数值变量资料的统计推断ppt课件

1、数值变量资料的统计推断数值变量资料的统计推断 第三章第三章教学要求教学要求o 掌握规范误计算公式及意义o 熟习t分布的特征o 掌握总体均数的估计方法o 掌握均数的假设检验方法统计推断的过程统计推断的过程总总 体体样样本本抽抽样样总体均值、比总体均值、比例、方差例、方差统统计计推推断断样本均数、样本均数、率、规范差率、规范差统计量统计量参数参数普查：对我国普查：对我国全部正常成年全部正常成年男子进展抽血，男子进展抽血，测定红细胞计测定红细胞计数。数。抽样：随机抽样测抽样：随机抽样测定我国定我国300名正常名正常成年男子红细胞计成年男子红细胞计数，经过分析该部数，经过分析该部分男子的红细胞计分男子

2、的红细胞计数推断全国情况。数推断全国情况。思索：变量？总体？样本？思索：变量？总体？样本？现实生活中的抽样景象现实生活中的抽样景象o 炒菜时尝尝咸淡炒菜时尝尝咸淡o 评价河水污染情况评价河水污染情况o 就医时做血常规检验就医时做血常规检验 假设正常成年男子红细胞假设正常成年男子红细胞N(5.00,0.502)的正态分布总体，从该总体中反复进展的正态分布总体，从该总体中反复进展1000次抽次抽样，样本量分别为样，样本量分别为5，10，30。计算其均数和标。计算其均数和标准差。准差。10001000份样本抽样计算结果份样本抽样计算结果总体总体均数均数总体总体规范差规范差s s均数的均数的均数均数均

3、数的规范差均数的规范差n=55.000.504.9870.23000.2236n=105.000.505.0110.15860.1581n=305.000.505.0000.09200.0913nSn 各样本均数未必等于总体均数；各样本均数未必等于总体均数； 样本均数之间存在差别；样本均数之间存在差别； 样本均数的变异较之原变量的变异大大减少；样本均数的变异较之原变量的变异大大减少；4.样本均数分布很有规律，样本均数分布很有规律，围绕着总体均数，中间多，围绕着总体均数，中间多，两边少，左右根本对称，两边少，左右根本对称，服从正态分布。服从正态分布。第一节第一节 均数的抽样误差均数的抽样误差o

4、由于抽样呵斥的样本均数与总体均数之间、样由于抽样呵斥的样本均数与总体均数之间、样本均数与样本均数之间的差别。本均数与样本均数之间的差别。o 这种差别可用样本均数这种差别可用样本均数 的变异，的变异，即样本均数的规范差来表示，又称规范误。即样本均数的规范差来表示，又称规范误。o 规范误反映样本均数之间的离散程度，也反映规范误反映样本均数之间的离散程度，也反映样本均数抽样误差的大小。样本均数抽样误差的大小。o 公式：公式：123X X X、 、XnXSSno 当当S S一定时，一定时，n n越大，即样本量越大，规范误越大，即样本量越大，规范误越小；故：我们可以经过添加样本量来减小越小；故：我们可以

5、经过添加样本量来减小抽样误差。抽样误差。例例 2003 2003年某地年某地2020岁应征男青年中随机抽取岁应征男青年中随机抽取8585人，平均身高为人，平均身高为171.2cm171.2cm，规范差为，规范差为5.3cm5.3cm，计算当地计算当地2020岁应征男青年身高的规范误。岁应征男青年身高的规范误。)(57. 085/3 . 5/cmnSSXo 来自同一正态总体的样本：来自同一正态总体的样本：o 来自同一非正态总体的样本：来自同一非正态总体的样本：o 小样本小样本 非正态分布非正态分布o 大样本大样本n30 服从正态分服从正态分布布 22X NX N)n（ ，）（ ，X中心极限定理：

6、以数值中心极限定理：以数值变量为例，假设从正态变量为例，假设从正态总体中以固定总体中以固定n反复多反复多次抽样，所得样本均数次抽样，所得样本均数的分布是正态分布；即的分布是正态分布；即使从偏态总体中抽样，使从偏态总体中抽样，只需只需n足够大，样本均足够大，样本均数的分布也近似正态分数的分布也近似正态分布布 规范差规范差 VS 规范误规范误/2X()(,)( )1XXXXXtSSntSXNtn 变换用的估计值22X( ,)(0,1)( ,)(0,1)XXuXuXNNXNN u变换第二节第二节 t 分布分布o以以0为中心，左右对称，类为中心，左右对称，类似于规范正态分布似于规范正态分布o与规范正态

