衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)-兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)

1、實(shí)驗(yàn)七兩獨(dú)立樣本資料t檢驗(yàn)?zāi)康囊螅?1.掌握利用ttest過(guò)程完成兩獨(dú)立樣本資料的方差齊性檢驗(yàn)、t檢驗(yàn)，并能對(duì)結(jié)果作分析解釋。 2.熟悉使用univariate過(guò)程中normal選擇項(xiàng)做正態(tài)性檢驗(yàn)。 SAS應(yīng)用例 3 某降壓新藥進(jìn)入臨床試驗(yàn)階段，為考察新藥降壓效果起效時(shí)間的性別差異，現(xiàn)隨機(jī)抽取男女高血壓患者各10人，記錄各自服藥后的起效時(shí)間如下表所示，問(wèn)該藥起效時(shí)間是否存在性別差異？ 題目分析資料類型：定量資料；樣本含量：20；研究目的：該藥起效時(shí)間是否存在性別差異；實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)：完全隨機(jī)設(shè)計(jì)隨機(jī)分組；單側(cè)或雙側(cè)檢驗(yàn)：雙側(cè)檢驗(yàn)；檢驗(yàn)方法：兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)。 兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)滿足的條件:1.隨機(jī)抽

2、樣隨機(jī)抽樣，所有觀測(cè)應(yīng)該是隨機(jī)的從目標(biāo)總體，所有觀測(cè)應(yīng)該是隨機(jī)的從目標(biāo)總體中抽出。中抽出。2.正態(tài)分布正態(tài)分布，每個(gè)樣本來(lái)自的總體必須滿足正態(tài)，每個(gè)樣本來(lái)自的總體必須滿足正態(tài)分布。分布。3.方差齊性方差齊性，均數(shù)比較時(shí)，要求兩總體方差相等。，均數(shù)比較時(shí)，要求兩總體方差相等。 當(dāng)樣本來(lái)自的總體方差齊性時(shí)，使用方差齊當(dāng)樣本來(lái)自的總體方差齊性時(shí)，使用方差齊性的性的t檢驗(yàn)檢驗(yàn)。如果方差不齊時(shí)，應(yīng)該使用方差不。如果方差不齊時(shí)，應(yīng)該使用方差不齊的齊的t檢驗(yàn)檢驗(yàn)。正態(tài)性檢驗(yàn)：data shx6_3;data shx6_3;input input sex$sex$ minutes ; minutes ;car

3、ds;cards;F 25 F 30 F 30 F 35 F 30 F 27 F 23F 25 F 30 F 30 F 35 F 30 F 27 F 23F 32 F 29 F 32 F 29 F 33F 33M 32 M 26 M 35 M 27 M 28 MM 32 M 26 M 35 M 27 M 28 M37 M 32 M 3137 M 32 M 31M 27 M 39M 27 M 39 ; ; 導(dǎo)入性別變量，表示按性導(dǎo)入性別變量，表示按性別分組。別分組。/*對(duì)每組的樣本作正態(tài)性檢驗(yàn)對(duì)每組的樣本作正態(tài)性檢驗(yàn)*/proc univariate normal;class sex; *按se

4、x分組，表示研究組別是男和女性兩組;var minutes;run;SAS程序 正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果 檢驗(yàn) -統(tǒng)計(jì)量- -P 值-sex = F Shapiro-Wilk W 0.968942 Pr W 0.880sex = M Shapiro-Wilk W 0.925685 Pr 0.05P0.05可說(shuō)明資料服從正態(tài)分布，所可說(shuō)明資料服從正態(tài)分布，所以以結(jié)果可見(jiàn)兩組資料均服從正態(tài)分布（結(jié)果可見(jiàn)兩組資料均服從正態(tài)分布（W W F F =0.97 P=0.880.05; =0.97 P=0.880.05;W W M M =0.93,P=0.410.05) =0.93,P=0.410.05)。兩獨(dú)立樣本

5、設(shè)計(jì)資料的方差齊性檢驗(yàn)兩獨(dú)立樣本設(shè)計(jì)資料的方差齊性檢驗(yàn)檢驗(yàn)假設(shè)為：檢驗(yàn)假設(shè)為：H0： ，即兩總體方差相等 。 H1： ，即兩總體方差不相等。檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量： 1=n1-1=9，2=n2-1=9 54. 116.1317.202221（較?。ㄝ^大）SSF22122212結(jié)論 查附表， ,F0.05,所以在 水平上接受H0，男女起效時(shí)間的方差相等。03. 4)9 , 9(2/05. 0F)9 , 9(2/05. 0F05. 0（1）建立假設(shè)：假設(shè)檢驗(yàn)：假設(shè)檢驗(yàn)：H0：H1：=0.05雙側(cè)檢驗(yàn)雙側(cè)檢驗(yàn)(Two-side test)2121兩獨(dú)立樣本兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)實(shí)質(zhì)是檢驗(yàn)檢驗(yàn)實(shí)質(zhì)是檢驗(yàn)兩

6、樣本來(lái)自的總體的總體均兩樣本來(lái)自的總體的總體均數(shù)是否有差異。數(shù)是否有差異。（2）計(jì)算統(tǒng)計(jì)量：檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量： 其中， 是合并方差。09. 1)11(2121nnSXXtc221nn2)()(2) 1() 1(21222211212222112nnXXXXnnSnSnSc2cS（3）結(jié)論： 查附表（附表查附表（附表2），）， ， 因此，因此， ，得，得P0.05，在，在 =0.05的水準(zhǔn)上不拒絕的水準(zhǔn)上不拒絕 ，說(shuō)明差異沒(méi)有統(tǒng)，說(shuō)明差異沒(méi)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為該藥不存在起效時(shí)間的性別該藥不存在起效時(shí)間的性別差異。差異。10. 218, 2/05. 0t10. 218, 2/05. 0tt0H SAS程序/*兩獨(dú)立樣本兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)檢驗(yàn)*/proc ttest; class sex;*按性別分組，表示研究的組別是男和女性兩組;var minutes;Run;結(jié)果 總結(jié)1.正態(tài)性檢驗(yàn) Proc univariate normal; Var x; Run;2.t檢驗(yàn)和方差齊性檢驗(yàn) proc ttest ; Class group; Var x; Run;作業(yè)p121 ;作業(yè)要求：要求以下兩種格式均