第6章假設(shè)檢驗(yàn)課件

第六章假設(shè)檢驗(yàn)基礎(chǔ)林愛華中山大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)與流行病學(xué)系第六章假設(shè)檢驗(yàn)基礎(chǔ)林愛華第一節(jié)假設(shè)檢驗(yàn)的概念與原理

假設(shè)檢驗(yàn)（hypothesistesting）:對(duì)總體提出一個(gè)假設(shè)，通過樣本數(shù)據(jù)去推斷是否拒絕這一假設(shè)。第一節(jié)假設(shè)檢驗(yàn)的概念與原理假設(shè)檢驗(yàn)（hypothe一、假設(shè)檢驗(yàn)的思維邏輯例成年男性肺炎患者與男性健康成人的血紅蛋白有無區(qū)別？研究時(shí)隨機(jī)抽取兩個(gè)樣本：成年男性肺炎患者的血紅蛋白（g/dl）測(cè)量值：

11.9，10.9，10.1，10.2，9.8，9.9，10.3，9.3，9.8，8.9；

均數(shù)為10.11（g/dl）男性健康成人的血紅蛋白（g/dl）測(cè)量值：

13.9，14.2，14.0，14.3，13.7，13.9，14.1，14.7，13.5，13.6

均數(shù)為13.99（g/dl）一、假設(shè)檢驗(yàn)的思維邏輯例成年男性肺炎患者與男性健康成人的樣本造成這種差別的原因可能有兩種：

(1)成年男性肺炎患者的血紅蛋白含量確實(shí)不同于男性健康成人；存在本質(zhì)上的差異，兩總體不相等。

(2)抽樣誤差，兩總體相等。

需進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)!樣本造成這種差別的原因可能有兩種：二、假設(shè)檢驗(yàn)的基本步驟

例6-1在某市城區(qū)6所小學(xué)按概率抽樣方法抽取了400名小學(xué)生進(jìn)行視力干預(yù)方法研究。基線調(diào)查時(shí)，干預(yù)組200人，屈光度的均數(shù)為-0.34D，標(biāo)準(zhǔn)差為0.12D；對(duì)照組200人，屈光度的均數(shù)為-0.57D，標(biāo)準(zhǔn)差為0.36D，試問干預(yù)組和對(duì)照組小學(xué)生屈光度在基線時(shí)總體均數(shù)有無差別？二、假設(shè)檢驗(yàn)的基本步驟例6-1在某市城區(qū)6所小學(xué)按

1.建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)：

零假設(shè)（nullhypothesis），又稱原假設(shè)，記為H0

。H0：，即：干預(yù)組小學(xué)生和對(duì)照組小學(xué)生屈光度的總體均數(shù)相等。

對(duì)立假設(shè)（alternativehypothesis），又稱備擇假設(shè)，記為H1

。

H1：

或者：，1.建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)：

2.計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：

根據(jù)樣本數(shù)據(jù)計(jì)算相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量。

例6-1根據(jù)資料的設(shè)計(jì)類型應(yīng)選擇Z檢驗(yàn)，所用

Z檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為：2.計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：如何決策？如果在H0成立時(shí)，當(dāng)前情形是不大可能發(fā)生的，則拒絕H0如何識(shí)別是否不大可能？規(guī)定一個(gè)“小”的概率α，稱檢驗(yàn)水準(zhǔn)（sizeofatest）

若當(dāng)前值在臨界值Zα

或Zα/2之外，或者若Z

的當(dāng)前值之外的尾部面積P小于α

或α/2，當(dāng)前情形是不大可能發(fā)生的。如何決策？如果在H0成立時(shí)，當(dāng)前情形是不大可能發(fā)生的，則拒絕第6章假設(shè)檢驗(yàn)課件

3.確定P值，做出推斷：

查附錄三附表2（t界值表最后一行為Z界值表，）得到

，按

水準(zhǔn)拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可認(rèn)為干預(yù)組和對(duì)照組小學(xué)生屈光度的總體均數(shù)不同。3.確定P值，做出推斷：統(tǒng)計(jì)推斷的兩類錯(cuò)誤

