醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)假設(shè)檢驗(yàn)

假設(shè)檢驗(yàn)HypothesisTesting易洪剛DepartmentofEpidemiology&Biostatistics,SchoolofPublicHealthNanjingMedicalUniversity一、假設(shè)檢驗(yàn)的意義二、假設(shè)檢驗(yàn)的基本原理三、假設(shè)檢驗(yàn)的基本步驟四、t檢驗(yàn)五、假設(shè)檢驗(yàn)的正確應(yīng)用主要內(nèi)容一、假設(shè)檢驗(yàn)的意義某醫(yī)生治療小兒輕微腦功能障礙的臨床觀察

組別患者例數(shù)癥狀明顯改善者改善率(％)匹莫林組301963.3哌醋甲酯組302376.7作結(jié)論：匹莫林組的癥狀明顯改善率略低于哌醋甲酯組。試作兩種解釋：(1)此結(jié)論僅限于說明接受本次臨床觀察的60例患者之治療結(jié)果。(2)此結(jié)論泛指小兒輕微腦功能障礙患者接受此二種藥治療后的結(jié)果。一、假設(shè)檢驗(yàn)的意義總體A總體B樣本a樣本b在知道A和B總體的參數(shù)時(shí)a1-a2抽樣誤差a1-b本質(zhì)差別Example1：紅細(xì)胞數(shù)假如事先不知道A和B是不是同一個(gè)總體抽樣誤差本質(zhì)差別？A≠BA=B假設(shè)檢驗(yàn)Example2：假設(shè)檢驗(yàn)的基本意義△分辨多個(gè)樣本是否分別屬于不同的總體，并對(duì)總體作出適當(dāng)?shù)慕Y(jié)論。

△分辨一個(gè)樣本是否屬于某特定總體等

二、假設(shè)檢驗(yàn)的基本原理下面我們用一例說明這個(gè)原則.小概率事件在一次試驗(yàn)中不會(huì)發(fā)生.這里有兩個(gè)盒子，各裝有100個(gè)球.一盒中的白球和紅球數(shù)99個(gè)紅球一個(gè)白球…99個(gè)另一盒中的白球和紅球數(shù)99個(gè)白球一個(gè)紅球…99個(gè)現(xiàn)從兩盒中隨機(jī)取出一個(gè)盒子，問這個(gè)盒子里是白球99個(gè)還是紅球99個(gè)？小概率事件在一次試驗(yàn)中不會(huì)發(fā)生.我們不妨先假設(shè)：這個(gè)盒子里有99個(gè)白球.現(xiàn)在我們從中隨機(jī)摸出一個(gè)球，發(fā)現(xiàn)是此時(shí)你如何判斷這個(gè)假設(shè)是否成立呢？小概率事件在一次試驗(yàn)中不會(huì)發(fā)生.假設(shè)其中真有99個(gè)白球，摸出紅球的概率只有1/100，這是小概率事件.這個(gè)例子中所使用的推理方法，可以稱為小概率事件在一次試驗(yàn)中竟然發(fā)生了，不能不使人懷疑所作的假設(shè).帶概率性質(zhì)的反證法不妨稱為概率反證法.小概率事件在一次試驗(yàn)中不會(huì)發(fā)生.它不同于一般的反證法

概率反證法的邏輯是：如果小概率事件在一次試驗(yàn)中居然發(fā)生，我們就以很大的把握否定原假設(shè).

