總體均數(shù)的估計與假設(shè)檢驗課件

總體均數(shù)的估計與假設(shè)檢驗精品ppt課件總體均數(shù)的估計與假設(shè)檢驗精品ppt課件總體均數(shù)的估計與假設(shè)檢驗精品ppt課件抽樣誤差（samplingerror）:因各樣本包含的個體不同，所得的各個樣本統(tǒng)計量（如均數(shù)）往往不相等，這種由于個體差異和抽樣造成的樣本統(tǒng)計量與總體參數(shù)的差異，稱為抽樣誤差。產(chǎn)生抽樣誤差的原因：個體差異在抽樣研究中，抽樣誤差是無法避免的；抽樣誤差的分布有一定的規(guī)律性。第一節(jié)均數(shù)的抽樣誤差與標準誤2人有了知識，就會具備各種分析能力，明辨是非的能力。總體均數(shù)的估計與假設(shè)檢驗精品ppt課件總體均數(shù)的估計與假設(shè)檢抽樣誤差（samplingerror）:因各樣本包含的個體不同，所得的各個樣本統(tǒng)計量（如均數(shù)）往往不相等，這種由于個體差異和抽樣造成的樣本統(tǒng)計量與總體參數(shù)的差異，稱為抽樣誤差。產(chǎn)生抽樣誤差的原因：個體差異在抽樣研究中，抽樣誤差是無法避免的；抽樣誤差的分布有一定的規(guī)律性。第一節(jié)均數(shù)的抽樣誤差與標準誤2抽樣誤差（samplingerror）:因各樣本包含的個體例：某地14歲健康女生身高的總體均數(shù)為155.4cm，標準差為5.30。若從該地14歲健康女生中隨機抽取樣本含量n均為10人的樣本共100次，計算出每次樣本的均數(shù)為153.8cm，155.5cm,……總體

μ3例：某地14歲健康女生身高的總體均數(shù)為155.4cm，標準身高組段

(cm)頻數(shù)151~1152~6153~10154~18155~29156~20157~8158~6159~2樣本均數(shù)的抽樣分布特點：各樣本均數(shù)未必等于總體均數(shù)各樣本均數(shù)之間存在差異樣本均數(shù)的分布有一定規(guī)律性可計算100個樣本均數(shù)，得頻數(shù)分布如下：4身高組段頻數(shù)151~1152~6153~10154~1計算出這100個樣本均數(shù)的均數(shù)為155.52cm，樣本均數(shù)的標準差為1.64cm身高組段

(cm)頻數(shù)151~1152~6153~10154~18155~29156~20157~8158~6159~25計算出這100個樣本均數(shù)的均數(shù)為155.52cm，樣本均數(shù)的標準誤（standarderror）樣本均數(shù)的標準差，也稱均數(shù)的標準誤，是反映均數(shù)抽樣誤差大小的指標。均數(shù)標準誤越小，說明樣本均數(shù)與總體均數(shù)的差異程度越小，用該樣本均數(shù)估計總體均數(shù)越可靠。6標準誤（standarderror）樣本均數(shù)的標準差，也稱標準誤的計算當標準差一定時，標準誤與樣本含量n的平方根呈反比，因此，可以通過適當增加樣本含量來減少標準誤，從而降低抽樣誤差。7標準誤的計算當標準差一定時，標準誤與樣本含量n的平方根呈反比標準誤的計算例某地隨機抽查14歲健康女生10人，得身高均數(shù)154.8cm，標準差5.40cm，計算標準誤?？傮w標準差已知總體標準差未知：8標準誤的計算例某地隨機抽查14歲健康女生10人，得身高均標準誤的用途：衡量樣本均數(shù)的可靠性估計總體均數(shù)的置信區(qū)間用于均數(shù)的假設(shè)檢驗9標準誤的用途：衡量樣本均數(shù)的可靠性9數(shù)理統(tǒng)計推理和中心極限定理從正態(tài)總體中，隨機抽取例數(shù)為n的樣本，樣本均數(shù)服從正態(tài)分布；從偏態(tài)總體隨機抽樣，當n足夠大時，樣本均數(shù)服也近似服從正態(tài)分布分布；從均數(shù)為μ，標準差為σ的正態(tài)或偏態(tài)總體，抽取例數(shù)為n的樣本，樣本均數(shù)的總體均數(shù)=μ，標準差。10數(shù)理統(tǒng)計推理和中心極限定理從正態(tài)總體中，隨機抽取例數(shù)為n的樣第二節(jié)t分布t分布的概念t分布的圖形、性質(zhì)、t界值表查表11第二節(jié)t分布t分布的概念11一、t分布的概念12一、t分布的概念12t分布的概念－－續(xù)當總體標準差未知時，可作正態(tài)變量的t轉(zhuǎn)換:

t分布與標準正態(tài)分布的聯(lián)系：t分布只有1個參數(shù)：自由度（=n-1）。

逐漸增大時，t分布逐漸逼近標準正態(tài)分布。當=∝時，t分布就完全成為標準正態(tài)分布了。13t分布的概念－－續(xù)當總體標準差未知時，可作正態(tài)變二t分布的圖形和特征t分布是一簇曲線，自由度決定曲線的形狀。當ν∞，t分布正態(tài)分布以0為中心，左右對稱的單峰曲線14二t分布的圖形和特征t分布是一簇曲線，自由度決定曲線t值表的使用（P804）橫標目：自由度υ（1，2，3，…，∞）縱標目：概率P（雙側(cè)：0.05，0.01，…0.001）（單側(cè)：0.025，0.005，…0.0005）t界值：一側(cè)尾部面積為單側(cè)概率，兩側(cè)尾部面積之和稱為雙側(cè)概率。15t值表的使用（P804）橫標目：自由度υ（1，2，3，…，∞t值表的使用—續(xù)

t分布曲線兩端尾部面積表示在隨機抽樣中，獲得的t值大于等于某t界值的概率，即P值。例如：當=9時，雙側(cè)概率α=0.05時，查t界值表得t(0.05,9)=2.262

。含義為：16t值表的使用—續(xù)t分布曲線兩端尾部面積表示在隨機抽樣中，獲t值表中：相同時，t值越大，P值越小；P值相同時，自由度值越大，t值越??；t值相同時，雙側(cè)概率P為單側(cè)概率P的兩倍。t分布的應用：總體均數(shù)的區(qū)間估計t檢驗17t值表中：相同時，t值越大，P值越??；17第三節(jié)總體均數(shù)的置信區(qū)間估計

confidenceinterval可信區(qū)間的概念總體均數(shù)可信區(qū)間的計算均數(shù)可信區(qū)間與參考值范圍的區(qū)別18第三節(jié)總體均數(shù)的置信區(qū)間估計

confidenceint一、可信區(qū)間的概念統(tǒng)計推斷：參數(shù)估計與假設(shè)檢驗。參數(shù)估計:parametricestimation，用樣本統(tǒng)計量估計總體參數(shù)的方法。點（值）估計:pointestimation，直接用樣本統(tǒng)計量作為總體參數(shù)的估計值。方法簡單但未考慮抽樣誤差大小。區(qū)間估計:intervalestimation，按預先給定的概率95%，或(1-)，確定的包含未知總體參數(shù)的可能范圍?？紤]了抽樣誤差。19一、可信區(qū)間的概念統(tǒng)計推斷：參數(shù)估計與假設(shè)檢驗。19可信區(qū)間的含義

confidenceinterval,CI有1-（如95%）的可能認為計算出的可信區(qū)間包含了總體參數(shù)。例4.3某市隨機抽查12歲男孩100人，得身高均數(shù)139.6cm，標準差6.85cm。該地12歲男孩身高均數(shù)的95%可信區(qū)間為：138.3(cm)~141.0(cm)?？尚艆^(qū)間不含可信限。Confidencelimit，CL。下限，lowerlimit，L/L1。上限，upperlimit，U/L2。20可信區(qū)間的含義

confidenceinterval,C總體均數(shù)的可信區(qū)間原理按t分布的原理得出21總體均數(shù)的可信區(qū)間原理按t分布的原理得出21二、總體均數(shù)可信區(qū)間的計算1、s已知時：總體均數(shù)的95%置信區(qū)間為：22二、總體均數(shù)可信區(qū)間的計算1、s已知時：總體均數(shù)的95%置信2、s未知、且樣本例數(shù)較少時，按t分布原理總體均數(shù)的95%置信區(qū)間為：232、s未知、且樣本例數(shù)較少時，按t分布原理總體均數(shù)的95%置例9.10隨機抽取某地健康男子20人，測得樣本的收縮壓均值為118.4mmHg，標準差為10.8mmHg

