假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)

1、流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,假設(shè)檢驗(yàn)基礎(chǔ),流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,,目的：探討監(jiān)護(hù)室護(hù)士術(shù)前探視對(duì)喉癌患者手術(shù)后焦慮水平的影響。方法：將50例喉癌患者分為觀察組和對(duì)照組，對(duì)照組進(jìn)行常規(guī)術(shù)前護(hù)理和健康教育，觀察組除給予常規(guī)術(shù)前護(hù)理和健康教育外，還由監(jiān)護(hù)室護(hù)士進(jìn)行訪視。分別于手術(shù)前后采用焦慮自評(píng)量表（SAS）測(cè)評(píng)并比較兩組手術(shù)前后的焦慮水平。結(jié)果：觀察組術(shù)后焦慮水平明顯低于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P<0.

2、05）。結(jié)論：監(jiān)護(hù)室護(hù)士術(shù)前對(duì)喉癌手術(shù)患者進(jìn)行訪視可降低其術(shù)后焦慮水平。,監(jiān)護(hù)室護(hù)士術(shù)前探視對(duì)喉癌患者手術(shù)后焦慮水平的影響,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,成組設(shè)計(jì)的t檢驗(yàn),為何要做t檢驗(yàn)？術(shù)前兩組平均焦慮評(píng)分相差了2.6分，為什么說“兩者術(shù)前焦慮水平差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義”呢？,,,,,,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,均數(shù)的抽樣誤差：由抽樣造成的，總體均數(shù)與樣本均數(shù)之間、各個(gè)樣本均數(shù)之間的差別。 可能有如下情況:,所有喉

3、癌病人的術(shù)前焦慮評(píng)分的總體均數(shù)為31.5,由于存在個(gè)體變異,,,,,,第1次隨機(jī)抽取25個(gè)病人，測(cè)得術(shù)前評(píng)分的樣本均數(shù)為29.6,第2次再隨機(jī)抽取25個(gè)病人，測(cè)得術(shù)前評(píng)分的樣本均數(shù)為32.2,第m 次 … … … … …,,同一個(gè)總體,,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,（1）兩組小樣本（n＜50）的均數(shù)比較，一般采用t檢驗(yàn)方法，計(jì)算t值。（2） t值反映了兩組均數(shù)之間的相對(duì)差別（而絕對(duì)差別就是32.2 - 29.6 = 2.6

4、分）。（3） t檢驗(yàn)是檢驗(yàn)兩組均數(shù)相差2.6分是由于抽樣誤差引起的、還是本質(zhì)上的差異。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,經(jīng)t檢驗(yàn)，術(shù)前兩組平均焦慮評(píng)分相差2.6分是由抽樣誤差引起的，所以說“兩者術(shù)前焦慮水平差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義”，等價(jià)于說“兩組術(shù)前焦慮水平?jīng)]有差異”,,,,,而經(jīng)t檢驗(yàn)，術(shù)后兩組平均焦慮評(píng)分相差3.2分是本質(zhì)上差異引起的，所以說“兩者術(shù)后焦慮水平差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義”，等價(jià)于說“兩組術(shù)后焦慮水平有差異”，觀察組低于對(duì)照組

5、，說明監(jiān)護(hù)室護(hù)士術(shù)前探視能有效降低病人的焦慮水平。,,,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,一、概念與原理,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,（一）思維邏輯1、小概率原理：某事件發(fā)生的可能性P≤0.05，在一次實(shí)驗(yàn)中發(fā)生的可能性太小，認(rèn)為很可能不發(fā)生。2、反證法思想 先假設(shè)某事件成立 檢驗(yàn)在其成立的前提下出現(xiàn)某情況

6、 的可能性大小(P值) 不拒絕 若P > 0.05 拒絕 若P ≤ 0.05,,,,,,,,,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,（二）基本原理 以定量資料分析的 t 檢驗(yàn)為例講述假設(shè)檢驗(yàn)的基本原理,英國(guó)統(tǒng)計(jì)學(xué)家W.S.Gosset

7、 (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)。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,書中例6.1: 北方農(nóng)村兒童 前囟門閉合平均月齡?1=14.1(月)；東北某縣兒童前囟門閉合平均月齡?2未知, 但從中抽取樣本n=25，?x=14.3，s=5.04。問該縣兒童前囟門閉合平均月齡與北方的一般兒童是否有差別?,,,?