一般的反證法要求在原假設(shè)成立的條件下導(dǎo)出的結(jié)論是絕對(duì)成立的，如果事實(shí)與之矛盾，則完全絕對(duì)地否定原假設(shè).6.2ThelogicofHypothesisTestThedicegameinA

DreamoftheRedMansions6.2ThelogicofHypothesisTestThedicegameinA

DreamoftheRedMansionsThedicehave21points.Thenumbers1to6appearonthesixsidesofacube.Itisbychancewhichnumberappearsontop.6.2ThelogicofHypothesisTestThedicegameinDreamoftheRedChamber6.2ThelogicofHypothesisTest推斷：曹雪芹寫這回時(shí)是事先確定了每一輪的人選，并為他們?cè)O(shè)計(jì)了簽子及詩(shī)句，以作為此人命運(yùn)的寫照和伏筆。再按照座次人物的順序人為地確定搖出的點(diǎn)數(shù)。Why?ExamplePointnumbersProbabilityFrequencyPointnumbersProbabilityFrequency40.0008150.108050.0031√160.0965√60.0077√170.080370.0155180.0617√80.0270190.0430√√90.0430√200.0270√100.0617210.0155110.0803220.0077120.0965230.0031130.1080240.0008140.1127Total1.00008Table3.Thedistributionofrandomnumbersinthedicegame.Example晴雯、寶釵等共搖了八次，竟然有六次結(jié)果是小于百分之五（0.05）的小概率事件。特別是晴雯和香菱分別搖出了概率為0.0031和0.0077的5點(diǎn)和6點(diǎn)。這種小概率事件對(duì)于單獨(dú)的一次來說，是不可能發(fā)生的。對(duì)于總共只有八次的情況，出現(xiàn)的概率應(yīng)該說是很小的。一次抽樣中不可能發(fā)生的事情發(fā)生了！曹雪芹做假了!牛奶加水的故事假設(shè)H0：她沒有這個(gè)本事，是碰巧猜對(duì)的！

連續(xù)猜對(duì)10個(gè)杯子的可能性P是多少？

P=0.00097656

你認(rèn)為原假設(shè)H0成立嗎？推斷結(jié)論：她真的有這個(gè)本事！

(不是碰巧猜對(duì)的。)依據(jù)：小概率原理。

P<0.05為小概率。假設(shè)檢驗(yàn)的基本思想提出一個(gè)假設(shè)；如果假設(shè)成立，會(huì)得到現(xiàn)在的結(jié)果嗎？?jī)煞N：得到現(xiàn)在的結(jié)果可能性很小(小概率)

拒絕H0

有可能得到現(xiàn)在的結(jié)果(不是小概率)

沒有理由拒絕H0

例題1樣本：某醫(yī)生隨機(jī)抽查25名某病女性患者的血紅蛋白，求得其均數(shù)為150g/L，標(biāo)準(zhǔn)差為16.5g/L?？傮w：正常女性的平均Hb含量為132g/L。問題：該病女性患者的平均Hb含量是否與正常女性的平均Hb含量相同？正常女性女性患者總體A132g/L總體B樣本樣本均數(shù)150g/L標(biāo)準(zhǔn)差16.5g/L？從資料提供的信息來看，樣本均數(shù)150與總體均數(shù)132不相等，其原因可能有兩個(gè)方面：樣本對(duì)應(yīng)的總體均數(shù)等于132，差別僅僅是由于抽樣誤差所致；(偶然的、隨機(jī)的、較小的)除抽樣誤差外，該病女性患者的平均Hb含量與正常女性存在本質(zhì)上的差異。(必然的、大于隨機(jī)誤差)假設(shè)的來源統(tǒng)計(jì)量與參數(shù)不同的兩種可能其一：抽樣誤差

(偶然的、隨機(jī)的、較小的)其二：本質(zhì)上的差別

(必然的、大于隨機(jī)誤差)兩種情況只有一個(gè)是正確的，且二者必居其一，需要我們作出推斷。假設(shè)檢驗(yàn)的基本思想提出一個(gè)假設(shè)

如:假設(shè)μ＝μ0，差別由抽樣誤差所致。在假設(shè)成立時(shí)，會(huì)得到現(xiàn)在的結(jié)果嗎？可能性很?。ㄐ「怕适录谝淮卧囼?yàn)中本不該得到，現(xiàn)在居然得到了，說明我們的假設(shè)很有可能有問題，拒絕之。有可能得到手頭的結(jié)果，故根據(jù)現(xiàn)有的樣本無法拒絕事先的假設(shè)（沒理由拒絕原來的假設(shè)）。三、假設(shè)檢驗(yàn)的基本步驟

