定要根據(jù)例題（或習題）的碰到的例題等），一定要根據(jù)例題（或習題）的內容來加以判斷：獨立抽取兩個樣本、將所抽得內容來加以判斷：獨立抽取兩個樣本、將所抽得的樣本隨機分為兩組；抽取一對相似的試驗動物、的樣本隨機分為兩組；抽取一對相似的試驗動物、一個個體在某一時間段作什么，另一時間段作什一個個體在某一時間段作什么，另一時間段作什么、某一試驗前測定一次，試驗后測定一次；等么、某一試驗前測定一次，試驗后測定一次；等

33、兩者的區(qū)別千萬不能搞錯：兩者的區(qū)別千萬不能搞錯：配對試驗如使用成組比較法，易發(fā)生配對試驗如使用成組比較法，易發(fā)生型錯誤，即型錯誤，即不能鑒別應屬顯著的差異，這是人為地擴大了標不能鑒別應屬顯著的差異，這是人為地擴大了標準誤（存?zhèn)危收`（存?zhèn)危┏山M試驗的資料如果亂配成對子后用配對比較法，成組試驗的資料如果亂配成對子后用配對比較法，易使不顯著的差異檢驗成顯著的差異（棄真）易使不顯著的差異檢驗成顯著的差異（棄真）成組試驗應采用供試單位基本一致的材料，彼此獨成組試驗應采用供試單位基本一致的材料，彼此獨立，隨機抽樣、隨機分組、隨機供試，兩組樣本立，隨機抽樣、隨機分組、隨機供試，兩組樣本盡可能一致盡可能一致

34、配對試驗對子內應盡可能一致，對子間應適當擴大配對試驗對子內應盡可能一致，對子間應適當擴大距離，以使試驗有更大的適應性距離，以使試驗有更大的適應性第三節(jié)第三節(jié) 百分資料的百分資料的 u-test在動物科學研究中，有很多資料是屬于二項分布的在動物科學研究中，有很多資料是屬于二項分布的這樣的資料一般可用率來表示，如受精率、出苗率、這樣的資料一般可用率來表示，如受精率、出苗率、孵化率、死亡率、存活率、治愈率、淘汰率、有孵化率、死亡率、存活率、治愈率、淘汰率、有效率，等效率，等計算這一類率時所用的樣本一般很大，樣本量較小計算這一類率時所用的樣本一般很大，樣本量較小時，所得到的率其實用意義不大時，所得到的

35、率其實用意義不大當當 p 或或 1-p 不太小、而不太小、而 np 和和 n(1-p) 不小于不小于 5 時，時，率的分布也服從正態(tài)分布，因此，率的檢驗可采率的分布也服從正態(tài)分布，因此，率的檢驗可采用用 u-test率的檢驗有單個樣本率和兩個率的比較兩種率的檢驗有單個樣本率和兩個率的比較兩種一、單個樣本率的假設檢驗一、單個樣本率的假設檢驗這是檢驗某一個率所屬總體與理論率或期望率是否這是檢驗某一個率所屬總體與理論率或期望率是否一致的假設檢驗，即某一個樣本率一致的假設檢驗，即某一個樣本率 是否符合一是否符合一預設的總體率預設的總體率 ：其中：其中：由于一般計算率的樣本都比較大，因此可使用由于一般計

36、算率的樣本都比較大，因此可使用u-test進行檢驗，與之相比較的兩個臨界值就是進行檢驗，與之相比較的兩個臨界值就是 時取時取 1.96， 時取時取 2.58即當即當 時，時， 差異不顯著；差異不顯著； 時，時， 差異顯著；差異顯著； 時，時， 差異極顯著差異極顯著 p0p0pppu001pppn0.050.01| 1.96u 0.05p | 1.96u 0.05p | 2.58u 0.01p 例：正常情況下，鵝蛋的受精率為例：正常情況下，鵝蛋的受精率為 65%，今一鵝場，今一鵝場改進了飼養(yǎng)管理條件及公母鵝配比，結果改進了飼養(yǎng)管理條件及公母鵝配比，結果 1000 枚鵝蛋有枚鵝蛋有 681 枚受精