8、x=14.3(月) s=5.04 (月),流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,∵ μ1 (14.1) ≠ ?x(14.3)∴ μ1是否≠ ?x 所來自的μ2 ?有兩種可能結(jié)果：1）μ1 = μ2 = 14.1 ，?X ≠ μ1僅僅是由于抽樣誤差所致；2）μ1 ≠ μ2 ，除抽樣誤差外, 兩者有本質(zhì)差異。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,其中H0假設(shè)比較單純、明確，在H0 下若能弄清抽樣誤差的分布規(guī)律，便有規(guī)律可

9、循。而H1假設(shè)包含的情況比較復(fù)雜。因此，我們著重考察樣本信息是否支持H0假設(shè)（因?yàn)閱螒{一份樣本資料不可能去證明哪個(gè)假設(shè)是正確的，哪一個(gè)不正確）。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,假設(shè)μ1 = μ2 = 14.1 → ?X ≠ 14.1僅由抽樣誤差所致 ↓ ?x偏離μ1不能太大，衡量其偏離大小的指標(biāo)為標(biāo)準(zhǔn)t離差,

10、 t=（?x－μ）/s?X，t值應(yīng)小 ↓ ∣t值∣ ＜ t界值 ↓ t值對(duì)應(yīng)的曲線外尾面積P值應(yīng)> α , α 一般為0.05。,,,,流行病與

11、衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,（三）基本步驟1、建立假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)αH0： μ1 = μ2，無效假設(shè)/原假設(shè)/零假設(shè)，?X ≠ μ1是由抽樣誤差所致；H1： μ1 ≠ μ2，對(duì)立假設(shè)/備擇假設(shè) 兩者有本質(zhì)差異，所以?X ≠ μ1。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,設(shè)定檢驗(yàn)水準(zhǔn)的目的就是確定拒絕假設(shè)H0時(shí)的最大允許誤差。醫(yī)學(xué)研究中一般取?=0.05 。檢驗(yàn)水準(zhǔn)實(shí)際上確定了小概率事件的判斷標(biāo)準(zhǔn)。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)

12、計(jì)學(xué)系 王 靜,注意事項(xiàng)：1）假設(shè)是針對(duì)總體而言的（即假設(shè)中出現(xiàn)的指標(biāo)應(yīng)該是參數(shù)）； 2）以H0為中心, 但H0 、 H1缺一不可；3） H0通常內(nèi)容為某一確定狀態(tài)；4）單、雙側(cè)假設(shè)檢驗(yàn)的確定。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,雙側(cè)檢驗(yàn)與單側(cè)檢驗(yàn),假設(shè)的寫法不同： 雙側(cè)檢驗(yàn)中假設(shè)為:單側(cè)檢驗(yàn)中假設(shè)為:,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,選用雙側(cè)檢驗(yàn)與單側(cè)檢驗(yàn)：原則上依據(jù)資料性質(zhì)來選擇。若比較甲、乙兩

13、種方法孰優(yōu)，這里含有甲優(yōu)于乙和乙優(yōu)于甲兩種可能的結(jié)果，而且研究者只要求分出優(yōu)劣，故應(yīng)選用雙側(cè)檢驗(yàn);若甲是從乙改進(jìn)而得，已知如此改進(jìn)可能有效，也可能無效，但不可能改進(jìn)后反不如前，故應(yīng)選用單側(cè)檢驗(yàn)?！酂o把握時(shí)用雙側(cè)檢驗(yàn)比較穩(wěn)妥保守，但在條件具備時(shí)應(yīng)大膽地采用單側(cè)檢驗(yàn)。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,本例為定量資料，故采用 t 檢驗(yàn)，t=（?x－μ2）/s?X ， H0成立

14、 t=（?x－μ1）/s?X,,2、選定檢驗(yàn)方法計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(計(jì)算樣本與總體的偏離),流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,統(tǒng)計(jì)量t表示，在標(biāo)準(zhǔn)誤的尺度下，樣本均數(shù)與總體均數(shù)?0的偏離。這種偏離稱為標(biāo)準(zhǔn)t離差。該題中，t = 0.1984,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,3、