1、建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)；2、選定檢驗(yàn)方法，計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量；3、確定P值，做出推斷結(jié)論。檢驗(yàn)假設(shè)(nullhypothesis)，記為H0，表示目前的差異是由于抽樣誤差引起的。備擇假設(shè)(alternativehypothesis)，記為H1，表示目前的差異是主要由于本質(zhì)上的差別引起。1、建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)

H0：＝132，病人與正常人的平均血紅蛋白含量相等；H1：≠132，病人與正常人的平均血紅蛋白含量不等。α=0.051、建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)

α：稱檢驗(yàn)水準(zhǔn)（sizeofatest），是預(yù)先規(guī)定的概率值，它確定了小概率事件標(biāo)準(zhǔn)。一般取α=0.05。1、建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)

2、選定檢驗(yàn)方法，計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量樣本均數(shù)與總體均數(shù)0間的差別可以用統(tǒng)計(jì)量t來表示：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。

2、選定檢驗(yàn)方法，計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量n=25，=150(g/L)，s=16.5(g/L)，0=132(g/L)根據(jù)抽樣誤差理論，在H0的假設(shè)前提下，統(tǒng)計(jì)量t服從自由度為n-1的t分布，即t值在0的附近的可能性大，遠(yuǎn)離0的可能性小，離0越遠(yuǎn)可能性越小。獲得手頭樣本的可能性有多大？理論基礎(chǔ)：t分布理論基礎(chǔ)：t分布-2.06402.064v＝24-5.45455.4545Criticalvalues-tt0計(jì)算P

值：如果H0

成立，是否有可能得到現(xiàn)有結(jié)果？計(jì)算概率P如果H0

成立，是否有可能得到現(xiàn)有結(jié)果？即與統(tǒng)計(jì)量t值對(duì)應(yīng)的概率；假設(shè)檢驗(yàn)中的P值：從H0規(guī)定總體隨機(jī)抽得等于及大于(或等于及小于)現(xiàn)有檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值的概率。即在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|t|≥5.4545的可能性;作結(jié)論：根據(jù)小概率原理作結(jié)論。P>0.05,不是小概率事件，沒有足夠的理由拒絕H0；P≤0.05,為小概率事件，拒絕H0；接受H1?？傮w樣本t1t2t3t4tn0t分布P(-t/2,<t<t/2,)=1-0-2.0642.0640.0250.0250-2.0642.0640.0250.025-tα/2

0

tα/2

CriticalvaluesRejectionregionNonrejectionregionRejectionregion統(tǒng)計(jì)學(xué)結(jié)論：本例P＜0.05，按

=0.05的水準(zhǔn)，拒絕H0，接受H1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。專業(yè)的結(jié)論：認(rèn)為該病女性患者的Hb含量不同于正常女性的Hb含量

。作結(jié)論：例1建立假設(shè),確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)：

H0:1＝132；H1:1132＝0.05。計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：確定P值：

P<0.05作結(jié)論：

按＝0.05水準(zhǔn)，拒絕H0，接受H1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義?？梢哉J(rèn)為女性患者的平均Hb含量與正常女性不同。

資料表明，25名女性患者的平均血紅蛋白含量為150±16.5(g/L)，其95%可信區(qū)間為(143.1891,156.8109)。采用t檢驗(yàn)分析表明，該病女性患者Hb與正常女性相比差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(t=5.5454,P<0.0001)，可以認(rèn)為女性患者的平均Hb高于正常女性。結(jié)果的報(bào)道：總結(jié)建立檢驗(yàn)假設(shè)(在假設(shè)的前提下有規(guī)律可循)；

原假設(shè)備擇假設(shè)確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)(確定最大允許誤差)

