假設(shè)檢驗(yàn)檢驗(yàn)

假設(shè)檢驗(yàn)根底1精選ppt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<0.05〕。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2精選ppt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？3精選ppt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)之間的差異?？赡苡腥缦虑闆r:所有喉癌病人的術(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4精選ppt〔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?！?〕t值反映了兩組均數(shù)之間的相對(duì)差異〔而絕對(duì)差異就是32.2-29.6=2.6分〕?！?〕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。5精選ppt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，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。6精選ppt一、概念與原理7精選ppt〔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)某情況的可能性大小(P值)不拒絕假設(shè)P>0.05拒絕假設(shè)P≤0.058精選ppt〔二〕根本原理

以定量資料分析的t檢驗(yàn)為例講述假設(shè)檢驗(yàn)的根本原理英國(guó)統(tǒng)計(jì)學(xué)家W.S.Gosset(1909)導(dǎo)出了樣本均數(shù)確實(shí)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)開展史上的里程碑之一。以t分布為根底的檢驗(yàn)稱為t檢驗(yàn)。9精選ppt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異?μ1=14.1(月）μ2n=25已知總體未知總體=？x=14.3(月)s=5.04(月)10精選ppt∵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。11精選ppt其中H0假設(shè)比較單純、明確，在H0下假設(shè)能弄清抽樣誤差的分布規(guī)律，便有規(guī)律可循。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〕。12精選ppt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,t=〔x－μ〕/sX，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。13精選ppt〔三〕根本步驟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。14精選ppt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)。15精選ppt本卷須知：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)確實(shí)定。16精選ppt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:17精選ppt選用雙側(cè)檢驗(yàn)與單側(cè)檢驗(yàn)：原那么上依據(jù)資料性質(zhì)來選擇。假設(shè)比較甲、乙兩種方法孰優(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);假設(shè)甲是從乙改進(jìn)而得，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)。18精選ppt本例為定量資料，故采用t檢驗(yàn)，t=〔x－μ2〕/sX，H0成立

t=〔x－μ1〕/sX2、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)19精選ppt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=0.198420精選ppt3、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21精選ppt-tt022精選ppt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那么不拒絕H0還不能認(rèn)為……不同或不等P≤α那么拒絕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，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。不能認(rèn)為兩者有差異。

4、結(jié)論(根據(jù)小概率原理作出推斷)

23精選ppt二、t檢驗(yàn)24精選ppt〔一〕單樣本t檢驗(yàn)推斷某樣本來自的總體均數(shù)μ與的某一總體均數(shù)μ0〔常為理論值、標(biāo)準(zhǔn)值、穩(wěn)定值或參考值〕有無差異。例：根據(jù)大量調(diào)查，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)25精選ppt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〔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〕。74.2>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：26精選ppt1.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〕/SX，v=n－13.確定概率，作出判斷查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。27精選ppt〔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。28精選ppt1、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)象配對(duì)，并分別給予兩種處理。29精選ppt2、目的推斷兩種處理方法是否有差異。30精選ppt構(gòu)造一個(gè)新的總體，總體中的變量是每對(duì)的數(shù)值之差〔di=x1i-x2i〕。ABdix11x21d1x11x22d2x13x23d3……x1nx2ndn3、原理：31精選ppt假設(shè)兩處理因素的效應(yīng)無差異，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〔兩種處理方法相同〕μd未知，抽樣→n、d、sd32精選ppt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。33精選ppt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)果有無差異?34精選pptH0：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。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，那么0.20＞P＞0.10，差異無統(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。35精選ppt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異。36精選pptH0：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，那么P＜0.05，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為腦缺氧可造成鈣泵含量的降低。37精選ppt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?！踩硟蓸颖総檢驗(yàn)38精選ppt1、設(shè)計(jì)類型：μ1→隨機(jī)抽樣→n1→x1、s1μ2→隨機(jī)抽樣→n2→x2、s22、目的：比較x1與x2，推斷μ1=μ2？39精選ppt3、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。σ12σ22t’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)到達(dá)正態(tài)化、方差齊。40精選ppt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；S12S22σ12σ22，本質(zhì)差異

41精選ppt2〕F分布：F=S12〔較大〕/S22〔較小〕，42精選ppt3〕步驟：假設(shè)σ12=σ22S12S22是由抽樣誤差所致S12與S22相差不大F=S12〔較大〕/S22〔較小〕，F(xiàn)離1不遠(yuǎn)1<F<FF值對(duì)應(yīng)的外尾面積P不小，P應(yīng)＞43精選pptH0：σ12=σ22，H1：σ12≠σ22，=0.05；F=S12〔較大〕/S22〔較小〕分子自由度1=n1－1，分母自由度2=n2－1；F值與F1，2比較，得P值，做出推論〔同前〕。44精選ppt4、兩樣本t檢驗(yàn)的步驟：H0：μ1=μ2，H1：μ1≠μ2，=0.05；Sc2為合并方差為合并自由度=n1+n2–2確定概率，作出判斷〔同前，省略〕45精選ppt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)差27.65。問：兩藥療效是否相同？46精選ppt▲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，t0.05(37)=2.026▲確定P值，做出推論：t<t0.05(37)，P>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。47精選ppt在兩個(gè)樣本均數(shù)比較時(shí)，假設(shè)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。48精選ppt例某市于1973年和1993抽查局部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)有無差異。

1973年：n1=120x1=139.9cms1=7.5cm；

1993年：n2=153x2=143.7cms2=6.3cm。

49精選ppt

1973年：n1=120x1=139.9cms1=7.5cm；

1993年：n2=153x2=143.7cms2=6.3cm。H0

：

1＝

2，H1

：

1≠

2，雙側(cè)

=0.05。P＜0.05，差異有統(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。＞1.9650精選ppt

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51精選ppt1、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)定的值是否在置信區(qū)間中，后者是否包括它，假設(shè)包括，那么不拒絕H0，反之那么拒絕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)?zāi)敲床荒芴峁?、假設(shè)檢驗(yàn)可以精確地給出P值大??；5、假設(shè)檢驗(yàn)可以估計(jì)檢驗(yàn)的成效?！鄡烧呷币徊豢?。假設(shè)檢驗(yàn)與區(qū)間估計(jì)的關(guān)系52精選pptⅠ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。53精選pptⅠ型錯(cuò)誤—“棄真〞，即拒絕了實(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