7、分布相比，曲与规范正态分布相比，曲线峰值较矮，两尾部翘得线峰值较矮，两尾部翘得高；自在度越小，高；自在度越小，t值越分值越分散，曲线峰值越小。散，曲线峰值越小。o随着自在度逐渐增大，随着自在度逐渐增大，t分分布逐渐逼近规范正态分布；布逐渐逼近规范正态分布；当自在度趋于无穷，当自在度趋于无穷，t分布分布即为规范正态分布。即为规范正态分布。P 101t t分布曲线下面积分布曲线下面积规律：规律：1. 1. 同一同一下，下，P P值越小，值越小，t t值越大值越大 2. 2. 同一同一P P值下，值下，越大，越大，t t值越小值越小0第三节第三节 总体均数的估计总体均数的估计区间估计区间估计样本统计

8、量样本统计量 ( (点估计点估计) )X 1-a 1-a称为置信程度或置信度，常用的有称为置信程度或置信度，常用的有90%90%、95%95%、99%99%；相应的区间可表示为；相应的区间可表示为90%CI90%CI、95%CI95%CI、99%CI99%CI。x1 - aa/2a/2a/2a/2xX9595CICI的含义：的含义： 从总体中作随机抽样，例如作从总体中作随机抽样，例如作100100次次抽样，每个样本可算得一个可信区间，抽样，每个样本可算得一个可信区间，得得100100个可信区间，平均有个可信区间，平均有9595个可信区间个可信区间包括总体均数包括总体均数( (估计正确估计正确)

9、 )，只需，只需5 5个可信个可信区间不包括总体均数区间不包括总体均数( (估计不正确估计不正确) )。 实践中，只作一次抽样，只得到一实践中，只作一次抽样，只得到一个可信区间，作为未知总体均数的能够个可信区间，作为未知总体均数的能够范围的估计，实际上有范围的估计，实际上有9595的能够是正的能够是正确的，而确的，而5 5的能够发生错误。的能够发生错误。 设某人群的身高值设某人群的身高值X XN(155.4,5.32)N(155.4,5.32)，现从，现从该总体中随机抽出一个该总体中随机抽出一个n=10n=10的样本，算得均数为的样本，算得均数为158.36cm158.36cm，S=3.83c

10、mS=3.83cm，求得，求得m m的的9595可信区间为可信区间为(155.62,161.10)(155.62,161.10)，发现该区间未包含总体均数，发现该区间未包含总体均数m=155.4cmm=155.4cm。假设随机从该总体抽取。假设随机从该总体抽取n=10n=10的样本的样本200200个，每次都求个，每次都求9595可信区间，问大约有多少可信区间，问大约有多少个可信区间不包括总体均数个可信区间不包括总体均数m=155.4cmm=155.4cm在内？在内？221aaauXuPX/22XXXuXuaa1. s1. s知，或知，或s s未知但未知但n n足够大足够大:u:u分布法分布法

11、 /2/2/2()(1)XXXXuXuXuaaaa总体均数 的的可信区间为：，或，。1 - aa/2a/2a/2a/2xX1.1 s知知1.2 s未知但n足够大 样本量足够大，t分布趋向于u分布XXS用的 估 计 值/XXXtSSn/2/2/2(1()XXXXuSXuSXuSaaaa总体均数 的的可信：，区间为或。 未知未知: :aaa,2,21tSXtPX/2,/2,/2,()(1XXXXtSXtSXtSaaaa总体均数 的的可信区间为：，或，。XXStXStXaa, 2, 220032003年某地年某地2020岁应征男青年中随机抽取岁应征男青年中随机抽取8585人，平均身人，平均身高为高为

12、171.2cm171.2cm，规范差为，规范差为5.3cm5.3cm，估计，估计20032003年当地年当地2020岁岁应征男青年身高总体均数的应征男青年身高总体均数的9595的可信区间。的可信区间。解：解：855.3171.21.96170.1 172.38520032095170.1172.3ncmcm由，视为大样本数据，（，）()年当地岁应征男青年身高总体均数的的可信区间为。40. 566. 41052. 0262. 203. 51052. 0262. 203. 5262. 205. 09110109 ,2/05. 0a即：，得（双侧），由tn ，求总体均数的，求总体均数的9595可信区