；計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(樣本與總體有多大的偏離)

；不同資料選擇不同方法確定P值(該樣本是否支持零假設(shè))

；基于抽樣分布規(guī)律推斷結(jié)論(根據(jù)小概率原理)

。統(tǒng)計(jì)結(jié)論與專業(yè)結(jié)論相結(jié)合

四、均數(shù)的假設(shè)檢驗(yàn)樣本均數(shù)與總體均數(shù)的比較配對(duì)設(shè)計(jì)樣本均數(shù)的比較兩樣本均數(shù)的比較t檢驗(yàn)的應(yīng)用條件已知的總體研究的總體總體A已知參數(shù)總體B參數(shù)未知樣本信息已知？四、均數(shù)的假設(shè)檢驗(yàn)樣本均數(shù)與總體均數(shù)的比較樣本均數(shù)與總體均數(shù)比較的t檢驗(yàn)總體均數(shù)一般指已知的理論值或大量觀察得到的穩(wěn)定值。認(rèn)為這是一個(gè)確定的總體。檢驗(yàn)的目的是手頭的樣本所來自的總體是否與已有的總體的一致。根據(jù)現(xiàn)有資料，AIDS病人的平均生存時(shí)間是14月?，F(xiàn)在使用AZT治療后，16名病人的平均生存時(shí)間為20月，標(biāo)準(zhǔn)差是13月。AZT治療是否有效？樣本均數(shù)與總體均數(shù)的比較的t檢驗(yàn)樣本均數(shù)與總體均數(shù)的比較的t檢驗(yàn)建立檢驗(yàn)假設(shè)H0：＝14月，AZT無效；H1：≠14月，AZT有效。確立檢驗(yàn)水準(zhǔn)

=0.05；計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量查自由度為15的t界值表，確定P值，t0.05,15=2.131，P>0.05；根據(jù)

=0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)下結(jié)論，不拒絕H0，差別無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。尚不能認(rèn)為AZT可以延長(zhǎng)AIDS患者的生存時(shí)間。樣本：某醫(yī)生在一山區(qū)隨機(jī)抽查25名健康成年男子，求得其平均脈搏數(shù)為74.2次/分鐘，標(biāo)準(zhǔn)差為6.0次/分鐘。問題：山區(qū)成年男子的平均脈搏數(shù)是否高于一般成年男子(一般成年男子的脈搏數(shù)為72次/分鐘)。樣本均數(shù)與總體均數(shù)的比較的t檢驗(yàn)檢驗(yàn)步驟建立假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)：H0:1＝72山區(qū)成年男子平均脈搏數(shù)與一般成年男子相等；

H1:

1>72山區(qū)成年男子平均脈搏數(shù)大于一般成年男子。＝0.05(單側(cè)檢驗(yàn)水準(zhǔn))。檢驗(yàn)步驟計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：檢驗(yàn)步驟確定P值：

P＝0.0396

P<0.0501.711v＝240.05檢驗(yàn)步驟作結(jié)論：

按＝0.05水準(zhǔn)，拒絕H0，接受H1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

可以認(rèn)為該山區(qū)健康成年男子脈搏數(shù)高于一般成年男子。研究總體總體A參數(shù)未知總體B參數(shù)未知兩個(gè)樣本信息已知？四、均數(shù)的假設(shè)檢驗(yàn)兩樣本均數(shù)的比較成組設(shè)計(jì)定量資料比較的t檢驗(yàn)?zāi)翅t(yī)生研究轉(zhuǎn)鐵蛋白對(duì)病毒性肝炎診斷的臨床意義，測(cè)得12名正常人和15名病毒性肝炎患者血清轉(zhuǎn)鐵蛋白含量(g/dl)，結(jié)果如下正常組均數(shù)271.89標(biāo)準(zhǔn)差10.38肝炎組均數(shù)235.21標(biāo)準(zhǔn)差14.39問患者和正常人轉(zhuǎn)鐵蛋白含量是否有差異?完全隨機(jī)設(shè)計(jì)（成組設(shè)計(jì)）將受試對(duì)象完全隨機(jī)分入兩組，接受兩種不同的處理：試驗(yàn)組與對(duì)照組，新藥組與傳統(tǒng)藥組從兩個(gè)總體中完全隨機(jī)地抽取一部分個(gè)體進(jìn)行比較：男性與女性，中國(guó)人和美國(guó)人A組B組成組設(shè)計(jì)問題：