統(tǒng)計(jì)推斷的兩類錯(cuò)誤第二節(jié)t檢驗(yàn)

t

檢驗(yàn):以t

分布為基礎(chǔ)的一類比較均數(shù)的假設(shè)檢驗(yàn)方法。

t檢驗(yàn)的應(yīng)用條件：

1.隨機(jī)樣本。

2．來自正態(tài)分布總體。3.兩獨(dú)立樣本比較時(shí)，要求兩總體方差相等（方差齊性）。第二節(jié)t檢驗(yàn)t檢驗(yàn):以一、單樣本資料的t檢驗(yàn)一、單樣本資料的t檢驗(yàn)二、配對(duì)設(shè)計(jì)資料的t檢驗(yàn)

例6-2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)孿生兄弟的出生順序和出生體重，見表6-2。試問孿生兄弟中先出生者的出生體重與后出生者的出生體重是否相同？二、配對(duì)設(shè)計(jì)資料的t檢驗(yàn)例6-2為了研究孿生兄表6-215對(duì)孿生兄弟的出生體重（kg）編號(hào)先出生者體重后出生者體重差值12.792.690.1023.062.890.1732.342.240.1043.413.370.0453.483.50-0.0263.232.930.3072.272.240.0382.482.55-0.0793.032.820.21103.073.050.02113.613.580.03122.692.660.03133.093.20-0.11142.982.920.06152.652.600.05表6-215對(duì)孿生兄弟的出生體重（kg）編號(hào)先出生者體重配對(duì)設(shè)計(jì)（paireddesign）是一種比較特殊的設(shè)計(jì)方式，能夠很好地控制非實(shí)驗(yàn)因素對(duì)結(jié)果的影響，有自身配對(duì)和異體配對(duì)之分。配對(duì)設(shè)計(jì)資料的分析著眼于每一對(duì)觀察值之差，這些差值構(gòu)成一組資料，用

檢驗(yàn)推斷差值的總體均數(shù)是否為“0”。配對(duì)設(shè)計(jì)（paireddesign）是一種比較特殊的設(shè)計(jì)方第6章假設(shè)檢驗(yàn)課件三、兩獨(dú)立樣本資料的t檢驗(yàn)三、兩獨(dú)立樣本資料的t檢驗(yàn)第6章假設(shè)檢驗(yàn)課件第6章假設(shè)檢驗(yàn)課件第6章假設(shè)檢驗(yàn)課件第6章假設(shè)檢驗(yàn)課件第6章假設(shè)檢驗(yàn)課件第6章假設(shè)檢驗(yàn)課件四、兩獨(dú)立樣本資料的方差齊性檢驗(yàn)四、兩獨(dú)立樣本資料的方差齊性檢驗(yàn)第6章假設(shè)檢驗(yàn)課件第6章假設(shè)檢驗(yàn)課件五、大樣本資料的Z

檢驗(yàn)五、大樣本資料的Z檢驗(yàn)第6章假設(shè)檢驗(yàn)課件

小結(jié)小結(jié)第6章假設(shè)檢驗(yàn)課件THEENDThanksTHEEND

第六章假設(shè)檢驗(yàn)基礎(chǔ)林愛華中山大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)與流行病學(xué)系第六章假設(shè)檢驗(yàn)基礎(chǔ)林愛華第一節(jié)假設(shè)檢驗(yàn)的概念與原理

假設(shè)檢驗(yàn)（hypothesistesting）:對(duì)總體提出一個(gè)假設(shè)，通過樣本數(shù)據(jù)去推斷是否拒絕這一假設(shè)。第一節(jié)假設(shè)檢驗(yàn)的概念與原理假設(shè)檢驗(yàn)（hypothe一、假設(shè)檢驗(yàn)的思維邏輯例成年男性肺炎患者與男性健康成人的血紅蛋白有無區(qū)別？研究時(shí)隨機(jī)抽取兩個(gè)樣本：成年男性肺炎患者的血紅蛋白（g/dl）測(cè)量值：

11.9，10.9，10.1，10.2，9.8，9.9，10.3，9.3，9.8，8.9；

均數(shù)為10.11（g/dl）男性健康成人的血紅蛋白（g/dl）測(cè)量值：

13.9，14.2，14.0，14.3，13.7，13.9，14.1，14.7，13.5，13.6

均數(shù)為13.99（g/dl）一、假設(shè)檢驗(yàn)的思維邏輯例成年男性肺炎患者與男性健康成人的樣本造成這種差別的原因可能有兩種：

(1)成年男性肺炎患者的血紅蛋白含量確實(shí)不同于男性健康成人；存在本質(zhì)上的差異，兩總體不相等。

(2)抽樣誤差，兩總體相等。

需進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)!樣本造成這種差別的原因可能有兩種：二、假設(shè)檢驗(yàn)的基本步驟