15、計(jì)算概率P(與統(tǒng)計(jì)量t值對(duì)應(yīng)的概率),在H0成立的前提下，獲得現(xiàn)有這么大的標(biāo)準(zhǔn)t離差以及更大離差 的可能性。P=P(|t|≥0.1984) ？ 按? =25-1=24查 t 界值表,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,包括統(tǒng)計(jì)結(jié)論和專業(yè)結(jié)論。P值 統(tǒng)計(jì)結(jié)論 專業(yè)結(jié)論P(yáng)> α 則不拒絕H0 還不能認(rèn)為……不同或

16、 不等P≤ α 則拒絕H0 可認(rèn)為……不同或不等,,,,本例P＞0.05，按? =0.05的水準(zhǔn)，不拒絕H0，差別無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。不能認(rèn)為兩者有差別。,4、結(jié)論(根據(jù)小概率原理作出推斷),流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,二、t 檢驗(yàn),流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,（一）單樣本t檢驗(yàn)推斷某樣本來自的總體均數(shù)µ與已知的某一總體均數(shù)µ0（常為理論值、標(biāo)準(zhǔn)值、穩(wěn)定值或參考

17、值） 有無差別。例：根據(jù)大量調(diào)查，已知健康成年男性的脈搏均數(shù)為72次/分，某醫(yī)生在一山區(qū)隨即抽查了25名健康男性，求得其脈搏均數(shù)為74.2次/分，標(biāo)準(zhǔn)差為6.0次/分，問是否能據(jù)此認(rèn)為該山區(qū)成年男性的脈搏均數(shù)高于一般成年男性。,二、t 檢驗(yàn),流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,題目里涉及兩個(gè)總體：一個(gè)是一般健康成年男性的脈搏（已知總體，µ0=72 ），一個(gè)是山區(qū)成年男性的脈搏（未知總體， µ未知 ）。74

18、.2 >72既可能是抽樣誤差所致，也有可能真是環(huán)境差異的影響；因樣本含量n較小，可用t檢驗(yàn)進(jìn)行判斷，檢驗(yàn)過程如下：,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,1. 建立假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0：µ=µ0=72次/分，H1：µ>µ0，檢驗(yàn)水準(zhǔn)為單側(cè)0.05（由調(diào)查目的決定）。2. 計(jì)算統(tǒng)計(jì)量 t=（?X－ µ ）/S?X， v= n－13. 確定概率，作出

19、判斷查t界值表，0.025<P<0.05，拒絕H0，接受H1，可認(rèn)為該山區(qū)成年男性的脈搏均數(shù)高于一般成年男性。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,（二）配對(duì)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的非處理因素而采用的一種實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)方法。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,1、配對(duì)設(shè)計(jì)的形式,自身配對(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；異體配對(duì)：將條件相近的實(shí)驗(yàn)對(duì)

20、象配對(duì)，并分別給予兩種處理。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,2、目的,推斷兩種處理方法是否有差別。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,構(gòu)造一個(gè)新的已知總體，總體中的變量是每對(duì)的數(shù)值之差（di=x1i-x2i）。 A B di x11 x21 d1 x11 x22 d2

21、 x13 x23 d3 …… x1n x2n dn,,,,3、原理：,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,若兩處理因素的效應(yīng)無差別，差值 d 的總體均數(shù) ?d 應(yīng)該為0，故可將該檢驗(yàn)理解為差值的樣本均數(shù)?d 與總體均數(shù) ?d =0的比較，其實(shí)質(zhì)與單樣本t檢驗(yàn)相同。 μ0 = 0（兩

22、種處理方法相同） μd 未知，抽樣→n、?d、sd,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,所以，配對(duì)t檢驗(yàn)就是：配對(duì)設(shè)計(jì)定量資料的差值均數(shù)與總體差值均數(shù)0的比較。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,例 現(xiàn)用兩種測(cè)量肺活量的儀器對(duì)12名婦女測(cè)得最大呼氣率(PEER)(L/min)，資料如下表，問兩種方法的檢測(cè)結(jié)果有無差別?,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,H0：?d＝0，兩儀器檢驗(yàn)結(jié)果相同；H1：?d≠0，