正常人組肝炎組？2＝？均數(shù):235.21標(biāo)準(zhǔn)差:14.391＝？均數(shù):271.89標(biāo)準(zhǔn)差:10.38分析步驟：(1)H0:1=2,兩組血清轉(zhuǎn)鐵蛋白平均含量相等；

H1:1≠2,兩組血清轉(zhuǎn)鐵蛋白平均含量不等。

＝0.05。(2)計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量t

自由度=n1+n2-2

。均數(shù)之差的標(biāo)準(zhǔn)誤合并方差(方差的加權(quán)平均)均數(shù)之差的標(biāo)準(zhǔn)誤(2)

(t0.01,25=2.787)(3)P<0.01(4)按＝0.05水準(zhǔn)，拒絕H0，接受H1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為病毒性肝炎患者的轉(zhuǎn)鐵蛋白含量較低。四、均數(shù)的假設(shè)檢驗(yàn)兩樣本均數(shù)的比較PopulationAunknownPopulationBunknownSamplesknown？Populationsunknownmatched配對(duì)設(shè)計(jì)計(jì)量資料的t檢驗(yàn)當(dāng)個(gè)體間的差異不均勻時(shí)，將差異較小的個(gè)體配成對(duì)子，分別給予不同的處理，以保證兩組間的均衡可比性。自身配對(duì)：服藥前后；手術(shù)前后異體配對(duì)：雙胞胎；品系；來自相同的區(qū)域配對(duì)t檢驗(yàn)的實(shí)質(zhì)就是檢驗(yàn)樣本差值的總體均數(shù)是否為0。配對(duì)的原則條件相近對(duì)內(nèi)同質(zhì)CompletelyRandomizedDesignPairedDesign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?配對(duì)設(shè)計(jì)定量資料的t檢驗(yàn)配對(duì)設(shè)計(jì)定量資料的t檢驗(yàn)A方法B方法？2＝？1＝？????????1-

2d1

d2

dn

d3

配對(duì)t檢驗(yàn)

單樣本t檢驗(yàn)

=0？(1) H0：d＝0，兩儀器檢驗(yàn)結(jié)果相同；

H1：d≠0，兩儀器檢驗(yàn)結(jié)果不同。

＝0.05。(2)計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量t

自由度=11。(t0.10,11=1.796

)。(3)確定P值。

P＞0.10(4)作結(jié)論：按檢驗(yàn)水準(zhǔn)0.05，不拒絕H0，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。配對(duì)設(shè)計(jì)定量資料的t檢驗(yàn)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。試比較兩組豬腦組織鈣泵的含量有無差別。配對(duì)設(shè)計(jì)定量資料的t檢驗(yàn)兩組乳豬腦組織鈣泵含量(

g/g)乳豬號(hào)對(duì)照組實(shí)驗(yàn)組差值d10.35500.27550.079520.20000.2545-0.054530.31300.18000.133040.36300.32300.040050.35440.31130.043160.34500.29550.049570.30500.28700.0180合計(jì)0.3086配對(duì)設(shè)計(jì)計(jì)量資料的t檢驗(yàn)單側(cè)檢驗(yàn)和雙側(cè)檢驗(yàn)雙側(cè)檢驗(yàn)

H0:1＝2 H1:1≠2單側(cè)檢驗(yàn)