例6-1在某市城區(qū)6所小學(xué)按概率抽樣方法抽取了400名小學(xué)生進(jìn)行視力干預(yù)方法研究?；€調(diào)查時(shí)，干預(yù)組200人，屈光度的均數(shù)為-0.34D，標(biāo)準(zhǔn)差為0.12D；對(duì)照組200人，屈光度的均數(shù)為-0.57D，標(biāo)準(zhǔn)差為0.36D，試問干預(yù)組和對(duì)照組小學(xué)生屈光度在基線時(shí)總體均數(shù)有無差別？二、假設(shè)檢驗(yàn)的基本步驟例6-1在某市城區(qū)6所小學(xué)按

1.建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)：

零假設(shè)（nullhypothesis），又稱原假設(shè)，記為H0

。H0：，即：干預(yù)組小學(xué)生和對(duì)照組小學(xué)生屈光度的總體均數(shù)相等。

對(duì)立假設(shè)（alternativehypothesis），又稱備擇假設(shè)，記為H1

。

H1：

或者：，1.建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)：

2.計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：

根據(jù)樣本數(shù)據(jù)計(jì)算相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量。

例6-1根據(jù)資料的設(shè)計(jì)類型應(yīng)選擇Z檢驗(yàn)，所用

Z檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為：2.計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：如何決策？如果在H0成立時(shí)，當(dāng)前情形是不大可能發(fā)生的，則拒絕H0如何識(shí)別是否不大可能？規(guī)定一個(gè)“小”的概率α，稱檢驗(yàn)水準(zhǔn)（sizeofatest）

若當(dāng)前值在臨界值Zα

或Zα/2之外，或者若Z

的當(dāng)前值之外的尾部面積P小于α

或α/2，當(dāng)前情形是不大可能發(fā)生的。如何決策？如果在H0成立時(shí)，當(dāng)前情形是不大可能發(fā)生的，則拒絕第6章假設(shè)檢驗(yàn)課件

3.確定P值，做出推斷：

查附錄三附表2（t界值表最后一行為Z界值表，）得到

，按

水準(zhǔn)拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可認(rèn)為干預(yù)組和對(duì)照組小學(xué)生屈光度的總體均數(shù)不同。3.確定P值，做出推斷：統(tǒng)計(jì)推斷的兩類錯(cuò)誤

統(tǒng)計(jì)推斷的兩類錯(cuò)誤第二節(jié)t檢驗(yàn)

t

檢驗(yàn):以t

分布為基礎(chǔ)的一類比較均數(shù)的假設(shè)檢驗(yàn)方法。

t檢驗(yàn)的應(yīng)用條件：

1.隨機(jī)樣本。

2．來自正態(tài)分布總體。3.兩獨(dú)立樣本比較時(shí)，要求兩總體方差相等（方差齊性）。第二節(jié)t檢驗(yàn)t檢驗(yàn):以一、單樣本資料的t檢驗(yàn)一、單樣本資料的t檢驗(yàn)二、配對(duì)設(shè)計(jì)資料的t檢驗(yàn)

例6-2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)孿生兄弟的出生順序和出生體重，見表6-2。試問孿生兄弟中先出生者的出生體重與后出生者的出生體重是否相同？二、配對(duì)設(shè)計(jì)資料的t檢驗(yàn)例6-2為了研究孿生兄表6-215對(duì)孿生兄弟的出生體重（kg）編號(hào)先出生者體重后出生者體重差值12.792.690.1023.062.890.1732.342.240.1043.413.370.0453.483.50-0.0263.232.930.3072.272.240.0382.482.55-0.0793.032.820.21103.073.050.02113.613.580.03122.692.660.03133.093.20-0.11142.982.920.06152.652.600.05表6-215對(duì)孿生兄弟的出生體重（kg）編號(hào)先出生者體重配對(duì)設(shè)計(jì)（paireddesign）是一種比較特殊的設(shè)計(jì)方式，能夠很好地控制非實(shí)驗(yàn)因素對(duì)結(jié)果的影響，有自身配對(duì)和異體配對(duì)之分。配對(duì)設(shè)計(jì)資料的分析著眼于每一對(duì)觀察值之差，這些差值構(gòu)成一組資料，用

檢驗(yàn)推斷差值的總體均數(shù)是否為“0