，試估計該地男子收縮壓總體均數(shù)的95%的置信區(qū)間。

=20-1=19t0.05,19=2.09324例9.10隨機抽取某地健康男子20人，測得樣本的收縮壓均3、s未知、但樣本例數(shù)足夠大時（n>60或100時），按正態(tài)分布原理?？傮w均數(shù)的95%置信區(qū)間為：253、s未知、但樣本例數(shù)足夠大時（n>60或100時），按正大樣本時總體均數(shù)的可信區(qū)間估計例：測得某地200名正常人血清膽固醇的均數(shù)為3.64mmol/L，標準差為1.20mmol/L。試求該地正常人血清膽固醇均數(shù)95%的可信區(qū)間。該地正常人血清膽固醇均數(shù)95%的可信區(qū)間為3.47~3.81（mmol/L）26大樣本時總體均數(shù)的可信區(qū)間估計例：測得某地200名正常人血清4、兩總體均數(shù)差的可信區(qū)間從標準差相等、均數(shù)不等的兩個正態(tài)總體中隨機抽樣，樣本含量分別為n1，n2,樣本均數(shù)和標準差分別為、S1和、S2，則兩總體均數(shù)之差（1-2

）的1-可信區(qū)間為274、兩總體均數(shù)差的可信區(qū)間從標準差相等、均數(shù)不等的兩個正態(tài)總兩總體均數(shù)差的可信區(qū)間某醫(yī)院心內(nèi)科在冠心病普查工作中，測得40~50歲年齡組男性193人的脂蛋白均數(shù)為379.59（mg%），標準差為104.30（mg%）；女性128人的脂蛋白均數(shù)為357.89（mg%），標準差為89.67（mg%）。問男性與女性的脂蛋白總體均數(shù)有多大差別？結(jié)論：40~50歲年齡組男性與女性的脂蛋白總體均數(shù)不同，男性平均比女性高出18.30~61.10（mg%）28兩總體均數(shù)差的可信區(qū)間某醫(yī)院心內(nèi)科在冠心病普查工作中，測得4三、可信區(qū)間的解釋

confidenceinterval,CI該地健康男子收縮壓總體均數(shù)的95%置信區(qū)間為（113.3，123.5）mmHg。從理論上說，做100次抽樣，可計算得100個置信區(qū)間，平均有95個置信區(qū)間包括總體均數(shù)，只有5個置信區(qū)間不包括總體均數(shù)。這種估計方法會冒5%犯錯誤的風險。29三、可信區(qū)間的解釋

confidenceinterval,可信區(qū)間的確切含義是指有1-（如95%）的可能認為計算出的可信區(qū)間包含了總體參數(shù)。在可信度確定的前提下，增加樣本例數(shù)，可減少區(qū)間寬度30可信區(qū)間的確切含義是指有1-（如95%）的可能認為計算出四、可信區(qū)間與參考值范圍的區(qū)別隨機抽取某地200名正常成人，測得血清膽固醇均數(shù)為3.64mmol/L，標準差為1.20mmol/L。求得該地正常人血清膽固醇均數(shù)的95%可信區(qū)間為3.47~3.81（mmol/L）95%參考值范圍為1.29~5.99（mmol/L）31四、可信區(qū)間與參考值范圍的區(qū)別隨機抽取某地200名正常成人，均數(shù)的可信區(qū)間與

參考值范圍的區(qū)別含義：用途：計算公式：32均數(shù)的可信區(qū)間與

參考值范圍的區(qū)別含義：32標準誤（standarderror）和標準差（standarddeviation）的區(qū)別與聯(lián)系

33標準誤（standarderror）和標準差（standaSPSS命令求總體均數(shù)的置信區(qū)間Analyze->DescriptiveStatistics->Explore34SPSS命令求總體均數(shù)的置信區(qū)間Analyze->Descr第四節(jié)t檢驗和u檢驗例某地抽樣調(diào)查了280名健康成年男性的血紅蛋白含量，其均數(shù)為136.0g/L，標準差為6.0g/L。已知正常成年男性的血紅蛋白為140.0g/L。試問能否認為該地抽樣調(diào)查的280名成年男性與正常成年男性的血紅蛋白含量的均數(shù)不同？0=140.0g/L已知總體未知總體X=136.0g/LS=6.0g/Ln=28035第四節(jié)t檢驗和u檢驗例某地抽樣調(diào)查了280名健康成年男性出現(xiàn)差別的兩種可能：總體均數(shù)不同，故樣本均數(shù)有差別總體均數(shù)相同，差別僅僅是由于抽樣誤差造成的怎樣判斷屬于哪一種可能？先計算一個統(tǒng)計量，如t值，然后根據(jù)相應的概率做判斷。

36出現(xiàn)差別的兩種可能：總體均數(shù)不同，故樣本均數(shù)有差別36一、假設(shè)檢驗的基本原理樣本均數(shù)與已知總體均數(shù)不等，原因？（1）≠0，兩總體均數(shù)不等（2）＝0

，抽樣誤差所致這種不等，有多大的可能性由抽樣誤差造成？如果抽樣誤差造成的可能性很小，則認為≠0

先假設(shè)＝0

，看由于抽樣誤差造成的可能性（P值）有多大？怎樣計算P值的大小呢？已知總體未知總體0=140.0g/LX=136.0g/LS=6.0g/Ln=28037一、假設(shè)檢驗的基本原理樣本均數(shù)與已知總體均數(shù)不等，原因？已知怎樣計算P值的大小呢？若假設(shè)＝0

，則可用公式計算t值，由t值求得P值。如果樣本均數(shù)與0相差較遠，t值就大，P值就小。當P小于或等于預先規(guī)定的概率值（如0.05），則為小概率事件，即在一次抽樣中發(fā)生的可能性很小，如果它發(fā)生了，則有理由懷疑原假設(shè)＝0可能不成立，認為其對立面≠0成立，該結(jié)論的正確性冒著犯5%錯誤的風險。t0.05,200=1.97t0.01,200=2.60t=11.1638怎樣計算P值的大小呢？若假設(shè)＝0，則可用公式t0.0二、假設(shè)檢驗的基本步驟建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準選定檢驗方法，計算統(tǒng)計量確定P值，作出推斷結(jié)論39二、假設(shè)檢驗的基本步驟建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準391、建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準檢驗假設(shè)，hypothesisundertest，亦稱無效假設(shè)、用H0表示H0:假設(shè)未知總體參數(shù)等于已知總體參數(shù)，μ=μ0?；蚣僭O(shè)兩個總體參數(shù)相等，μ1=μ2，備擇假設(shè)，alternativehypothesis：若H0被否決則該假設(shè)成立。用H1表示。H1

