第六章假设检验基础课件.ppt
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- 第六 假设检验 基础 课件
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1、第六章第六章 假设检验基础假设检验基础翟景花翟景花卫生统计学教研室卫生统计学教研室主要内容主要内容第一节第一节 假设检验的概念与原理假设检验的概念与原理第二节第二节 t检验检验第三节第三节 二项分布与泊松分布资料的二项分布与泊松分布资料的Z检验检验第四节第四节 假设检验与区间估计的关系假设检验与区间估计的关系第五节第五节 假设检验的功效假设检验的功效第六节第六节 正态性检验正态性检验第一节第一节 假设检验的概念与原理假设检验的概念与原理一、假设检验的基本步骤一、假设检验的基本步骤例例6-1 已知北方农村儿童前囟门闭合月龄已知北方农村儿童前囟门闭合月龄为为14.1月。某研究人员从东北某县抽取月。
2、某研究人员从东北某县抽取36名儿童,得囟门闭合月龄均值为名儿童,得囟门闭合月龄均值为14.3月,月,标准差为标准差为5.08月。问该县儿童前囟门闭合月。问该县儿童前囟门闭合月龄的均数是否大于一般儿童?月龄的均数是否大于一般儿童?0=14.1月月=14.3,S=5.08n=36X1.同一总体即同一总体即=0,但有抽,但有抽样误差。样误差。2.非同一总体即非同一总体即 0。已知总体已知总体未知总体未知总体示意图:示意图:分析:分析:如果如果 与与0接近,其差别可用抽样误差解接近,其差别可用抽样误差解释,可认为释,可认为 来自来自0总体;如果总体;如果 与与0相差相差甚远,不能用抽样误差解释,则怀疑
3、甚远,不能用抽样误差解释,则怀疑 不是不是来自来自0总体。总体。与与0相差多大算由抽样误差相差多大算由抽样误差造成的?造成的?XXXXX若假设若假设=0成立,那么从成立,那么从0总体中抽总体中抽样,获得样,获得 大于大于0样本的概率样本的概率P可以计算。可以计算。用公式用公式 计算计算t值或值或Z值,由值,由t值或值或Z值求值求P。X/XXzSnn=t或反证法思想反证法思想若若 与与0相差越小,相差越小,t或或Z值越小,值越小,P越大,说明从越大,说明从0总体中抽取均总体中抽取均数为数为 的样本可能性大,即的样本可能性大,即 所所 来自的总体为来自的总体为0总体。总体。XXX若若 与与0相差越
4、大,相差越大,t或或Z值越大,值越大,P越越小,若小,若P小于或等于小于或等于(如(如0.05),说),说明从明从0总体中抽取均数为总体中抽取均数为 的样本可的样本可能性很小,如果在一次抽样中发生了,能性很小,如果在一次抽样中发生了,则有理由怀疑假设则有理由怀疑假设=0不成立不成立。即即 所来自的总体不是所来自的总体不是0总体。总体。XXX二、假设检验的基本步骤二、假设检验的基本步骤1.建立检验假设,确定检验水准建立检验假设,确定检验水准假设有两种:假设有两种:(1)=0:常称无效假设,又称原假设或零假:常称无效假设,又称原假设或零假设。用设。用H0表示。表示。(2)0:称备择假设,或对立假设
5、。用:称备择假设,或对立假设。用H1表表示。若无效假设被否定,则该假设成立。示。若无效假设被否定,则该假设成立。检验假设是针对检验假设是针对总体总体而言。故假设的是参数而言。故假设的是参数=0 和和 0;H0和和H1是相互联系、对立的假设,结论是根据是相互联系、对立的假设,结论是根据H0 和和H1作出的,两者是缺一不可的;作出的,两者是缺一不可的;H0为无效假设,其内容视资料而定;为无效假设,其内容视资料而定;H1的内容反映出检验的单双侧:的内容反映出检验的单双侧:0或或 0均均是单侧检验,是单侧检验,从专业知识判断一种方法的结果不可从专业知识判断一种方法的结果不可能低于或高于另一种方法的结果