37、，試問本次條件改善是否取枚受精，試問本次條件改善是否取得成效得成效？設立無效假設：設立無效假設：否定無效假設，即該鵝場的飼養(yǎng)管理條件的改善的否定無效假設，即該鵝場的飼養(yǎng)管理條件的改善的確取得了顯著效果確取得了顯著效果00:0.65Hppvs:0.65AHp 6810.6811000p00.65p 0.65 0.350.0151000p0.050.681 0.652.071.960.015uu0.05p 又例：孟德爾的豌豆花試驗中，孟德爾曾假設其紅又例：孟德爾的豌豆花試驗中，孟德爾曾假設其紅花和白花的比例是花和白花的比例是3：1，今一個試驗中，得紅花，今一個試驗中，得紅花447 朵，白花朵，白花

38、 165 朵，問：這次試驗的結果符合朵，問：這次試驗的結果符合這一假設嗎？這一假設嗎？作無效假設：作無效假設：這一次試驗在這一次試驗在 95% 的水平上可被接受，即本次試的水平上可被接受，即本次試驗的結果是符合孟德爾假設的驗的結果是符合孟德爾假設的00:0.75Hppvs:0.75AHp 4470.73447 165p00.75p 0.75 0.250.018612p0.05|0.73 0.75|1.111.960.018uu0.05p 二、兩個樣本率差異的顯著性檢驗二、兩個樣本率差異的顯著性檢驗這一類型的假設檢驗往往是檢驗兩個樣本率這一類型的假設檢驗往往是檢驗兩個樣本率 和和 所屬總體率所屬

39、總體率 和和 是否一致，或者說兩個樣本率是否一致，或者說兩個樣本率是否來自一個總體是否來自一個總體設兩個樣本容量分別是設兩個樣本容量分別是 和和 ，兩樣本中發(fā)生某一，兩樣本中發(fā)生某一陽性事件的次數(shù)分別是陽性事件的次數(shù)分別是 和和 ，則兩樣本率分別，則兩樣本率分別是是 和和 這兩個樣本率所屬總體的率分別是這兩個樣本率所屬總體的率分別是 和和我們通過兩樣本率的差我們通過兩樣本率的差 來推斷來推斷 和和 是否是否相等相等 這一類型的無效假設是這一類型的無效假設是其備擇假設是其備擇假設是1 p2 p1p2p1n2n1a2a111apn222apn012:Hpp12:AHpp1p2p1p2p12|pp用

40、以檢驗的公式為：用以檢驗的公式為：其中：其中：由于一般樣本很大，因此可用由于一般樣本很大，因此可用 u-test得到的得到的 u 值與值與 1.96 和和 2.58 相比相比 時，時， ，差異不顯著，差異不顯著 時，時， ，差異顯著，差異顯著 時，時， ，差異極顯著，差異極顯著 1212ppppus1212121212121211111ppaaaaspqnnnnnnnn| 1.96u 0.05p | 1.96u 0.05p | 2.58u 0.01p 例：試驗某種新藥對殺滅豬體外某種寄生蟲的效果，例：試驗某種新藥對殺滅豬體外某種寄生蟲的效果，用常規(guī)藥物作對比試驗，常規(guī)藥物施于用常規(guī)藥物作對比試

41、驗，常規(guī)藥物施于 860 頭蟲頭蟲體，死亡體，死亡 585 頭，該新藥施于頭，該新藥施于 920 蟲體，死亡蟲體，死亡672 頭，新藥的療效如何？頭，新藥的療效如何？新藥的殺滅率為新藥的殺滅率為 常規(guī)藥物的殺滅率為常規(guī)藥物的殺滅率為設立無效假設：設設立無效假設：設012:Hppvs12:AHpp0.706p 10.294qp 12110.706 0.2940.0216920860pps16720.730920p 25850.680860p 否定無效假設，即新藥的除蟲效果顯著好于常規(guī)藥否定無效假設，即新藥的除蟲效果顯著好于常規(guī)藥物物0.050.7300.6802.311.960.0216uu0.

42、05p又例：試驗用又例：試驗用 EM 制劑處理雞苗可否提高雞苗的成制劑處理雞苗可否提高雞苗的成活率：處理組（施用活率：處理組（施用 EM）382 羽雞苗成活羽雞苗成活 309羽，對照組（未施用任何藥劑）羽，對照組（未施用任何藥劑）278 羽成活羽成活 204羽，羽，EM 有效果嗎？有效果嗎？處理組成活率：處理組成活率： 對照組成活率：對照組成活率：設設13090.810382p 22040.734278p 012:Hppvs12:AHpp0.777p 10.223qp 12110.7770.2230.0328382278pps否定無效假設，接受備擇假設，即否定無效假設，接受備擇假設，即EM可以