的內(nèi)容反映出檢驗的單雙側(cè)，分三種情況：

μ>μ0

（單側(cè)）,μ<μ0

（單側(cè)）,μ≠μ0

（雙側(cè)）假設(shè)是對總體而言，不是針對樣本。H0與H1是相互聯(lián)系、對立的假設(shè)。401、建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準檢驗假設(shè)，hypothesis單、雙側(cè)的確定研究者所關(guān)心的只是差異是否有本質(zhì)上的區(qū)別，則采用雙側(cè)檢驗(two-sidetest)。一般認為雙側(cè)檢驗較保守和穩(wěn)妥，尤其是多樣本。研究者想知道是否有一方較高，則采用單側(cè)檢驗(one-sidetest)。從專業(yè)知識判斷知：一結(jié)果不可能低于另一結(jié)果，擬用單側(cè)檢驗。一般認為雙側(cè)檢驗穩(wěn)妥，故常用。41單、雙側(cè)的確定研究者所關(guān)心的只是差異是否有本質(zhì)上的區(qū)別，則采確定檢驗水準,

sizeofatest,過去稱顯著性水平（significancelevel）確定H0成立但被拒絕的概率的界值，是I型錯誤的概率大小。它確定了小概率事件的大小，常取=0.0542確定檢驗水準,sizeofatest,過去稱顯著2、選定檢驗方法，計算檢驗統(tǒng)計量根據(jù)變量類型、設(shè)計方案、檢驗方法的適用條件等，選擇適當?shù)臋z驗方法和統(tǒng)計量。所有檢驗統(tǒng)計量都是在H0成立的前提條件下計算出來的，這就是為什么要假設(shè)某兩個（多個）總體參數(shù)相等，或服從某一分布的原因。432、選定檢驗方法，計算檢驗統(tǒng)計量根據(jù)變量類型、設(shè)計方案、檢驗3.確定P值，作出推斷結(jié)論P值的含義是什么？指從H0規(guī)定的總體隨機抽得≥(或≤)現(xiàn)有樣本獲得的檢驗統(tǒng)計量值（如t）的概率。判斷準則：當P≤時，拒絕H0，接受H1，認為差異有統(tǒng)計學意義(statisticalsignificance，統(tǒng)計結(jié)論)；可認為……不同或不等（專業(yè)結(jié)論）當P時，不拒絕H0，認為差異無統(tǒng)計學意義(nostatisticalsignificance)。還不能認為……不同或不等（專業(yè)結(jié)論）443.確定P值，作出推斷結(jié)論P值的含義是什么？指從H0規(guī)定的t檢驗

應用條件：樣本均數(shù)與總體均數(shù)的比較、兩樣本均數(shù)的比較。n較小時（如n<50）,理論上要求樣本取自正態(tài)總體兩小樣本均數(shù)比較時，要求兩總體方差相等45t檢驗應用條件：45一、單樣本t檢驗onesamplet-test即樣本均數(shù)代表的未知總體均數(shù)和已知總體均數(shù)0（一般為理論值、標準值或經(jīng)過大量觀察所得的穩(wěn)定值等）的比較。這時檢驗統(tǒng)計量的計算在H0成立的前提條件下計算。46一、單樣本t檢驗onesamplet-test即樣本均onesamplet-test通過以往大規(guī)模調(diào)查，已知某地嬰兒出生體重均數(shù)為3.30kg，今測得35名難產(chǎn)兒平均出生體重為3.42kg,標準差為0.40kg，問是否該地難產(chǎn)兒出生體重與一般嬰兒出生體重不同？即推斷樣本所代表的未知總體均數(shù)與已知總體均數(shù)有無差別。已知總體均數(shù)：理論值、標準值或經(jīng)過大量觀察所得的穩(wěn)定值，等47onesamplet-test通過以往大規(guī)模調(diào)查，已知某樣本均數(shù)和總體均數(shù)比較的t檢驗建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準H0：=0（難產(chǎn)兒與一般嬰兒出生體重的總體均數(shù)相等）（H0為無效假設(shè)）H1：≠0，（難產(chǎn)兒與一般嬰兒出生體重的總體均數(shù)不等）（H1為備擇假設(shè)）=0.05選定檢驗方法，計算檢驗統(tǒng)計量48樣本均數(shù)和總體均數(shù)比較的t檢驗建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準

確定P值，作出推斷結(jié)論=34，t=1.77。查附表2，t界值表（P804），t0.05/2,34=2.032，

t<t0.05/2,34

，故P>0.05。按=0.05水準，不拒絕H0，兩者的差別無統(tǒng)計學意義。尚不能認為難產(chǎn)兒平均出生體重與一般嬰兒不同在論文中，可用下列表達方法：經(jīng)樣本均數(shù)和總體均數(shù)比較的t

檢驗，t=1.77,P>0.05。尚不能認為難產(chǎn)兒平均出生體重與一般嬰兒不同。49確定P值，作出推斷結(jié)論49又如：已知某小樣本中含CaCO3的真值是20.7mg/L?，F(xiàn)用某法重復測定該小樣本15次，CaCO3含量（mg/L）分別如下。問該法測得的均數(shù)與真值有無差別？20.99，20.41，20.62，20.75，20.10，20.00，20.80，20.91，22.60，22.30，20.99，20.41，20.50，23.00，22.60

計算得均數(shù)為21.13，標準差為0.9850又如：已知某小樣本中含CaCO3的真值是20.7mg/L?，F(xiàn)樣本均數(shù)與總體均數(shù)的比較建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準H0：=0H1：≠0=0.05選定檢驗方法，計算檢驗統(tǒng)計量51樣本均數(shù)與總體均數(shù)的比較建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準51

確定P值，作出推斷結(jié)論=14，查t界值表（P804），得t0.05(14)=2.145現(xiàn)t=1.70，t<t0.05,14，故P>0.05。按=0.05水準，不拒絕H0。根據(jù)現(xiàn)有樣本信息，尚不能認為該法測得的均數(shù)與真值不同。52確定P值，作出推斷結(jié)論52單樣本

t

檢驗的SPSS操作

onesamplet-test和結(jié)果解釋53單樣本t檢驗的SPSS操作

onesamplet-t命令：AnalyzeCompareMeans

One-SampleTtest54命令：AnalyzeCompareMeans

One-將變量CaCO3選入TestVariables欄,在

TestValue:鍵入20.7055將變量CaCO3選入TestVariables欄,在

TeSPSS分析結(jié)果56SPSS分析結(jié)果56二、配對

t

檢驗

pairedt-test

配對設(shè)計：兩個同質(zhì)受試對象分別接受兩種不同的處理同一受試對象分別接受兩種不同的處理同一受試對象處理前后57二、配對t檢驗

pairedt-test配對設(shè)計1.

