资源目录
压缩包内文档预览：(预览前20页/共56页)
编号：67665722
类型：共享资源
大小：7.33MB
格式：ZIP
上传时间：2020-04-06
上传人：独**
认证信息
个人认证
王**（实名认证）
江苏
IP属地：江苏
20
积分
- 关 键 词：
-
中山
卫生
统计
课件
- 资源描述：
-
中山卫生统计课件,中山,卫生,统计,课件
- 内容简介：
-
第六章假设检验基础 统计推断的重要内容 假设检验 第一节假设检验的概念与原理 一 假设检验的思维逻辑坏蛋率问题某商家宣称他的 坏 变质 蛋率为1 欲判断 坏蛋率为1 还是坏蛋率高于1 不可能一个个打碎看是否坏蛋 随机抽样 从样本推断总体 随机抽取5个作检查 4个 好蛋 1个 坏蛋 怀疑 1 在 坏蛋率为1 的前提下 5个鸡蛋样品中出现一个 坏蛋 是不大可能的 可以计算出 在这种前提下5个鸡蛋中出现1个或更多坏蛋的概率为0 049 2 思维逻辑 把不大可能当不可能 在 坏蛋率为1 的前提下 目前的情况 不 大 可能 发生 居然发生了 前提不对 这样推断也可能出错 因为在 坏蛋率为1 的前提下 毕竟还有4 9 的可能真的出现5个鸡蛋有1个甚至更多坏蛋的情形 冒了第一类错误的风险 第二节t检验 一 一组样本资料的t检验例6 1已知北方农村儿童前囟门闭合月龄为14 1月 某研究人员从东北某县抽取36名儿童 得前囟门闭合月龄均值为14 3月 标准差为5 08月 问该县儿童前囟门闭合月龄的均数是否大于一般儿童 一个总体 N 2 检验 是否大于14 3月 现在结合例6 1具体介绍假设检验的步骤 选择检验方法根据研究目的 研究设计的类型和资料特点 变量种类 样本大小 等因素选择合适的检验方法 本例采用一组样本资料的t检验 假设检验的步骤 步骤1建立检验假设并确定检验水准 1 原假设或零假设 nullhypothesis H0 0 本例 H0 14 1月 2 对立假设或备择假设 alternativehypothesis 必须与相互对立 一般情况下 均采用双侧对立假设 H1 0 双侧 包括 0和 0两方面 如果从专业上能肯定其中一侧是不可能的 采用单侧对立假设 如 H1 0 单侧 或H1 0 单侧 本例 从专业上肯定东北农村前囟门闭合月龄的均数不会小于一般儿童 故采用单侧对立假设H1 14 1月 3 检验水准 sizeofatest 常取0 05或0 01规定 什么是 不大可能 概率不超过 步骤2计算统计量 根据样本数据计算相应的统计量当时 在H0成立的前提下 如果根据样本算得的值偏大 有理由拒绝H0 本例 步骤3 确定P值 P值的意义是 在H0成立的前提下 统计量获得现有数值以及更不利于H0的数值的可能性 概率 本例 P值为 自由度为35的t分布曲线下 大于t 0 236的尾端的面积 查附表2 t临界值表 单侧t0 25 35 0 682 于是得知本例P 0 25 步骤4 做推断结论 比较P值与检验水准 在两个检验假设之间进行二者取一抉择 决策 的规则是 1 如果P值小于或等于检验水准 意味着在H0成立的前提下不大可能发生当前状况或更不利的状况 拒绝H0 reject 2 如果P值大于 意味着在H0成立的前提下发生 发生当前状况或更不利的状况的可能性还是比较大的 不拒绝H0 本例 由于P 0 25 没有理由对H0提出怀疑 于是不拒绝H0 假设检验的步骤 二 配对设计资料的t检验 配对设计 1 将受试对象配成特征 主要非处理因素 相近的对子 同对的两个受试对象随机分别接受不同处理 2 同一样品分成两份 随机分别接受不同处理 或测量 例6 2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 用药前后患儿血清中免疫球蛋白IgG mg dl 含量如表6 1所示 问用药前后IgG有无变化 假定 用药前后的差值服从N d d2 检验 d是否为0 表6 1用药前后患儿血清中免疫球蛋白IgG mg dl 1 H0 d 