23、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。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,例 某醫(yī)生研究腦缺氧對(duì)腦組織中生化指標(biāo)的影響，將乳豬按出生體重配成7對(duì)，一組為對(duì)照組，一組為腦缺氧模型組。試比較

24、兩組豬腦組織鈣泵的含量有無差別。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,H0：?d＝0，即兩組乳豬腦組織鈣泵含量相等；H1：?d＞0，即對(duì)照組乳豬腦組織鈣泵含量高于實(shí)驗(yàn)組。單側(cè)? =0.05。 按?= n-1=7-1=6查t界值表，得單側(cè)t0.05,6=1.943，t＞t0.05,6，則P＜0.05，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為腦缺

25、氧可造成鈣泵含量的降低。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,有些研究的設(shè)計(jì)既不能自身配對(duì)，也不便異體配對(duì)，而只能把獨(dú)立的兩組相互比較。例如手術(shù)組與非手術(shù)組、新藥組與對(duì)照組。兩個(gè)樣本均數(shù)比較的目的在于推斷兩個(gè)樣本所代表的兩總體均數(shù)?1和?2是否相等。,（三）兩樣本t檢驗(yàn),流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,1、設(shè)計(jì)類型： μ1 →隨機(jī)抽樣→n1 →?x1、s1 μ2 →隨機(jī)抽樣→n2 →?x2、s22、目的： 比較?

26、x1 與?x2 ，推斷μ1 = μ2 ？,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,3、兩樣本t檢驗(yàn)的前提條件：1）兩總體為正態(tài)分布；2）兩總體方差相等，即方差齊， σ12 = σ22 。σ12 ? σ22 t’檢驗(yàn)、秩和檢驗(yàn) 變量變換σ12 = σ22 做兩樣本t檢驗(yàn)變量變換能同時(shí)達(dá)到正態(tài)化、方差齊。,,,,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王

27、 靜,方差齊性檢驗(yàn)（F檢驗(yàn)）：1、方差齊：σ12 = σ22 。2、 F檢驗(yàn)1）原理： σ12 =σ22，抽樣誤差所導(dǎo)致；S12 ? S22 σ12 ? σ22 ，本質(zhì)差別,,,,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,2）F分布：F=S12（較大） /S22 （較小） ，,流行病

28、與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,3）步驟：假設(shè)σ12 = σ22 S12 ? S22是由抽樣誤差所致S12 與S22相差不大F= S12（較大） /S22 （較?。?，F(xiàn)離1不遠(yuǎn)1<F <F? F值對(duì)應(yīng)的外尾面積P不小， P應(yīng)＞ ?,,,,,,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,H0： σ12 = σ22 ， H1： σ12 ≠ σ22 ，? = 0.05；F=S12（較大） /S22 （較?。┓肿幼杂?/p>

29、度?1= n1－1， 分母自由度?2= n2－1；F值與F?1，?2比較，得P值，做出推論（同前）。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,4、兩樣本t檢驗(yàn)的步驟：,H0： μ1 = μ2， H1： μ1 ≠ μ2 ，? = 0.05； Sc2為合并方差

30、 ?為合并自由度 ?= n1+n2 – 2確定概率，作出判斷（同前，省略）,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,例：為了比較國(guó)產(chǎn)藥和進(jìn)口藥對(duì)治療更年期婦女骨質(zhì)疏松效果是否相同，采取隨機(jī)雙盲的臨床試驗(yàn)方法，評(píng)價(jià)指標(biāo)為第2-4腰椎骨密度的改變值。國(guó)產(chǎn)藥組20例，均數(shù)48.25, 標(biāo)準(zhǔn)差32.0；進(jìn)口藥組19例，均數(shù)36.37, 標(biāo)準(zhǔn)

31、差27.65。問：兩藥療效是否相同？,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,▲ 建立假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)：H0 ： μ1 = μ2 ；H1： μ1 ≠ μ2 ； ? =0.05▲ 計(jì)算統(tǒng)計(jì)量t ： t = 1.238， ? =20+ 19 –2 = 37， t 0.05(37) = 2.026▲ 確定P值，做出推論： t 0.05 ，不能拒絕H0 ，不能認(rèn)為兩組藥療效不相同?？梢杂脟?guó)產(chǎn)藥代替進(jìn)口藥。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系