6、,则用单侧检验,能低于或高于另一种方法的结果,则用单侧检验,否则用双侧检验,否则用双侧检验,即即 0。注意问题:注意问题:样本均数所代表的未知总体均数样本均数所代表的未知总体均数 与与已知总体已知总体 0 0 的比较的比较两样本均数所代表的未知总体均数两样本均数所代表的未知总体均数 1与与2的比较的比较 目的 H0 H1 双侧检验 单侧检验 是否 12 是否 12 是否 12 12 12 12 0 12 12 (3)确定检验水准)确定检验水准(size of a test):是预先规定的:是预先规定的概率值,概率值,确定了小概率事件的标准确定了小概率事件的标准。可以如此理解:。可以如此理解:以
7、此水准下的以此水准下的t值、值、Z值或值或F值作标准,计算的统计值作标准,计算的统计量与之比较。量与之比较。一般取一般取=0.05,=0.01,即将小概率,即将小概率事件具体化,规定概率不超过事件具体化,规定概率不超过就是小概率事件。就是小概率事件。H0:=14.1(月),总体上该县儿童前囟门闭合(月),总体上该县儿童前囟门闭合月龄的平均水平与一般儿童的平均水平相同;月龄的平均水平与一般儿童的平均水平相同;H1:14.1(月),该县儿童前囟门闭合月龄(月),该县儿童前囟门闭合月龄的平均水平高于一般儿童的平均水平。的平均水平高于一般儿童的平均水平。=0.05资料类型不同,检验方法及检验统计量各不
8、相同。资料类型不同,检验方法及检验统计量各不相同。一般计量资料常用的检验方法为:一般计量资料常用的检验方法为:t-test,Z-test,F-test;计数资料常用的检验方法为:计数资料常用的检验方法为:2-test,Z-test;半定量资料常用的检验方法为:秩和检验。半定量资料常用的检验方法为:秩和检验。必须注意:必须注意:所有检验的统计量都是在所有检验的统计量都是在H0成立的前提成立的前提条件下计算出来的。条件下计算出来的。2.选定检验方法,计算检验统计量选定检验方法,计算检验统计量014.3 14.10.2365.0836136 135XtSnn 3.确定确定P值值P值的含义是:指从值的
9、含义是:指从H0规定的总体中,随机抽得规定的总体中,随机抽得等于及大于(或等于及小于)现有样本获得检等于及大于(或等于及小于)现有样本获得检验统计量值(验统计量值(t或或Z)的概率。)的概率。自由度为自由度为35,35,查附表查附表2,2,得到得到:单侧单侧 。得得P P 0.050.05。690.1)35(05.0t如果如果P P值小于或等于检验水准值小于或等于检验水准,意味着在,意味着在H0成立的前提下发生了小概成立的前提下发生了小概率事件,根据率事件,根据“小概率事件在一次随机试验中不(大)可能发生小概率事件在一次随机试验中不(大)可能发生”的推断的推断原原理,怀疑理,怀疑H0的真实性,
10、从而做出拒绝(的真实性,从而做出拒绝(reject)H0的决策。因为的决策。因为H0与与H1是对立的,既然拒绝是对立的,既然拒绝H0,就只能接受,就只能接受H1。如果如果P值大于值大于,在,在H0成立的假设下发生较为可能的事件,没有充足的理成立的假设下发生较为可能的事件,没有充足的理由对由对H0提出怀疑。于是做出不拒绝提出怀疑。于是做出不拒绝H0的决策。的决策。假设检验的推断结论是对假设检验的推断结论是对“H0是否真实是否真实”作出判断。作出判断。4.做出推断结论做出推断结论n若若t t,P,结论为按所取的,结论为按所取的 检验水准,检验水准,拒绝拒绝H0,接受,接受H1,有统计学意义;,有统
11、计学意义;nt t,P,按所取的,按所取的 检验水准,尚不检验水准,尚不能拒绝能拒绝H0,无统计学意义。,无统计学意义。t t0.05,P0.05(即(即)。这意味)。这意味着,如果该县儿童前囟门闭合的平均着,如果该县儿童前囟门闭合的平均月龄为月龄为14.1月,观察到囟门闭合月龄月,观察到囟门闭合月龄均值为均值为14.3月的样本(以及均值更大月的样本(以及均值更大的样本)的可能性还是比较大的(概的样本)的可能性还是比较大的(概率大于率大于0.5);没有理由对);没有理由对H0提出怀提出怀疑,于是做出不拒绝疑,于是做出不拒绝H0的推断结论。的推断结论。结论:结论:t0或或 t0.05,24,P