兩個同質(zhì)受試對象分別接受

兩種不同的處理例:為研究女性服用某避孕藥后是否影響其血清總膽固醇含量，將20名女性按年齡配成10對。每對中隨機抽取一人服用新藥，另一人服用安慰劑。經(jīng)過一定時間后，測得血清膽固醇含量（mmol/L）。問該新藥是否影響女性血清膽固醇含量？581.兩個同質(zhì)受試對象分別接受

兩種不同的處理例:為研究女新藥組與安慰劑組血清總膽固醇含量（mmol/L）配對號新藥組安慰劑組差值d14.46.2-1.825.05.2-0.235.85.50.344.65.0-0.454.94.40.564.85.4-0.676.05.01.085.96.4-0.594.35.8-1.5105.16.2-1.159新藥組與安慰劑組血清總膽固醇含量（mmol/L）配對號新藥組2.同一受試對象分別接受

兩種不同的處理例：分別用兩種測量肺活量的儀器測得12名婦女的最大呼氣率（L/分），問兩種方法的檢測結(jié)果有無差別？602.同一受試對象分別接受

兩種不同的處理例：分別用兩種測量兩種方法檢測12名婦女最大呼氣率（L/分）結(jié)果被檢測者號MiniWright差值dd215254903512252415397183243508512-416444440143184955004703090064604154520257390431-41168184324293994204200010227275-48230411268165103106091244342122484合計206（∑d）21426（∑d2）61兩種方法檢測12名婦女最大呼氣率（L/分）結(jié)果被檢測者號Mi3.同一受試對象處理前后例應用某藥治療8例高血壓患者，觀察患者治療前后舒張壓變化情況如下。問該藥是否對高血壓患者治療前后舒張壓變化有影響？623.同一受試對象處理前后例應用某藥治療8例高血壓患者，觀表用某藥治療高血壓患者前后舒張壓變化情況病人編號號舒張壓(mmHg)差值d治療前治療后19688821121084310810264102984598100-2610096471061024810092863表用某藥治療高血壓患者前后舒張壓變化情況病人編號號舒張壓(配對t檢驗的基本原理設(shè)兩種處理的效應相同，即1=2，則1-2=0（即已知總體0

）。即看成是差值的樣本均數(shù)所代表的未知總體均數(shù)d與已知總體均數(shù)0=0的比較。64配對t檢驗的基本原理設(shè)兩種處理的效應相同，即1=若該藥治療高血壓不影響舒張壓的變化，則理論上每個患者治療前后舒張壓差值d的總體均數(shù)d

=0建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準H0：d

=0H1：d

≠0=0.05選定檢驗方法，計算檢驗統(tǒng)計量65若該藥治療高血壓不影響舒張壓的變化，則理論上每個患者治療前后確定P值，作出推斷結(jié)論t=4.02,=n-1=8-1=7,查t界值表

t0.05(7)=2.365，t0.01(7)=3.499因4.02>t0.01(7)，故P<0.01經(jīng)配對t檢驗，t=4.02,，P<0.01?？烧J為該藥有降低舒張壓的作用。66確定P值，作出推斷結(jié)論t=4.02,=n-1=8-1=配對

t

檢驗的SPSS操作

pairedt-test和結(jié)果解釋67配對t檢驗的SPSS操作

pairedt-test和結(jié)命令：AnalyzeCompareMeans

Paired-SamplesTtest68命令：AnalyzeCompareMeans

Pair將X1和X2成對選入PairedVariables欄

單擊OK按鈕69將X1和X2成對選入PairedVariables欄

單經(jīng)配對t檢驗，t=4.03,P=0.005。可認為該藥有降低舒張壓的作用。70經(jīng)配對t檢驗，t=4.03,P=0.005?？烧J為該藥有三、兩樣本t檢驗

（完全隨機設(shè)計的兩樣本均數(shù)比較）完全隨機設(shè)計：分別從兩個研究總體中隨機抽取樣本，然后比較兩組的平均效應；隨機抽取實驗對象，將其隨機分成兩組，分別接受兩種不同處理，然后比較兩組的平均效應。應用條件兩小樣本均數(shù)比較（n1,n2均小于50）時，理論上要求樣本取自正態(tài)總體，兩總體方差相等。71三、兩樣本t檢驗

（完全隨機設(shè)計的兩樣本均數(shù)比較）完全隨機設(shè)例25例糖尿病患者隨機分成兩組，甲組單純用藥物治療，乙組采用藥物治療合并飲食治療法，兩個月后再次測空腹血糖，問兩組患者血糖值是否相同？

25例糖尿病患者兩種療法后兩個月血糖值（mmol/L）編號甲組血糖值X1乙組血糖值X218.45.4210.56.4………1121.114.81215.215.61318.772例25例糖尿病患者隨機分成兩組，甲組單純用藥物治療，乙組采1.建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準H0:1=2，兩組患者的血糖值總體均數(shù)相同H1:1

≠2，兩組患者的血糖值總體均數(shù)不同=0.05731.建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準H0:1=2，兩組

2.選定檢驗方法，計算檢驗統(tǒng)計量兩樣本的合并方差兩樣本均數(shù)之差的標準誤742.選定檢驗方法，計算檢驗統(tǒng)計量兩樣本的兩樣本均數(shù)747575

3.確定P值，作出推斷結(jié)論本例t=2.639,=n1+n2-2=12+13-2=23查t界值表，t0.05(23)=2.069,t0.01(23)=2.807現(xiàn)t>t0.05(23),P<0.05，差異有統(tǒng)計學意義，按=0.05的水準拒絕H0

，接受H1

，故可以認為單純藥物治療與藥物合并飲食治療糖尿病患者的血糖值均數(shù)不同，藥物合并飲食法的療效較好。763.確定P值，作出推斷結(jié)論本例t=2.639,=兩樣本

t

檢驗的SPSS操作

Independent-SamplesTtest和結(jié)果解釋77兩樣本t檢驗的SPSS操作

Independent-S命令：AnalyzeCompareMeans

Independent-SamplesTtest78命令：AnalyzeCompareMeans

Inde將X選入TestVariable欄

將g選入GroupingVariable欄79將X選入TestVariable欄

將g選入Groupin定義GroupingVariable80定義GroupingVariable80單擊OK按鈕81單擊OK按鈕81經(jīng)兩獨立樣本t檢驗，t=2.64，P=0.015故可以認為單純藥物治療與藥物合并飲食治療糖尿病患者的血糖值均數(shù)不同，藥物合并飲食法的療效較好。82經(jīng)兩獨立樣本t檢驗，t=2.64，P=0.015故可以認為單四、大樣本（>60）均數(shù)比較的

u檢驗當樣本含量較大時，t分布與標準正態(tài)分布很接近。用手工計算時，u的計算t比簡單。查u界值表，t界值表中=∞一行。SPSS都用t檢驗處理。83四、大樣本（>60）均數(shù)比較的

u檢驗當樣本含量較大時，t經(jīng)t檢驗，P>0.05。統(tǒng)計結(jié)論：兩種方法測量結(jié)果的差別無統(tǒng)計學意義。專業(yè)結(jié)論：尚不能認為兩種方法測定結(jié)果不同。但不能證明兩種測量結(jié)果相同，如要證明相同，要用等效檢驗。84經(jīng)t檢驗，P>0.05。統(tǒng)計結(jié)論：兩種方法測量結(jié)果的差別第五節(jié)假設(shè)檢驗的注意事項一、I型錯誤（typeIerror）和II型錯誤（typeIIerror）85第五節(jié)假設(shè)檢驗的注意事項一、I型錯誤（typeIerr

假設(shè)檢驗利用小概率反證法的思想，根據(jù)樣本統(tǒng)計量作出的推斷結(jié)論具有概率性，因此其結(jié)論可能出現(xiàn)判斷錯誤，通?？赡馨l(fā)生下面兩類錯誤。I型錯誤typeIerror

：拒絕了實際上成立的H0?？扇挝惨嗫扇‰p尾。II型錯誤:typeIIerror：

“接受”了實際上不成立的H0。只取單尾，其大小在進行假設(shè)檢驗時一般并不知道。86假設(shè)檢驗利用小概率反證法的思想，根據(jù)樣本統(tǒng)計量作出的I型錯誤，即檢驗水準。拒絕了實際上成立的H0

。一般取0.05。II型錯誤，β。不拒絕實際上不成立的H0。檢驗效能，powerofatest，1–。兩總體確有差異，按規(guī)定檢驗水準能發(fā)現(xiàn)該差異的能力。