13、间。可信区间。5.030.5210XSn，影响区间宽度的要素影响区间宽度的要素数据的离散程度，用数据的离散程度，用 S或或 来测度来测度样本容量，样本容量，置信程度置信程度 (1 - )，影响，影响 或或 的大小的大小Xn/2,ta/2ZaXSSn/2XXua/2,XXtSa/2XXusa可信可信区间区间95CI99CI公式公式范围范围 窄窄宽宽估计错估计错误概率误概率 大大0.050.05小小0.010.01XStX, 2/05. 0XStX, 2/01. 0准确度准确度准确度准确度1-a在准确度一定在准确度一定的情况下，如的情况下，如何提高准确度？何提高准确度？ 可信区间可信区间参考值范围

14、参考值范围含含义义 当当=0.05=0.05时，时，CICI以以95%95%的能够性包含总体均数。的能够性包含总体均数。 “ “正常人的解剖、生理、生正常人的解剖、生理、生化某项目的个体值的动摇范围。化某项目的个体值的动摇范围。计计算算公公式式 未知未知: : 正态分布：正态分布： 知或知或 未知但为大样本未知但为大样本: : 偏态分布：偏态分布： PXP100 PXP100X X 用用途途 总体均数的区间估计总体均数的区间估计 绝大多数绝大多数( (如如95%)95%)察看对象某项察看对象某项目的的分布范围目的的分布范围 XStxa, 2/XXSuxux2/2/aa或Sux2/a0140 /

15、g Ln=36130.83 /25.74 /Xg LSg L0?X000 假设假设 与与 很接近，其差别可用抽很接近，其差别可用抽样误差解释，可以为样误差解释，可以为 来自来自 总体；总体； 假设假设 与与 相差甚远，不宜用抽样相差甚远，不宜用抽样误差来解释，那么疑心误差来解释，那么疑心 不是来自不是来自 总总体。体。X0X0X0X00XXXXtSS假设假设 与与 相差较远，相差较远，t t 值就大，值就大，P P值就小。值就小。X0假设假设 成立，成立，0当当P P小于或等于预先规定的概率小于或等于预先规定的概率如如0.050.05，那么有理由疑心原假设那么有理由疑心原假设 不成立，以为其不

16、成立，以为其对立面对立面 成立。该结论犯错误的风险仅为成立。该结论犯错误的风险仅为 。00一、假设检验的概念及根本原理一、假设检验的概念及根本原理o 概念：事先对总体参数或分布类型作出某种假设，判别概念：事先对总体参数或分布类型作出某种假设，判别这种假设能否成立的方法。这种假设能否成立的方法。o 特点：反证法；小概率原理。特点：反证法；小概率原理。o 原理：先假定提出的关于总体的假设成立，样本是经过原理：先假定提出的关于总体的假设成立，样本是经过合理设计获得的总体的代表，那么样本应表达总体的特合理设计获得的总体的代表，那么样本应表达总体的特点，如样本均数的值应在总体均数值附近，假设偏离太点，如

17、样本均数的值应在总体均数值附近，假设偏离太远，那么根据反证法和小概率原理回绝原假设。远，那么根据反证法和小概率原理回绝原假设。链接：反证法即两种说链接：反证法即两种说法非法非A即即B，要证明，要证明A或或B真，只需证明对立方真，只需证明对立方伪。伪。小概率原理：当某事件发生小概率原理：当某事件发生的概率的概率P0.05时，称为小时，称为小概率事件，表示某事件发生概率事件，表示某事件发生的能够性很小，是几乎不能的能够性很小，是几乎不能够发生的事件。够发生的事件。二、假设检验的根本步骤二、假设检验的根本步骤o建立检验假设建立检验假设o无效假设：又称零假设，用无效假设：又称零假设，用H0表示。普通是

18、假设总体表示。普通是假设总体参数相等参数相等 或服从某种分布。或服从某种分布。o备择假设：用备择假设：用H1表示。普通是假设总体参数不等或不表示。普通是假设总体参数不等或不服从某种分布。服从某种分布。0()检验假设是针对总体而言，而不是针对样本；如检验假设是针对总体而言，而不是针对样本；如 或或 。00H1H1的内容直接反映了检验单双侧。的内容直接反映了检验单双侧。假设假设双侧检验双侧检验单侧检验单侧检验H0H100000或假设检验单双侧之分，需根据研讨目的和专业知识而定。假设检验单双侧之分，需根据研讨目的和专业知识而定。目的是推断两总体均目的是推断两总体均数能否不等数能否不等双侧检验双侧检验