12、0.05按按=0.05水准,拒绝水准,拒绝H0,接受,接受H1,差别有差别有统计学意义。统计学意义。认为山区健康成年男子脉搏数认为山区健康成年男子脉搏数高于一般成年男子脉搏数。高于一般成年男子脉搏数。1、医学科研中常用的配对设计:、医学科研中常用的配对设计:(1)两个同质受试对象分别接受两种)两个同质受试对象分别接受两种 不同的处理;不同的处理;(2)同一受试对象分别接受两种不同)同一受试对象分别接受两种不同 处理;处理;(3)同一受试对象处理前后比较。)同一受试对象处理前后比较。二、配对设计资料的二、配对设计资料的t检验检验2、配对、配对t检验的基本原理:检验的基本原理:同质总体接受效应相同
13、的处理后,其测量指标的平同质总体接受效应相同的处理后,其测量指标的平均水平应相同,即均水平应相同,即1=2,则,则1 2=0,即差值的,即差值的总体均数总体均数0=0,所以配对检验可看成是配对组观察,所以配对检验可看成是配对组观察值之差的平均数值之差的平均数 所代表的未知总体均数与已知总所代表的未知总体均数与已知总体均数体均数0=0的比较。的比较。d 检验假设为:检验假设为:H0:d=0,H1:d0检验统计量检验统计量:nSdSdtddd/01 n例例6-2 某儿科采用静脉注射人血丙种球蛋白某儿科采用静脉注射人血丙种球蛋白治疗小儿急性毛细支气管炎。用药前后患儿治疗小儿急性毛细支气管炎。用药前后
14、患儿血清中免疫球蛋白血清中免疫球蛋白IgG(mg/dl)含量如)含量如-表表6-1所示。试问用药前后所示。试问用药前后IgG有无变化?有无变化?序号序号用药前用药前用药后用药后差值(用药后差值(用药后-用药前)用药前)11206.441678.44472.002921.691293.36371.6731294.081711.66417.584945.361416.70471.345721.361204.55483.196692.321147.30454.977980.011379.59399.588691.011091.46400.459910.391360.34449.9510568.561
15、091.83523.37111105.521728.03622.5112757.431398.86641.44表表6-1 用药前后患儿血清中免疫球蛋白用药前后患儿血清中免疫球蛋白IgG(mg/dl)含量含量 检验假设:检验假设:H0:d=0,H1:d0 =0.05 n=12,d=5707.95,=d/n=5707.95/12=475.66 d2=2793182.166 d n计算统计量计算统计量 =n-1=12-1=11 2181.710212/)95.5707(166.279318222dS2747.842181.7102dS552.1912/2747.84066.475t 查附表查附表2(
16、t临界值表),临界值表),t0.05,11=2.201,得,得P0.20,在,在=0.05水平上不能拒绝水平上不能拒绝H0,差别无差别无统计学意义。统计学意义。所以尚不能认为两法测定结果不所以尚不能认为两法测定结果不同。同。771.012/01497.000033.0/0nSdtd三、两组独立样本资料的三、两组独立样本资料的t检验检验将受试对象随机分配成两个处理组,每一组随机将受试对象随机分配成两个处理组,每一组随机接受一种处理。一般把这样获得的两组资料视接受一种处理。一般把这样获得的两组资料视为代表两个不同总体的两份样本,据以推断它们为代表两个不同总体的两份样本,据以推断它们的总体均数是否相
17、等。的总体均数是否相等。适用于完全随机设计的两样本均数的比适用于完全随机设计的两样本均数的比较。此类比较分为两种情况。较。此类比较分为两种情况。1.两样本所属总体方差相等两样本所属总体方差相等检验假设为:检验假设为:H0:1=2,H1:12已知当已知当H0成立时,检验统计量成立时,检验统计量 =n1+n2-2)11(21221nnSXXtcn合并方差合并方差:2)1()1(212222112nnSnSnSc 例例6-4 某口腔科测得长春市某口腔科测得长春市13-16岁居民男性岁居民男性20人的恒牙初期腭弓深度均值为人的恒牙初期腭弓深度均值为17.15mm,标准差标准差为为1.59mm;女性女性
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