统计推断2讲义.pptVIP

* * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * * 两种t 检验的区别与联系 样本均数与已知均数的t检验 配对设计的t 检验 完全随机设计两样本比较的t 检验适用条件 正态 方差齐 例4-8 为研究外用中药搽剂骨肌康对小鼠琼脂肉芽肿的抑制作用，某医院医师对一级昆明种小鼠 20只(雌雄各半)按完全随机分配方案进行了实验观察。其中对照组10只，给予0.5ml65%乙醇；另10只施用大剂量骨肌康，给予0.2g生药/ 0.5ml65%乙醇。观察肉芽肿(mg)结果如下。能否认为骨肌康搽剂与对照组小鼠琼脂肉芽肿生长的抑制作用不同？ 骨肌康治疗组：108.0 74.8 31.2 132.0 147.6 98.5 82.2 93.3 85.5 110.4 乙醇对照组： 94.8 122.5 144.1 151.2 189.3 204.2 155.6 160.3 178.3 165.4 (1) 建立检验假设,确定检验水准 H0:?1=?2 H1:?1??2 ?=0.05 (2) 计算统计量 (3) 确定P值,作出统计推断 查t界值表,得P0.05 ，按 水准拒绝H0 ，接受H1，差异有统计学意义。可认为骨肌康治疗组小鼠琼脂肉芽肿平均重量低于乙醇对照组，即大剂量骨肌康搽剂对小鼠琼脂肉芽肿生长有抑制作用。 u检验 两大样本均数比较，可用u检验 例 某地随机抽取正常男性新生儿175名，测得血中甘油三酯浓度的均数为0.425mmol/L，标准差为0.254mmol/L；随机抽取正常女性新生儿167名，测得血中甘油三酯浓度的均数为0.438mmol/L，标准差为0.292mmol/L 。问男、女新生儿的甘油三酯浓度有无差别？ 能否用两样本均数比较的t检验？ (1) 建立检验假设,确定检验水准 H0： ?1=?2 ，即男、女新生儿的甘油三酯浓度相等 H1：?1??2 ，即男、女新生儿的甘油三酯浓度不等 ?=0.05 (2) 计算统计量 (3) 确定P值,作出统计推断 查t界值表(?=?时)，得P0.10，按? =0.05水准不拒绝H0，尚不能认为正常男女新生儿血中甘油三酯浓度不同。 u检验为t检验在样本含量较大时的近似计算法 不满足t检验的条件 用校正的t检验 ( 检验) 变量变换 秩和检验 校正的t检验 ( 检验) —近似t检验，常用为Satterthwaite法 例4-9 某医师测试了25例正常人和32例喉癌患者的血清铁蛋白(SF)平均浓度(μg/L)，结果见表4-7。试问喉癌患者的血清铁蛋白浓度是否不同于正常人？ (1) 建立检验假设,确定检验水准 H0：?1=?2 H1：?1??2 ?=0.05 (2) 计算统计量 (3) 确定P值,作出统计推断 查t界值表(?=44时)，得P0.05，按 ? =0.05水准拒绝H0，接受H1，差异有统计学意义，认为喉癌患者血清SF的平均浓度高于正常人血清SF平均浓度。 两组完全随机设计资料的方差齐性检验 用?，?1=n1-1，?2=n2-1，查附表方差齐性检验用的F分布表，如果，即P??，因此拒绝H0，接受H1。认为两个总体的方差不等。否则不拒绝H0，认为两个总体的方差相等。 假设检验的两型错误 I 型错误与II 型错误 拒绝了实际上成立的H0，这类“弃真”的错误为I 型错误(type I error)； 不拒绝实际上不成立的H0，这类“存伪”的错误为II 型错误(type II error)。 客观实际 拒绝H0 不拒绝H0 H0成立 I 型错误(?) 推断正确(1-?) H0不成立 推断正确(1-?) II 型错误(?) 检验效能 1-?称为或把握度(power of a test)，其统计学意义是若两总体确有差别，按?水准能检出其差别的能力。 ?值的大小很难确切估计，只有在已知样本含量n、两总体参数差值?以及所规定的检验水准?的条件下, 才能估算出?大小。 或通过非中心的t界值表得到。 检验效能 显微镜 样本含量 放大倍数 样本含量的大小是决定检验效能的关键。 为什么当P