(根據(jù)研究資料性質(zhì)決定) H0:1＝2 H0:1＝2 H1:1>2 H1:1<2H0:d＝0,兩組乳豬鈣泵含量相同;H1:d>0,對(duì)照組乳豬腦組織鈣泵含量高于實(shí)驗(yàn)組。＝0.05(單側(cè)檢驗(yàn)）。自由度=6。(單側(cè)：t0.05,6=1.934)。確定P值。

P＜0.05

。按檢驗(yàn)水準(zhǔn)0.05，拒絕H0，接受H1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義?？梢哉J(rèn)為腦缺氧可造成鈣泵含量的降低。均數(shù)的假設(shè)檢驗(yàn)應(yīng)用條件獨(dú)立性、正態(tài)性、方差齊性與應(yīng)用條件有關(guān)的一些內(nèi)容正態(tài)性檢驗(yàn)方差齊性檢驗(yàn)方差不齊時(shí)的近似

t檢驗(yàn)大樣本時(shí)，均數(shù)比較的

u檢驗(yàn)均數(shù)的假設(shè)檢驗(yàn)應(yīng)用條件t檢驗(yàn)的前提正態(tài)性(Normality)獨(dú)立性(Independence)方差齊性(Homoscedasticity，equalvariance)1212？未知總體已知樣本總體分布1222方差齊性1212？未知總體已知樣本總體分布1222方差不齊樣本方差比的分布Levene法：從同一總體隨機(jī)抽取的樣本之兩方差，

其方差比(大方差/小方差)的分布服從F分布方差齊性檢驗(yàn)

男性組女性組？22＝？標(biāo)準(zhǔn)差:12.3012＝？標(biāo)準(zhǔn)差:12.60血小板計(jì)數(shù)兩組方差的比較(1) H0：12=22 H1：12≠22

=0.10。(2)F0.10,14,14=2.46(3)P>0.10(4)按=0.10水準(zhǔn)，不拒絕H0，差別無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。可以認(rèn)為兩組的總體方差相等。兩組方差的比較*方差不齊時(shí)的近似

t檢驗(yàn)Cochran&Cox法(1950) 對(duì)界值進(jìn)行校正Satterthwaite法(1946) 對(duì)自由度進(jìn)行校正Welch法(1947) 對(duì)自由度進(jìn)行校正大樣本時(shí)均數(shù)比較的

u檢驗(yàn)單樣本u檢驗(yàn)兩樣本u檢驗(yàn)n1+n2？小樣本大樣本方差？u檢驗(yàn)方差齊方差不齊t

檢驗(yàn)t’檢驗(yàn)兩樣本均數(shù)比較方法的選擇假設(shè)檢驗(yàn)中的注意事項(xiàng)I型錯(cuò)誤和II型錯(cuò)誤檢驗(yàn)水準(zhǔn)的選擇雙側(cè)檢驗(yàn)與單側(cè)檢驗(yàn)結(jié)論的概率性P和的涵義正確對(duì)待統(tǒng)計(jì)結(jié)論和專業(yè)結(jié)論Significant的意義假設(shè)檢驗(yàn)和可信區(qū)間的關(guān)系

如法官判定一個(gè)人是否犯罪，首先是假定他“無罪”（H0），然后通過偵察尋找證據(jù)，如果證據(jù)充分則拒絕“無罪”的假定（H0），判嫌疑人有罪；否則只能暫且認(rèn)為“無罪”的假定（H0）成立。法官的審判被告無罪假設(shè)法官的審判實(shí)際情況法官審判的結(jié)果有罪

無罪

有罪正確錯(cuò)誤

無罪錯(cuò)誤正確無罪假設(shè)I型錯(cuò)誤和II型錯(cuò)誤實(shí)際情況假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)果拒絕H0

不拒絕H0H0

成立I型錯(cuò)誤()推斷正確H0

不成立把握度(1-)II型錯(cuò)誤()01-H0：=0u(criticalvalue)H1：=1>016.5SomeConceptionsDonotrejectH0RejectH0I型錯(cuò)誤和II型錯(cuò)誤實(shí)際情況假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)果拒絕H0