87I型錯誤，即檢驗水準。871-α1-ββα0tαH0成立時H0不成立時

愈大，愈??；愈小，愈大要同時減少與：只有增加樣本含量當n確定后，可通過定義來控制。一般要減少，取=0.01、0.05要減少，取=0.10、0.20圖4.1Ⅰ型錯誤Ⅱ型錯誤示意圖（單樣本t檢驗，單尾）881-α1-ββα0tαH0成立時二、假設(shè)檢驗應注意的問題保證組間的可比性檢驗方法符合應用條件實際差別大小與統(tǒng)計意義的區(qū)別，正確理解“顯著性”的含義結(jié)果判斷不能絕對化單、雙側(cè)檢驗的選擇報告結(jié)論時，寫出檢驗統(tǒng)計量，檢驗水準，統(tǒng)計量的實際差別，95%CI（差別有多大）。89二、假設(shè)檢驗應注意的問題保證組間的可比性89可信區(qū)間在統(tǒng)計推斷上提供的信息5mmHg90可信區(qū)間在統(tǒng)計推斷上提供的信息5mmHg90第七節(jié)正態(tài)性檢驗與

兩方差齊性檢驗1、圖示法：概率圖（probability－probabilityplot，P-P圖）分位數(shù)圖（quantile－quantileplot，Q-Q圖）

Q-Q圖效率較高。91第七節(jié)正態(tài)性檢驗與

兩方差齊性檢驗1、圖示法：912、計算法：SPSS中用Kolmogorov-SmirnovTest。Nonparametrictest---1-samplek-s經(jīng)單樣本K-S法的正態(tài)分布檢驗，Z=0.587,P=0.881,按=0.05水準，認為7歲男孩的身高服從正態(tài)分布。922、計算法：SPSS中用Kolmogorov-Smirnov正態(tài)性檢驗圖示法：概率圖（probability－probabilityplot，P-P圖）分位數(shù)圖（quantile－quantileplot，Q-Q圖）

Q-Q圖效率較高。93正態(tài)性檢驗圖示法：93兩組資料的方差齊性檢驗

homogeneity例白血病鼠：正常鼠：試檢驗兩樣本對應的兩總體方差是否相等？94兩組資料的方差齊性檢驗

homogeneity例白血病鼠兩組資料的方差齊性檢驗H0:12=22，兩組對應總體方差相同H1:12≠22，兩組對應總體方差不同=0.05計算統(tǒng)計量確定P值，作出推斷結(jié)論查附表3（806頁），F(xiàn)界值表（方差齊性檢驗用）。F0.05,(6,6)=5.82，今F=1.484，P>0.05。兩組總體方差的差別無統(tǒng)計學意義，尚不能認為兩組總體方差不等。95兩組資料的方差齊性檢驗H0:12=22，兩組對應總體方方差不齊的處理方法近似t檢驗：t檢驗。在方差不齊時，SPSS可選擇該方法的結(jié)果。前提是該樣本來自正態(tài)分布。秩和檢驗96方差不齊的處理方法近似t檢驗：t檢驗。在方差不齊時，S作業(yè)P66～67三、計算分析題題：1、3、4、597作業(yè)P66～6797 謝謝大家！ 謝謝大家！謝謝觀賞！992020/11/5謝謝觀賞！992020/11/5總體均數(shù)的估計與假設(shè)檢驗精品ppt課件總體均數(shù)的估計與假設(shè)檢驗精品ppt課件總體均數(shù)的估計與假設(shè)檢驗精品ppt課件抽樣誤差（samplingerror）:因各樣本包含的個體不同，所得的各個樣本統(tǒng)計量（如均數(shù)）往往不相等，這種由于個體差異和抽樣造成的樣本統(tǒng)計量與總體參數(shù)的差異，稱為抽樣誤差。產(chǎn)生抽樣誤差的原因：個體差異在抽樣研究中，抽樣誤差是無法避免的；抽樣誤差的分布有一定的規(guī)律性。第一節(jié)均數(shù)的抽樣誤差與標準誤2人有了知識，就會具備各種分析能力，明辨是非的能力?？傮w均數(shù)的估計與假設(shè)檢驗精品ppt課件總體均數(shù)的估計與假設(shè)檢抽樣誤差（samplingerror）:因各樣本包含的個體不同，所得的各個樣本統(tǒng)計量（如均數(shù)）往往不相等，這種由于個體差異和抽樣造成的樣本統(tǒng)計量與總體參數(shù)的差異，稱為抽樣誤差。產(chǎn)生抽樣誤差的原因：個體差異在抽樣研究中，抽樣誤差是無法避免的；抽樣誤差的分布有一定的規(guī)律性。第一節(jié)均數(shù)的抽樣誤差與標準誤101抽樣誤差（samplingerror）:因各樣本包含的個體例：某地14歲健康女生身高的總體均數(shù)為155.4cm，標準差為5.30。若從該地14歲健康女生中隨機抽取樣本含量n均為10人的樣本共100次，計算出每次樣本的均數(shù)為153.8cm，155.5cm,……總體

μ102例：某地14歲健康女生身高的總體均數(shù)為155.4cm，標準身高組段

(cm)頻數(shù)151~1152~6153~10154~18155~29156~20157~8158~6159~2樣本均數(shù)的抽樣分布特點：各樣本均數(shù)未必等于總體均數(shù)各樣本均數(shù)之間存在差異樣本均數(shù)的分布有一定規(guī)律性可計算100個樣本均數(shù)，得頻數(shù)分布如下：103身高組段頻數(shù)151~1152~6153~10154~1計算出這100個樣本均數(shù)的均數(shù)為155.52cm，樣本均數(shù)的標準差為1.64cm身高組段

(cm)頻數(shù)151~1152~6153~10154~18155~29156~20157~8158~6159~2104計算出這100個樣本均數(shù)的均數(shù)為155.52cm，樣本均數(shù)的標準誤（standarderror）樣本均數(shù)的標準差，也稱均數(shù)的標準誤，是反映均數(shù)抽樣誤差大小的指標。均數(shù)標準誤越小，說明樣本均數(shù)與總體均數(shù)的差異程度越小，用該樣本均數(shù)估計總體均數(shù)越可靠。105標準誤（standarderror）樣本均數(shù)的標準差，也稱標準誤的計算當標準差一定時，標準誤與樣本含量n的平方根呈反比，因此，可以通過適當增加樣本含量來減少標準誤，從而降低抽樣誤差。106標準誤的計算當標準差一定時，標準誤與樣本含量n的平方根呈反比標準誤的計算例某地隨機抽查14歲健康女生10人，得身高均數(shù)154.8cm，標準差5.40cm，計算標準誤?？傮w標準差已知總體標準差未知：107標準誤的計算例某地隨機抽查14歲健康女生10人，得身高均標準誤的用途：衡量樣本均數(shù)的可靠性估計總體均數(shù)的置信區(qū)間用于均數(shù)的假設(shè)檢驗108標準誤的用途：衡量樣本均數(shù)的可靠性9數(shù)理統(tǒng)計推理和中心極限定理從正態(tài)總體中，隨機抽取例數(shù)為n的樣本，樣本均數(shù)服從正態(tài)分布；從偏態(tài)總體隨機抽樣，當n足夠大時，樣本均數(shù)服也近似服從正態(tài)分布分布；從均數(shù)為μ，標準差為σ的正態(tài)或偏態(tài)總體，抽取例數(shù)為n的樣本，樣本均數(shù)的總體均數(shù)=μ，標準差。109數(shù)理統(tǒng)計推理和中心極限定理從正態(tài)總體中，隨機抽取例數(shù)為n的樣第二節(jié)t分布t分布的概念t分布的圖形、性質(zhì)、t界值表查表110第二節(jié)t分布t分布的概念11一、t分布的概念111一、t分布的概念12t分布的概念－－續(xù)當總體標準差未知時，可作正態(tài)變量的t轉(zhuǎn)換:

t分布與標準正態(tài)分布的聯(lián)系：t分布只有1個參數(shù)：自由度（=n-1）。

逐漸增大時，t分布逐漸逼近標準正態(tài)分布。當=∝時，t分布就完全成為標準正態(tài)分布了。112t分布的概念－－續(xù)當總體標準差未知時，可作正態(tài)變二t分布的圖形和特征t分布是一簇曲線，自由度決定曲線的形狀。當ν∞，t分布正態(tài)分布以0為中心，左右對稱的單峰曲線113二t分布的圖形和特征t分布是一簇曲線，自由度決定曲線t值表的使用（P804）橫標目：自由度υ（1，2，3，…，∞）縱標目：概率P（雙側(cè)：0.05，0.01，…0.001）（單側(cè)：0.025，0.005，…0.0005）t界值：一側(cè)尾部面積為單側(cè)概率，兩側(cè)尾部面積之和稱為雙側(cè)概率。114t值表的使用（P804）橫標目：自由度υ（1，2，3，…，∞t值表的使用—續(xù)

t分布曲線兩端尾部面積表示在隨機抽樣中，獲得的t值大于等于某t界值的概率，即P值。例如：當=9時，雙側(cè)概率α=0.05時，查t界值表得t(0.05,9)=2.262

。含義為：115t值表的使用—續(xù)t分布曲線兩端尾部面積表示在隨機抽樣中，獲t值表中：相同時，t值越大，P值越??；P值相同時，自由度值越大，t值越?。籺值相同時，雙側(cè)概率P為單側(cè)概率P的兩倍。t分布的應用：總體均數(shù)的區(qū)間估計t檢驗116t值表中：相同時，t值越大，P值越??；17第三節(jié)總體均數(shù)的置信區(qū)間估計

confidenceinterval可信區(qū)間的概念總體均數(shù)可信區(qū)間的計算均數(shù)可信區(qū)間與參考值范圍的區(qū)別117第三節(jié)總體均數(shù)的置信區(qū)間估計

confidenceint一、可信區(qū)間的概念統(tǒng)計推斷：參數(shù)估計與假設(shè)檢驗。參數(shù)估計:parametricestimation，用樣本統(tǒng)計量估計總體參數(shù)的方法。點（值）估計:pointestimation，直接用樣本統(tǒng)計量作為總體參數(shù)的估計值。方法簡單但未考慮抽樣誤差大小。區(qū)間估計:intervalestimation，按預先給定的概率95%，或(1-)，確定的包含未知總體參數(shù)的可能范圍?？紤]了抽樣誤差。118一、可信區(qū)間的概念統(tǒng)計推斷：參數(shù)估計與假設(shè)檢驗。19可信區(qū)間的含義

confidenceinterval,CI有1-（如95%）的可能認為計算出的可信區(qū)間包含了總體參數(shù)。例4.3某市隨機抽查12歲男孩100人，得身高均數(shù)139.6cm，標準差6.85cm。該地12歲男孩身高均數(shù)的95%可信區(qū)間為：138.3(cm)~141.0(cm)?？尚艆^(qū)間不含可信限。Confidencelimit，CL。下限，lowerlimit，L/L1。上限，upperlimit，U/L2。119可信區(qū)間的含義

confidenceinterval,C總體均數(shù)的可信區(qū)間原理按t分布的原理得出120總體均數(shù)的可信區(qū)間原理按t分布的原理得出21二、總體均數(shù)可信區(qū)間的計算1、s已知時：總體均數(shù)的95%置信區(qū)間為：121二、總體均數(shù)可信區(qū)間的計算1、s已知時：總體均數(shù)的95%置信2、s未知、且樣本例數(shù)較少時，按t分布原理總體均數(shù)的95%置信區(qū)間為：1222、s未知、且樣本例數(shù)較少時，按t分布原理總體均數(shù)的95%置例9.10隨機抽取某地健康男子20人，測得樣本的收縮壓均值為118.4mmHg，標準差為10.8mmHg

，試估計該地男子收縮壓總體均數(shù)的95%的置信區(qū)間。

=20-1=19t0.05,19=2.093123例9.10隨機抽取某地健康男子20人，測得樣本的收縮壓均3、s未知、但樣本例數(shù)足夠大時（n>60或100時），按正態(tài)分布原理?？傮w均數(shù)的95%置信區(qū)間為：1243、s未知、但樣本例數(shù)足夠大時（n>60或100時），按正大樣本時總體均數(shù)的可信區(qū)間估計例：測得某地200名正常人血清膽固醇的均數(shù)為3.64mmol/L，標準差為1.20mmol/L。試求該地正常人血清膽固醇均數(shù)95%的可信區(qū)間。該地正常人血清膽固醇均數(shù)95%的可信區(qū)間為3.47~3.81（mmol/L）125大樣本時總體均數(shù)的可信區(qū)間估計例：測得某地200名正常人血清4、兩總體均數(shù)差的可信區(qū)間從標準差相等、均數(shù)不等的兩個正態(tài)總體中隨機抽樣，樣本含量分別為n1，n2,樣本均數(shù)和標準差分別為、S1和、S2，則兩總體均數(shù)之差（1-2

）的1-可信區(qū)間為1264、兩總體均數(shù)差的可信區(qū)間從標準差相等、均數(shù)不等的兩個正態(tài)總兩總體均數(shù)差的可信區(qū)間某醫(yī)院心內(nèi)科在冠心病普查工作中，測得40~50歲年齡組男性193人的脂蛋白均數(shù)為379.59（mg%），標準差為104.30（mg%）；女性128人的脂蛋白均數(shù)為357.89（mg%），標準差為89.67（mg%）。問男性與女性的脂蛋白總體均數(shù)有多大差別？結(jié)論：40~50歲年齡組男性與女性的脂蛋白總體均數(shù)不同，男性平均比女性高出18.30~61.10（mg%）127兩總體均數(shù)差的可信區(qū)間某醫(yī)院心內(nèi)科在冠心病普查工作中，測得4三、可信區(qū)間的解釋

confidenceinterval,CI該地健康男子收縮壓總體均數(shù)的95%置信區(qū)間為（113.3，123.5）mmHg。從理論上說，做100次抽樣，可計算得100個置信區(qū)間，平均有95個置信區(qū)間包括總體均數(shù)，只有5個置信區(qū)間不包括總體均數(shù)。這種估計方法會冒5%犯錯誤的風險。128三、可信區(qū)間的解釋

confidenceinterval,可信區(qū)間的確切含義是指有1-（如95%）的可能認為計算出的可信區(qū)間包含了總體參數(shù)。在可信度確定的前提下，增加樣本例數(shù)，可減少區(qū)間寬度129可信區(qū)間的確切含義是指有1-（如95%）的可能認為計算出四、可信區(qū)間與參考值范圍的區(qū)別隨機抽取某地200名正常成人，測得血清膽固醇均數(shù)為3.64mmol/L，標準差為1.20mmol/L。求得該地正常人血清膽固醇均數(shù)的95%可信區(qū)間為3.47~3.81（mmol/L）95%參考值范圍為1.29~5.99（mmol/L）130四、可信區(qū)間與參考值范圍的區(qū)別隨機抽取某地200名正常成人，均數(shù)的可信區(qū)間與