0 H1 d 0 0 05 2 当H0成立时 检验统计量本例 n 12 d n 5707 95 12 475 66 n 1 12 1 11 3 查附表2 t临界值表 双侧t0 05 11 2 201 得P 0 05 4 在 0 05的水准上拒绝H0 用药后前后差值的均数不等于0 可以认为用药后小儿IgG增高 三 两组独立样本资料的t检验 两种设计 1 将受试对象随机分配成两个处理组 每一组随机接受的一种处理 2 从两个人群分别随机抽取一定数量的观察对象 测量某项指标 比较平均水平 例6 4某口腔科测得长春市13 16岁居民男性20人的恒牙初期腭弓深度均值为17 15mm 标准差为1 59mm 女性34人的均值为16 92mm 标准差为1 42mm 根据这份数据可否认为该市13 16岁居民腭弓深度有性别差异 假定 两个正态总体N 1 2 和N 2 2 检验假设为H0 1 2 男性与女性腭弓深度相同 H1 1 2 男性与女性腭弓深度不同 0 05 1 两样本所属总体方差相等 当H0成立时 检验统计量 t n1 n2 2 本例 n1 20 S1 1 59 n2 34 S2 1 42 n1 n2 2 20 34 2 52 如果根据样本算得的t值偏大 有理由拒绝H0 查附表2 t临界值表 双侧t0 5 50 0 679 知P 0 5 在 0 05水准上尚不能拒绝H0 结论 还不能认为有性别差异 或样本中的差异不具有统计学意义 Thedifferenceinthesampleisnotstatisticallysignificant OrThereisnosignificantdifferencebetweentwogenders 2 两样本所属总体方差不等 Satterthwaite近似法 例6 5为探讨硫酸氧钒对糖尿病性白内障的防治作用 研究人员将已诱导糖尿病模型的20只大鼠随机分为两组 一组用硫酸氧钒治疗 DV组 另一组作对照观察 D组 12周后测大鼠血糖含量 mmol L DV组12只 样本均数为6 5mmol L 标准差为1 34mmol L D组8只 样本均数为13 7mmol L 标准差为4 21mmol L 试问两组动物血糖含量的总体均数是否相同 假定 两个正态总体 N 1 12 和N 2 22 12 22 检验假设 H0 1 2H1 1 2 0 05 采用统计量当H0成立时 近似地有t t 本例 两组样本方差之比为暂且视为总体方差不相等 关于方差齐性的推断见本节后段 n1 12 S1 1 34 n2 8 S2 4 21 在 0 05水平上拒绝H0 结论 可认为经硫酸氧钒治疗的大鼠与未治疗大鼠的血糖含量不同 查附表2 t临界值表 得双侧t0 05 8 2 306 故P 0 05 四 两组独立样本资料的方差齐性检验 例6 6例6 5中两组 DV组与D组 大鼠接受相应处理12周后测得的血糖含量 mmol L 是否具有方差齐性 可以证明 H0成立时 F统计量服从自由度为 1 2 的F分布 1 n1 1 2 n2 1 如果根据样本算得的F值偏大 有理由拒绝H0 本例查附表3 2 双侧F0 05 7 11 3 76 P 0 05 在 0 05水平上拒绝H0 结论 可以认为两个总体方差不相等 例6 7将同一瓶液样分成20份 将此20份样品随机分成两组 每组10份 用不同的方法分别检测液样中某物质的含量 mmol L 结果两种方法测得样本均数相同 样本标准差分别为1 02与0 56 试问两法检测精度是否相同 查附表3 2 双侧F0 05 9 9 4 03 P 0 05在 0 05水准上不能拒绝H0 结论 尚不能认为两法检测结果精度不同 第三节二项分布与Poisson分布资料的Z检验 一 二项分布资料的Z检验 1 一组样本资料的Z检验 大样本 例6 8某医院称治疗声带白斑的有效率为80 今统计前来求医的此类患者60例 其中45例治疗有效 试问该医院宣称的疗效是否客观 前已学过 如果二项分布的 或1 不太小 则当n足够大时 近似有H0 