32、 王 靜,在兩個(gè)樣本均數(shù)比較時(shí)，若兩組樣本含量都很大，可用u（Z）檢驗(yàn)，其計(jì)算公式為：,u為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)離差，按正態(tài)分布界定P值并作出結(jié)論 。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,例 某市于1973年和1993抽查部分12歲男童，對(duì)其發(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：n1=120 ?x1 =139.9cm s1=7.5cm；1993 年：n2=153 ?x

33、2 =143.7cm s2=6.3cm。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,1973 年：n1=120 ?x1 =139.9cm s1=7.5cm；1993 年：n2=153 ?x2 =143.7cm s2=6.3cm。 H0 ：?1＝?2，H1 ：?1≠?2，雙側(cè)? =0.05。,P＜0.05，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可認(rèn)為該市1993年12歲男童平均身高比1973年高。,＞,1.96,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王

34、靜,t檢驗(yàn)與z檢驗(yàn) 公式 查表 與n關(guān)系計(jì)算精度 t 較復(fù)雜 需 n較小 精確 z 簡(jiǎn)單 否 n較大 近似,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,1、兩者同屬統(tǒng)計(jì)推斷，前者是質(zhì)的推斷，后者是量的推斷；2、置信區(qū)間也可以判斷有無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義：觀察H0規(guī)定的值

35、是否在置信區(qū)間中，后者是否包括它，若包括，則不拒絕H0 ，反之則拒絕H0 。3、置信區(qū)間還可以提供有無實(shí)際意義的信息，而假設(shè)檢驗(yàn)則不能提供；4、假設(shè)檢驗(yàn)可以精確地給出P值大小；5、假設(shè)檢驗(yàn)可以估計(jì)檢驗(yàn)的功效?！鄡烧呷币徊豢?。,假設(shè)檢驗(yàn)與區(qū)間估計(jì)的關(guān)系,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,Ⅰ型錯(cuò)誤和Ⅱ型錯(cuò)誤,原因：假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)論具有概率性，所以可能出現(xiàn)判斷錯(cuò)誤。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,Ⅰ型錯(cuò)誤—“棄真”，即拒絕了

36、實(shí)際上成立的H0，概率大小用?表示，?一般為雙側(cè)0.05；Ⅱ型錯(cuò)誤—“取偽”，即沒有拒絕實(shí)際上不成立的H0，概率大小用?表示，?單側(cè)、未知，要結(jié)合具體資料才可算出。棄、取是指推斷結(jié)果，真、偽是指實(shí)際真實(shí)結(jié)果。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,第一類錯(cuò)誤與第二類錯(cuò)誤 拒絕H0，接受H1 不拒絕H0H0真實(shí) 第一類錯(cuò)誤(? )

37、 正確推斷(1－?)H0不真實(shí) 正確推斷(1－?) 第二類錯(cuò)誤(?),流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,?與?的關(guān)系：（1）對(duì)同一組資料，?增大，?減?。?減小，?增大。（2）若使?、?均減小，增大樣本含量。判斷：一次假設(shè)檢驗(yàn)，得P> ? ，可能會(huì)犯什么錯(cuò)誤？ 若得P ≤ ? ，又可能會(huì)犯什么錯(cuò)誤？,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王

38、 靜,功 效,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,定義：即檢驗(yàn)效能，為1- ?；當(dāng)μ1與μ2確實(shí)有差別時(shí)，在檢驗(yàn)水準(zhǔn)?為0.05情況下發(fā)現(xiàn)該差別的能力；相當(dāng)于物理、化學(xué)上的儀器“靈敏度”。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,假設(shè)檢驗(yàn)的應(yīng)用注意事項(xiàng),1.資料的代表性與可比性 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)

39、盡可能相同或相近. ∴ 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 。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,2.要根據(jù)資料類型（定量還是定性）、設(shè)計(jì)類型（配對(duì)設(shè)計(jì)還是成組設(shè)計(jì)）、樣本含量大?。╪是否超過50）、目的（做方差齊性檢驗(yàn)還是兩樣本t檢驗(yàn)）、前提條件是否滿足（是否服從近似正態(tài)分布，方差是否齊）等，來選擇不同的假設(shè)檢驗(yàn)方法，計(jì)算相應(yīng)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。,流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系 王 靜,3