參考值范圍的區(qū)別含義：用途：計算公式：131均數(shù)的可信區(qū)間與

參考值范圍的區(qū)別含義：32標準誤（standarderror）和標準差（standarddeviation）的區(qū)別與聯(lián)系

132標準誤（standarderror）和標準差（standaSPSS命令求總體均數(shù)的置信區(qū)間Analyze->DescriptiveStatistics->Explore133SPSS命令求總體均數(shù)的置信區(qū)間Analyze->Descr第四節(jié)t檢驗和u檢驗例某地抽樣調(diào)查了280名健康成年男性的血紅蛋白含量，其均數(shù)為136.0g/L，標準差為6.0g/L。已知正常成年男性的血紅蛋白為140.0g/L。試問能否認為該地抽樣調(diào)查的280名成年男性與正常成年男性的血紅蛋白含量的均數(shù)不同？0=140.0g/L已知總體未知總體X=136.0g/LS=6.0g/Ln=280134第四節(jié)t檢驗和u檢驗例某地抽樣調(diào)查了280名健康成年男性出現(xiàn)差別的兩種可能：總體均數(shù)不同，故樣本均數(shù)有差別總體均數(shù)相同，差別僅僅是由于抽樣誤差造成的怎樣判斷屬于哪一種可能？先計算一個統(tǒng)計量，如t值，然后根據(jù)相應的概率做判斷。

135出現(xiàn)差別的兩種可能：總體均數(shù)不同，故樣本均數(shù)有差別36一、假設(shè)檢驗的基本原理樣本均數(shù)與已知總體均數(shù)不等，原因？（1）≠0，兩總體均數(shù)不等（2）＝0

，抽樣誤差所致這種不等，有多大的可能性由抽樣誤差造成？如果抽樣誤差造成的可能性很小，則認為≠0

先假設(shè)＝0

，看由于抽樣誤差造成的可能性（P值）有多大？怎樣計算P值的大小呢？已知總體未知總體0=140.0g/LX=136.0g/LS=6.0g/Ln=280136一、假設(shè)檢驗的基本原理樣本均數(shù)與已知總體均數(shù)不等，原因？已知怎樣計算P值的大小呢？若假設(shè)＝0

，則可用公式計算t值，由t值求得P值。如果樣本均數(shù)與0相差較遠，t值就大，P值就小。當P小于或等于預先規(guī)定的概率值（如0.05），則為小概率事件，即在一次抽樣中發(fā)生的可能性很小，如果它發(fā)生了，則有理由懷疑原假設(shè)＝0可能不成立，認為其對立面≠0成立，該結(jié)論的正確性冒著犯5%錯誤的風險。t0.05,200=1.97t0.01,200=2.60t=11.16137怎樣計算P值的大小呢？若假設(shè)＝0，則可用公式t0.0二、假設(shè)檢驗的基本步驟建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準選定檢驗方法，計算統(tǒng)計量確定P值，作出推斷結(jié)論138二、假設(shè)檢驗的基本步驟建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準391、建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準檢驗假設(shè)，hypothesisundertest，亦稱無效假設(shè)、用H0表示H0:假設(shè)未知總體參數(shù)等于已知總體參數(shù)，μ=μ0?；蚣僭O(shè)兩個總體參數(shù)相等，μ1=μ2，備擇假設(shè)，alternativehypothesis：若H0被否決則該假設(shè)成立。用H1表示。H1

的內(nèi)容反映出檢驗的單雙側(cè)，分三種情況：

μ>μ0

（單側(cè)）,μ<μ0

（單側(cè)）,μ≠μ0

（雙側(cè)）假設(shè)是對總體而言，不是針對樣本。H0與H1是相互聯(lián)系、對立的假設(shè)。1391、建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準檢驗假設(shè)，hypothesis單、雙側(cè)的確定研究者所關(guān)心的只是差異是否有本質(zhì)上的區(qū)別，則采用雙側(cè)檢驗(two-sidetest)。一般認為雙側(cè)檢驗較保守和穩(wěn)妥，尤其是多樣本。研究者想知道是否有一方較高，則采用單側(cè)檢驗(one-sidetest)。從專業(yè)知識判斷知：一結(jié)果不可能低于另一結(jié)果，擬用單側(cè)檢驗。一般認為雙側(cè)檢驗穩(wěn)妥，故常用。140單、雙側(cè)的確定研究者所關(guān)心的只是差異是否有本質(zhì)上的區(qū)別，則采確定檢驗水準,

sizeofatest,過去稱顯著性水平（significancelevel）確定H0成立但被拒絕的概率的界值，是I型錯誤的概率大小。它確定了小概率事件的大小，常取=0.05141確定檢驗水準,sizeofatest,過去稱顯著2、選定檢驗方法，計算檢驗統(tǒng)計量根據(jù)變量類型、設(shè)計方案、檢驗方法的適用條件等，選擇適當?shù)臋z驗方法和統(tǒng)計量。所有檢驗統(tǒng)計量都是在H0成立的前提條件下計算出來的，這就是為什么要假設(shè)某兩個（多個）總體參數(shù)相等，或服從某一分布的原因。1422、選定檢驗方法，計算檢驗統(tǒng)計量根據(jù)變量類型、設(shè)計方案、檢驗3.確定P值，作出推斷結(jié)論P值的含義是什么？指從H0規(guī)定的總體隨機抽得≥(或≤)現(xiàn)有樣本獲得的檢驗統(tǒng)計量值（如t）的概率。判斷準則：當P≤時，拒絕H0，接受H1，認為差異有統(tǒng)計學意義(statisticalsignificance，統(tǒng)計結(jié)論)；可認為……不同或不等（專業(yè)結(jié)論）當P時，不拒絕H0，認為差異無統(tǒng)計學意義(nostatisticalsignificance)。還不能認為……不同或不等（專業(yè)結(jié)論）1433.確定P值，作出推斷結(jié)論P值的含義是什么？指從H0規(guī)定的t檢驗

應用條件：樣本均數(shù)與總體均數(shù)的比較、兩樣本均數(shù)的比較。n較小時（如n<50）,理論上要求樣本取自正態(tài)總體兩小樣本均數(shù)比較時，要求兩總體方差相等144t檢驗應用條件：45一、單樣本t檢驗onesamplet-test即樣本均數(shù)代表的未知總體均數(shù)和已知總體均數(shù)0（一般為理論值、標準值或經(jīng)過大量觀察所得的穩(wěn)定值等）的比較。這時檢驗統(tǒng)計量的計算在H0成立的前提條件下計算。145一、單樣本t檢驗onesamplet-test即樣本均onesamplet-test通過以往大規(guī)模調(diào)查，已知某地嬰兒出生體重均數(shù)為3.30kg，今測得35名難產(chǎn)兒平均出生體重為3.42kg,標準差為0.40kg，問是否該地難產(chǎn)兒出生體重與一般嬰兒出生體重不同？即推斷樣本所代表的未知總體均數(shù)與已知總體均數(shù)有無差別。已知總體均數(shù)：理論值、標準值或經(jīng)過大量觀察所得的穩(wěn)定值，等146onesamplet-test通過以往大規(guī)模調(diào)查，已知某樣本均數(shù)和總體均數(shù)比較的t檢驗建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準H0：=0（難產(chǎn)兒與一般嬰兒出生體重的總體均數(shù)相等）（H0為無效假設(shè)）H1：≠0，（難產(chǎn)兒與一般嬰兒出生體重的總體均數(shù)不等）（H1為備擇假設(shè)）=0.05選定檢驗方法，計算檢驗統(tǒng)計量147樣本均數(shù)和總體均數(shù)比較的t檢驗建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準