0 H1 0 检验统计量 X N n n 1 或 在H0成立时服从标准正态分布N 0 1 如果根据样本算得的Z值偏大 有理由拒绝 当n不太大时 需作连续性校正 或 本例 1 建立检验假设H0 0 80 H1 0 10 在 0 05水准上不能拒绝H0 结论 可以接受该医院宣称的有效率 二 两组独立样本资料的Z检验 例6 9用硝苯吡啶治疗高血压急症患者75例 有效者57例 用硝苯吡啶 卡托普利治疗同类患者69例 66例有效 试问两疗法的有效率是否相同 仍然依据二项分布近似正态分布的原理 对于假设H0 1 2 H1 1 2应用下面检验统计量Z 当H0成立时 Z N 0 1 如果根据样本算得的Z值偏大 有理由拒绝H0 本例 1 H0 1 2 H1 1 2 0 05 2 计算统计量p1 57 75 0 76 p2 66 69 0 95652 3 确定P值和作推断按 查附表2 t临界值表 得双侧Z0 001 3 2905 P 0 001 在 0 05水准上拒绝H0 结论 可以认为两种疗法有效率不同 二 Poisson分布资料的Z检验 一 一组样本资料的Z检验 大样本 20 例6 10某地十年前计划到2000年把孕产妇死亡率降到25 10万以下 2000年监测资料显示 该地区平均而言 每10万例活产儿孕产妇死亡31人 问该地区降低孕产妇死亡的目标是否到达到 H0 0 H1 0检验统计量为H0成立时 近似地Z N 0 1 如果根据样本算得的Z值偏大 有理由拒绝H0 本例 H0 25 H1 25 0 05由于单侧Z0 10 1 2816 知P 0 10 按 0 05水准 尚不能拒绝H0 结论 可以认为该地区达到了预定目标 二 两组独立样本资料的Z检验 大样本 1 20 2 20 例6 11甲 乙两检验师分别观察15名正常人末梢血嗜碱性白细胞数量 每张血片均观察200个视野 结果甲计数到嗜碱性白细胞26个 乙计数到29个 试问两位检验师检查结果是否一致 H0 1 2 H1 1 2 当两样本观测单位数相等时 当两样本观测单位数相等时 检验统计量为其中 X1与X2分别为两样本计数 H0成立时 近似地Z N 0 1 如果根据样本算得的Z值偏大 有理由拒绝H0 本例 观察单位数相等 按 查附表2 t临界值表 知双侧Z0 5 0 6745 所以P 0 5 按 0 05水准不能拒绝H0 结论 尚不能认为两检验师检查结果有差异 例6 12某车间改革生产工艺前 测得三次粉尘浓度 每升空气中分别有38 29 36颗粉尘 改进工艺后 测取两次 分别为25 18颗粉尘 问工艺改革前后粉尘数有无差别 当两样本观测单位数不等时 检验统计量为其中与分别为两样本均数 n1 n2是观测单位数 H0成立时 近似地Z N 0 1 如果根据样本算得的Z值偏大 有理由拒绝H0 当两样本观测单位数不等时 本例 1 H0 1 2 H1 1 2 0 05 2 因工艺改革前后观测单位数不等 故分别计算其均数 3 显然 Z 2 723 1 96 P 0 05 于是在 0 05的水平上拒绝H0 结论 可以认为工艺改革前后粉尘浓度不同 改革工艺后粉尘浓度较低 第四节假设检验与区间估计的关系 自学 置信区间具有假设检验的主要功能 95 的置信区间是否包含假设检验中H0成立时的总体参数值 与假设检验是否拒绝H0等价 不包含 拒绝H0 例如 例6 1中对东北某县农村儿童前囟门闭合月龄总体均数 的95 单侧置信区间为 12 869 H0 14 1落在此区间之内 所以不能拒绝此单侧假设检验的H0 例6 2对用药前后IgG差值的总体均数 d的置信95 双侧置信区间为 422 114 529 206 H0 d 0不在此区间之内 所以拒绝此双侧假设检验的H0 2 置信区间可提供假设检验没有提供的信息 置信区间的宽度可以提示差别是否具有实际意义 3 假设检验提供 而置信区间不提供的信息 假设检验拒绝H0时 假设检验可以报告确切的P值 而置信区间只能在预先确定的置信度100 1 水平上进行推断 在不能拒绝H0的场合 