19、H0H0：0 0，H1H1：0 0；假设从专业知识知不假设从专业知识知不会出现会出现0 0的情的情况况( (或知不会出现或知不会出现0 0的情况的情况) )单侧检验单侧检验H0H0：= =0 0，H1H1：0 0( (或或0)0)双侧检验的例子双侧检验的例子单侧检验的例子单侧检验的例子 确定显著性程度确定显著性程度 又称检验水准，又称检验水准，是预先规定的概率值，它确定是预先规定的概率值，它确定了小概率事件的规范。当某事件发生的概率了小概率事件的规范。当某事件发生的概率PP时，那时，那么以为该事件为小概率事件。在实践任务中常取么以为该事件为小概率事件。在实践任务中常取=0.05=0.05或或0

20、.010.01。可根据不同研讨目的给予不同设置。可根据不同研讨目的给予不同设置。 计算统计量计算统计量 不同的检验方法采用不同的检验统计量不同的检验方法采用不同的检验统计量 XXtS例如：例如： 确定概率值确定概率值P P 查表得到检验程度查表得到检验程度所对应的界值，将计算得到所对应的界值，将计算得到的统计量与之比较，得到的统计量与之比较，得到P P 值大小。值大小。 做出推断结论做出推断结论 根据获得的事后概率根据获得的事后概率P P与事先规定的检与事先规定的检验水准验水准进展比较，看其能否为小概率事件而进展比较，看其能否为小概率事件而得出结论。得出结论。 普通来说，推断结论应该包含统计结

21、论普通来说，推断结论应该包含统计结论和专业结论两部分。统计结论只阐明差别有无和专业结论两部分。统计结论只阐明差别有无统计学意义，而不能阐明专业上的差别大小。统计学意义，而不能阐明专业上的差别大小。要与专业结论有机地结合，才干得出恰当的推要与专业结论有机地结合，才干得出恰当的推断结论。断结论。 假设假设 ，按所取检验水准，按所取检验水准 ，回绝，回绝 ，接受接受 ，样本统计量差别有统计学意义统计，样本统计量差别有统计学意义统计结论。可以以为总体参数不等或不同专业结结论。可以以为总体参数不等或不同专业结论。论。Pa0H1HaPaa0H第五节第五节 均数的假设检验均数的假设检验单个样本均数的假设检验

22、单个样本均数的假设检验设计：样本均数与一知总体均数的比较设计：样本均数与一知总体均数的比较目的：推断样本均数目的：推断样本均数 代表未知总体均数代表未知总体均数 和和知总体均数知总体均数 实际值、规范值、稳定值有无实际值、规范值、稳定值有无差别。差别。检验方法：根据样本来自的总体的分布类型、样本检验方法：根据样本来自的总体的分布类型、样本含量含量n n的大小及总体规范差的大小及总体规范差能否知选择能否知选择t t检验、检验、u u检验或其他检验方法。检验或其他检验方法。X0o 计算公式：计算公式：n n6060或或知时，用知时，用u u检验检验)60(/)(/0000nnsXunXu或已知n

23、n6060时，用时，用t t检验检验1/0nnsXt0140 /g Ln=36130.83 /25.74 /Xg LSg L0?(1)(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H0: H0: = = 0 =140g/L0 =140g/L，即从事铅作业的男性工，即从事铅作业的男性工人平均血红蛋白含量与正常成年男性平均值相等人平均血红蛋白含量与正常成年男性平均值相等H1: H1: 0=140g/L0=140g/L，即从事铅作业的男性工人，即从事铅作业的男性工人平均血红蛋白含量与正常成年男性平均值不等平均血红蛋白含量与正常成年男性平均值不等=0.05=0.05(2)(2)计算检验统计

24、量计算检验统计量本例本例n=36n=36， =130.83g/L =130.83g/L，S=25.74g/LS=25.74g/L， =140g/L=140g/L。按公式按公式X00130.83 1402.13825.743636 135XXXXtSS (3)(3)确定确定P P值，作出推断结论值，作出推断结论按按a a=0.05=0.05水准，回绝水准，回绝H0H0，接受，接受H1H1，3636名从事铅作名从事铅作业男性工人的平均血红蛋白含量与正常成年男性血业男性工人的平均血红蛋白含量与正常成年男性血红蛋白含量平均值差别有统计学意义，可以为从事红蛋白含量平均值差别有统计学意义，可以为从事铅作业