確定P值，作出推斷結(jié)論=34，t=1.77。查附表2，t界值表（P804），t0.05/2,34=2.032，

t<t0.05/2,34

，故P>0.05。按=0.05水準，不拒絕H0，兩者的差別無統(tǒng)計學意義。尚不能認為難產(chǎn)兒平均出生體重與一般嬰兒不同在論文中，可用下列表達方法：經(jīng)樣本均數(shù)和總體均數(shù)比較的t

檢驗，t=1.77,P>0.05。尚不能認為難產(chǎn)兒平均出生體重與一般嬰兒不同。148確定P值，作出推斷結(jié)論49又如：已知某小樣本中含CaCO3的真值是20.7mg/L?，F(xiàn)用某法重復測定該小樣本15次，CaCO3含量（mg/L）分別如下。問該法測得的均數(shù)與真值有無差別？20.99，20.41，20.62，20.75，20.10，20.00，20.80，20.91，22.60，22.30，20.99，20.41，20.50，23.00，22.60

計算得均數(shù)為21.13，標準差為0.98149又如：已知某小樣本中含CaCO3的真值是20.7mg/L?，F(xiàn)樣本均數(shù)與總體均數(shù)的比較建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準H0：=0H1：≠0=0.05選定檢驗方法，計算檢驗統(tǒng)計量150樣本均數(shù)與總體均數(shù)的比較建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準51

確定P值，作出推斷結(jié)論=14，查t界值表（P804），得t0.05(14)=2.145現(xiàn)t=1.70，t<t0.05,14，故P>0.05。按=0.05水準，不拒絕H0。根據(jù)現(xiàn)有樣本信息，尚不能認為該法測得的均數(shù)與真值不同。151確定P值，作出推斷結(jié)論52單樣本

t

檢驗的SPSS操作

onesamplet-test和結(jié)果解釋152單樣本t檢驗的SPSS操作

onesamplet-t命令：AnalyzeCompareMeans

One-SampleTtest153命令：AnalyzeCompareMeans

One-將變量CaCO3選入TestVariables欄,在

TestValue:鍵入20.70154將變量CaCO3選入TestVariables欄,在

TeSPSS分析結(jié)果155SPSS分析結(jié)果56二、配對

t

檢驗

pairedt-test

配對設(shè)計：兩個同質(zhì)受試對象分別接受兩種不同的處理同一受試對象分別接受兩種不同的處理同一受試對象處理前后156二、配對t檢驗

pairedt-test配對設(shè)計1.

兩個同質(zhì)受試對象分別接受

兩種不同的處理例:為研究女性服用某避孕藥后是否影響其血清總膽固醇含量，將20名女性按年齡配成10對。每對中隨機抽取一人服用新藥，另一人服用安慰劑。經(jīng)過一定時間后，測得血清膽固醇含量（mmol/L）。問該新藥是否影響女性血清膽固醇含量？1571.兩個同質(zhì)受試對象分別接受

兩種不同的處理例:為研究女新藥組與安慰劑組血清總膽固醇含量（mmol/L）配對號新藥組安慰劑組差值d14.46.2-1.825.05.2-0.235.85.50.344.65.0-0.454.94.40.564.85.4-0.676.05.01.085.96.4-0.594.35.8-1.5105.16.2-1.1158新藥組與安慰劑組血清總膽固醇含量（mmol/L）配對號新藥組2.同一受試對象分別接受

兩種不同的處理例：分別用兩種測量肺活量的儀器測得12名婦女的最大呼氣率（L/分），問兩種方法的檢測結(jié)果有無差別？1592.同一受試對象分別接受

兩種不同的處理例：分別用兩種測量兩種方法檢測12名婦女最大呼氣率（L/分）結(jié)果被檢測者號MiniWright差值dd215254903512252415397183243508512-416444440143184955004703090064604154520257390431-41168184324293994204200010227275-48230411268165103106091244342122484合計206（∑d）21426（∑d2）160兩種方法檢測12名婦女最大呼氣率（L/分）結(jié)果被檢測者號Mi3.同一受試對象處理前后例應用某藥治療8例高血壓患者，觀察患者治療前后舒張壓變化情況如下。問該藥是否對高血壓患者治療前后舒張壓變化有影響？1613.同一受試對象處理前后例應用某藥治療8例高血壓患者，觀表用某藥治療高血壓患者前后舒張壓變化情況病人編號號舒張壓(mmHg)差值d治療前治療后19688821121084310810264102984598100-26100964710610248100928162表用某藥治療高血壓患者前后舒張壓變化情況病人編號號舒張壓(配對t檢驗的基本原理設(shè)兩種處理的效應相同，即1=2，則1-2=0（即已知總體0

）。即看成是差值的樣本均數(shù)所代表的未知總體均數(shù)d與已知總體均數(shù)0=0的比較。163配對t檢驗的基本原理設(shè)兩種處理的效應相同，即1=若該藥治療高血壓不影響舒張壓的變化，則理論上每個患者治療前后舒張壓差值d的總體均數(shù)d

=0建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準H0：d

=0H1：d

≠0=0.05選定檢驗方法，計算檢驗統(tǒng)計量164若該藥治療高血壓不影響舒張壓的變化，則理論上每個患者治療前后確定P值，作出推斷結(jié)論t=4.02,=n-1=8-1=7,查t界值表

t0.05(7)=2.365，t0.01(7)=3.499因4.02>t0.01(7)，故P<0.01經(jīng)配對t檢驗，t=4.02,，P<0.01。可認為該藥有降低舒張壓的作用。165確定P值，作出推斷結(jié)論t=4.02,=n-1=8-1=配對

t

檢驗的SPSS操作

pairedt-test和結(jié)果解釋166配對t檢驗的SPSS操作

pairedt-test和結(jié)命令：AnalyzeCompareMeans

Paired-SamplesTtest167命令：AnalyzeCompareMeans

Pair將X1和X2成對選入PairedVariables欄

單擊OK按鈕168將X1和X2成對選入PairedVariables欄

單經(jīng)配對t檢驗，t=4.03,P=0.005?？烧J為該藥有降低舒張壓的作用。169經(jīng)配對t檢驗，t=4.03,P=0.005?？烧J為該藥有三、兩樣本t檢驗

（完全隨機設(shè)計的兩樣本均數(shù)比較）完全隨機設(shè)計：分別從兩個研究總體中隨機抽取樣本，然后比較兩組的平均效應；隨機抽取實驗對象，將其隨機分成兩組，分別接受兩種不同處理，然后比較兩組的平均效應。應用條件兩小樣本均數(shù)比較（n1,n2均小于50）時，理論上要求樣本取自正態(tài)總體，兩總體方差相等。170三、兩樣本t檢驗

（完全隨機設(shè)計的兩樣本均數(shù)比較）完全隨機設(shè)例25例糖尿病患者隨機分成兩組，甲組單純用藥物治療，乙組采用藥物治療合并飲食治療法，兩個月后再次測空腹血糖，問兩組患者血糖值是否相同？

25例糖尿病患者兩種療法后兩個月血糖值（mmol/L）編號甲組血糖值X1乙組血糖值X218.45.4210.56.4………1121.114.81215.215.61318.7171例25例糖尿病患者隨機分成兩組，甲組單純用藥物治療，乙組采1.建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準H0:1=2，兩組患者的血糖值總體均數(shù)相同H1:1

≠2，兩組患者的血糖值總體均數(shù)不同=0.051721.建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準H0:1=2，兩組

2.選定檢驗方法，計算檢驗統(tǒng)計量兩樣本的合并方差兩樣本均數(shù)之差的標準誤1732.選定檢驗方法，計算檢驗統(tǒng)計量兩樣本的兩樣本均數(shù)7417475

3.確定P值，作出推斷結(jié)論本例t=2.639,=n1+n2-2=12+13-2=2