不拒絕H0H0

成立I型錯(cuò)誤()推斷正確H0

不成立把握度(1-)II型錯(cuò)誤()01-H0：=0u(criticalvalue)H1：=1>016.5SomeConceptionsDonotrejectH0RejectH0I型錯(cuò)誤和II型錯(cuò)誤實(shí)際情況假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)果拒絕H0

不拒絕H0H0

成立I型錯(cuò)誤()推斷正確H0

不成立把握度(1-)II型錯(cuò)誤()01-H0：=0u(criticalvalue)H1：=1>016.5SomeConceptionsDonotrejectH0RejectH001-H0：=0u(criticalvalue)H1：=1>016.5SomeConceptionsDonotrejectH0RejectH0I型錯(cuò)誤和II型錯(cuò)誤實(shí)際情況假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)果拒絕H0

不拒絕H0H0

成立I型錯(cuò)誤()推斷正確H0

不成立把握度(1-)II型錯(cuò)誤()01-H0：=0u(criticalvalue)H1：=1>016.5SomeConceptionsDonotrejectH0RejectH001-H0：=0u(criticalvalue)H1：=1>016.5SomeConceptionsDonotrejectH0RejectH06.5SomeConceptions&HaveanInverseRelationship6.5SomeConceptions

兩類錯(cuò)誤的概率的關(guān)系

兩類錯(cuò)誤是互相關(guān)聯(lián)的，當(dāng)樣本容量固定時(shí)，一類錯(cuò)誤概率的減少導(dǎo)致另一類錯(cuò)誤概率的增加.

要同時(shí)降低兩類錯(cuò)誤的概率，或者要在不變的條件下降低，需要增加樣本容量.請(qǐng)看演示I型錯(cuò)誤和II

型錯(cuò)誤拒絕H0接受H1，要注意第一類錯(cuò)誤出現(xiàn)；不拒絕H0，要注意第二類錯(cuò)誤的出現(xiàn)。檢驗(yàn)效能(powerofatest)

：1－

就是對(duì)真實(shí)的H1作出肯定結(jié)論之概率。檢驗(yàn)水準(zhǔn)的選擇檢驗(yàn)水準(zhǔn)有單雙側(cè)之分。選擇要有專業(yè)背景。檢驗(yàn)水準(zhǔn)大小的選擇要慎重。雙側(cè)檢驗(yàn)與單側(cè)檢驗(yàn)雙側(cè)檢驗(yàn)

H0:1＝2 H1:1≠2單側(cè)檢驗(yàn)(根據(jù)研究資料性質(zhì)決定) H0:1＝2 H0:1＝2 H1:1>2 H1:1<2雙側(cè)檢驗(yàn)與單側(cè)檢驗(yàn)選擇要結(jié)合專業(yè)實(shí)際；在相同的檢驗(yàn)水準(zhǔn)下，正確地選擇單側(cè)檢驗(yàn)將比雙側(cè)檢驗(yàn)得到更多的檢驗(yàn)效能。選擇要在計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量之前；結(jié)論的概率性無論做出何種推斷結(jié)論，總是有風(fēng)險(xiǎn)的！尤其是檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量位于檢驗(yàn)界值的附近時(shí)，下結(jié)論更應(yīng)慎重;不拒絕H0，并不意味著接受H0。結(jié)論不能絕對(duì)化。統(tǒng)計(jì)學(xué)已證明……由此可以肯定……拒絕H0時(shí)可能犯I類錯(cuò)誤；不拒絕H0時(shí)可能犯II類錯(cuò)誤;P值的意義從H0總體中隨機(jī)獲得等于或大于現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)量值的概率。拒絕H0時(shí)所冒的風(fēng)險(xiǎn)。界值界值tt下列說法正確嗎？什么是P值：P是H0成立的概率。P是I型誤差的概率。P是H0成立時(shí)，獲得