25、的男性工人血红蛋白含量均数与正常成年男铅作业的男性工人血红蛋白含量均数与正常成年男性血红蛋白含量均数不同。性血红蛋白含量均数不同。 随机抽样调查泉州市区某医院20名男婴出生体重，其均数为3.34，规范差为0.42。知泉州市区男婴出生体重均数为3.29。试比较该院男婴出生体重均数与全市男婴出生体重均数能否不同？在郊区抽查20名男婴出生体重，均数为3.23 ，规范差0.47，问市区和郊区男婴出生体重均数能否不同？二、两个独立样本均数的假设检验二、两个独立样本均数的假设检验o 设计：两个独立样本均数的比较设计：两个独立样本均数的比较o 目的：经过比较两个样本均数目的：经过比较两个样本均数 的大小，的

26、大小，推断两样本均数所代表的总体均数推断两样本均数所代表的总体均数 能能否一样。否一样。o 检验方法：根据两样本来自的总体分布类型、检验方法：根据两样本来自的总体分布类型、例数的大小及两样本所代表的总体方差能否一例数的大小及两样本所代表的总体方差能否一样来选择样来选择t检验、检验、u检验或其他检验方法。检验或其他检验方法。12X X、12、o 计算公式：计算公式：o 两样本含量均两样本含量均60，用，用U检验检验1212221212XX12XXSSXXu=SSnn，o 样本含量样本含量n1n1和和/ /或或n2n26060，用，用t t检验检验o 两总体方差一样两总体方差一样o 两总体方差不同

27、，校正两总体方差不同，校正t t检验检验121212XX1222221122CCXX1212XXt=Snn2Sn1Sn111SS ()Snnnn2（） （），为了解氨甲喋呤对外周血为了解氨甲喋呤对外周血IL-2IL-2程度的影响，某医程度的影响，某医生将生将6060名哮喘患者随机分为两组。其中对照组名哮喘患者随机分为两组。其中对照组2929例，采用抚慰剂；实验组例，采用抚慰剂；实验组3131例，采用小剂量氨甲例，采用小剂量氨甲喋呤进展治疗。测得对照组治疗前喋呤进展治疗。测得对照组治疗前IL-2IL-2的均数为的均数为20.00 IU/ml 20.00 IU/ml ，规范差为，规范差为7.00

28、IU/ml 7.00 IU/ml ；实验组治；实验组治疗前疗前IL-2IL-2的均数为的均数为17.00 IU/ml 17.00 IU/ml ，规范差为，规范差为8.50 8.50 IU/ml IU/ml 。问两组总体均数有无差别？。问两组总体均数有无差别？ 11, 22, 12?17.00,8.5020.00,7.00判别两组治疗前判别两组治疗前IL-2的总体方差能否齐性？的总体方差能否齐性？ 本例：本例：0 . 7, 0 .20,295 . 8, 0 .17,31222111SXnSXn47. 10 . 75 . 8222221SS(1) 建立检验假设，确定检验水准建立检验假设，确定检验水

29、准(2) 计算检验统计量计算检验统计量 1222(29 1) 7.00(31 1) 8.50112.018129 31 22931XXS 1222931 258nn49.10181.220172121 XXSXXt(3)(3)确定确定P P值，作出推断结论值，作出推断结论 按按=0.05=0.05水准，不回绝水准，不回绝H0H0，两组治，两组治疗前疗前IL-2IL-2均数差别无统计学意义均数差别无统计学意义, ,尚不能尚不能以为两组治疗前以为两组治疗前IL-2IL-2程度不同。程度不同。o 普通正常成年男子血红蛋白的平均值为155g/L，某研讨者随机抽取144名高原地域成年男性进展检查，得到血

30、红蛋白均数为165g/L，规范差25g/L。问：高原地域居民的血红蛋白与普通正常成年男子能否一样？o 某研讨阐明新研制的一种安息药比旧安息药添加睡眠时间。某医师从已确诊的神经衰弱病人中随机抽取40例病人并进展随机分组，一组20例病人服用该种新药，计算得到平均睡眠时间为6.39小时, 规范差为2.24小时; 另一组20例病人服用旧药，计算得到平均睡眠时间为6.45小时, 规范差为2.51小时。试比较新安息药与旧安息药平均睡眠时间能否不同？o 同样研讨新安息药与旧安息药睡眠时间。另一位医师也从已确诊的神经衰弱病人中随机抽取40例病人，按病人体重、神经衰弱严重程度相近配成对子，共20对。每对的病人随