假设检验可以对检验的功效做出估计 而置信区间并不提供这方面的信息 国际上规定 在报告假设检验结论的同时 必须报告相应区间估计的结果 第五节假设检验的功效 一 假设检验的两类错误不论做出哪一种推断结论 都有可能发生错误 假设检验的两类错误 表6 3推断结论和两类错误 常取为0 05或0 01等 的意义 如果原假设H0成立 重复抽样100次 检验结论中平均有100 次拒绝H0 犯第 类错误 的意义 如果H0并不成立 而H1成立 例如 重复抽样100次 检验结论中平均有100 次不拒绝H0 犯第 类错误 样本容量n一定时 越小 越大 越大 越小 实际应用中 往往通过 去控制 在样本量确定时 如果要减小 就把 取大一些 二 假设检验的功效 1 称为假设检验的功效 powerofatest 反映H0不真时 假设检验能检验出H0不真的能力 如果1 0 90 则意味着当H0不成立时 理论上在每100次抽样中 在 的检验水准上平均有90次能拒绝H0 首先按下式计算Z 这里 n 样本容量 欲发现的最小差异或容许误差 总体标准差Z 假设检验的临界值然后根据通过反查标准正态分布表来确定 进而得到1 为Z 对应的标准正态分布下的右侧面积 1 为Z 对应的标准正态分布下的左侧面积 1 一组样本资料t检验的功效 计算例6 1检验的功效1 例6 1已知北方农村儿童前囟门闭合月龄为14 1月 某研究人员从东北某县抽取36名儿童 得前囟门闭合月龄均值为14 3月 标准差为5 08月 问该县儿童前囟门闭合月龄的均数是否大于一般儿童 假定根据现有知识可以取 5 0 5 Z 1 645 由标准正态分布表查这个数值所对应的上侧 右侧 尾部面积 得到 0 8531 于是 1 0 1469 例6 1的检验功效太小 即发现 0 5个月的差别的机会只有14 69 1 2 两组独立样本资料t检验的功效 按下式计算Z 试计算例6 4中检验的功效 例6 4某口腔科测得长春市13 16岁居民男性20人的恒牙初期腭弓深度均值为17 15mm 标准差为1 59mm 女性34人的均值为16 92mm 标准差为1 42mm 根据这份数据可否认为该市13 16岁居民腭弓深度有性别差异 由标准正态分布表查这个数值所对应的上侧尾部面积 得到 0 3228 于是1 0 6772 可见 这项检验功效较大 假定根据现有知识可以取 1 1 5 Z 1 96 n1 20 n2 34 3 二项分布两组独立样本资料Z检验的功效 按下式计算Z 这里 1 2分别为两个被推断的总体概率 计算例6 9中检验的功效 例6 9用硝苯吡啶治疗高血压急症患者75例 有效者57例 用硝苯吡啶 卡托普利治疗同类患者69例 66例有效 试问两疗法的有效率是否相同 假定根据现有知识可以取 0 15 1 0 76 2 0 96 由标准正态分布表查这个数值所对应的上侧尾部面积 得到
- 温馨提示:
1: 本站所有资源如无特殊说明，都需要本地电脑安装OFFICE2007和PDF阅读器。图纸软件为CAD,CAXA,PROE,UG,SolidWorks等.压缩文件请下载最新的WinRAR软件解压。
2: 本站的文档不包含任何第三方提供的附件图纸等，如果需要附件，请联系上传者。文件的所有权益归上传用户所有。
3.本站RAR压缩包中若带图纸，网页内容里面会有图纸预览，若没有图纸预览就没有图纸。
4. 未经权益所有人同意不得将文件中的内容挪作商业或盈利用途。
5. 人人文库网仅提供信息存储空间，仅对用户上传内容的表现方式做保护处理，对用户上传分享的文档内容本身不做任何修改或编辑，并不能对任何下载内容负责。
6. 下载文件中如有侵权或不适当内容，请与我们联系，我们立即纠正。
7. 本站不保证下载资源的准确性、安全性和完整性, 同时也不承担用户因使用这些下载资源对自己和他人造成任何形式的伤害或损失。
人人文库网所有资源均是用户自行上传分享，仅供网友学习交流，未经上传用户书面授权，请勿作他用。
川公网安备: 51019002004831号