31、机分至新药组与旧药组。试比较新安息药与旧安息药平均睡眠时间能否不同？三、配对设计资料的假设检验三、配对设计资料的假设检验o 设计：配对设计，详细方式有设计：配对设计，详细方式有o 将研讨对象按某种特征主要非处置要素配将研讨对象按某种特征主要非处置要素配成对，同对的两对象随机分别接受不同处置成对，同对的两对象随机分别接受不同处置o 同一对象接受不同的处置同一对象接受不同的处置o 同一对象接受某种处置前后同一对象接受某种处置前后o 目的：控制能够存在的非处置要素的影响，判目的：控制能够存在的非处置要素的影响，判别不同处置效果或同一处置前后效果能否有差别不同处置效果或同一处置前后效果能否有差别。别。

32、o 某单位研讨饮食中缺乏维生素某单位研讨饮食中缺乏维生素E与肝中维生素与肝中维生素A含量的关系，将同种属的大白鼠按性别一样，年含量的关系，将同种属的大白鼠按性别一样，年龄、体重相近者配成对子，共龄、体重相近者配成对子，共8对，并将每对中对，并将每对中的两只大白鼠随机分到正常饲料组和维生素的两只大白鼠随机分到正常饲料组和维生素E缺缺乏组。乏组。o 用简便法和常规法分别对用简便法和常规法分别对12份人尿进展尿铅含份人尿进展尿铅含量测定量测定o 为察看静脉注射人血丙种球蛋白治疗小儿急性毛为察看静脉注射人血丙种球蛋白治疗小儿急性毛细支气管炎，某儿科分别丈量患儿用药前后血清细支气管炎，某儿科分别丈量患儿

33、用药前后血清免疫球蛋白含量。免疫球蛋白含量。o 检验方法：根据资料类型不同，选择不同的检检验方法：根据资料类型不同，选择不同的检验方法验方法o 公式：配对公式：配对t检验检验o =对子数对子数-1dd0tS为比较两种方法对乳酸饮料中脂肪含量测定结果能否不同，为比较两种方法对乳酸饮料中脂肪含量测定结果能否不同，某人随机抽取了某人随机抽取了1010份乳酸饮料制品，分别用脂肪酸水解法份乳酸饮料制品，分别用脂肪酸水解法和哥特里罗紫法测定，其结果见下表。问两法测定结果和哥特里罗紫法测定，其结果见下表。问两法测定结果能否不同？能否不同？00d0.27240.1087dS00?(1)(1)建立检验假设，确定

34、检验水准建立检验假设，确定检验水准 H0 H0：d d0 0，即两种方法的测定结果一样，即两种方法的测定结果一样 H1 H1：d0d0，即两种方法的测定结果不同，即两种方法的测定结果不同 =0.05=0.05 (2)(2)计算检验统计量计算检验统计量/2.724/100.2724dd n 222()(2.724)0.8483100.1087110 1dddnSn0.27247.925, 10190.108710t(3)(3)确定确定P P值，作出推断结论值，作出推断结论 查查t t界值表得界值表得P0.05P0.05。按。按=0.05=0.05水准，回绝水准，回绝H0H0，接受，接受H1H1，

35、有统计学意义。以为两种方法对脂，有统计学意义。以为两种方法对脂肪含量的测定结果不同，哥特里罗紫法测定结肪含量的测定结果不同，哥特里罗紫法测定结果较高。果较高。小白鼠小白鼠 编编 号号12345678910随机数随机数18242207295733496592排序号排序号24315867910分分 组组乙乙乙乙甲甲甲甲甲甲乙乙乙乙甲甲甲甲乙乙将将1010只小白鼠按成组设计分成两组，分组方法见只小白鼠按成组设计分成两组，分组方法见下表：下表：独立样本资料比较的数据格式独立样本资料比较的数据格式对照组对照组 实验组实验组. n1 n21X21S2X22S糖尿病加钒组糖尿病加钒组糖尿病组糖尿病组26.4626.4646.8946.8925.1925.1947.2147.2128.7028.7042.4242.4223.7023.7047.7047.7024.4824.4840.7540.7525.1925.1941.0341.0328.0128.0145.9845.9823.7023.7043.4643.4626.1026.1044.3444.3424.6224.6245.3245.32 在讨论硫酸氧钒降糖作用的实验中，测得两组动物每在讨论硫酸氧钒降糖作用的实验中，测得两组动物每日进食量如表所示。试问两组动物每日进食量能否一样？日进食量如表所示。试问两组动物每日进