医学假设检验的基本原理与t检验PPT学习教案

1、会计学1医学假设检验的基本原理与医学假设检验的基本原理与t检验检验假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验 假设检验的基本原理假设检验(hypothesis test)亦称显著性检验(significance test)，是统计推断的两个重要内容之一。假设检验的方法很多，如t检验、u检验、方差分析、 检验、秩和检验、；应用时，需根据研究目的、设计方法、资料类型及其分布特征等选用。2二十世纪二、三十年代二十世纪二、三十年代NeymanNeyman和和PearsonPearson建立建立了统计假设检验问题的了统计假设检验问题的数学模型。数学模型。第2页/共73页假设检验的基本原理与假

2、设检验的基本原理与t t检验检验 假设检验的基本原理第3页/共73页假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验 假设检验的基本原理第4页/共73页假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验 假设检验的基本原理假设检验是利用小概率反证法思想，从问题的对立面假设检验是利用小概率反证法思想，从问题的对立面( (H H0 0) )出发间接判断要出发间接判断要解决的问题解决的问题( (H H1 1) )是否成立。然后在是否成立。然后在H H0 0成立的条件下计算检验统计量，最后成立的条件下计算检验统计量，最后获得获得P P值来判断。值来判断。 问题实质上都是希望通过样本统计量与总

3、体参数的差别，或两个样问题实质上都是希望通过样本统计量与总体参数的差别，或两个样本统计量的差别，来推断总体参数是否不同。这种识别的过程，就本统计量的差别，来推断总体参数是否不同。这种识别的过程，就是本章介绍的假设检验是本章介绍的假设检验(hypothesis test)(hypothesis test)。 第5页/共73页假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验 假设检验的基本原理例例 根据大量调查，已知健康成年男子脉搏的均数为根据大量调查，已知健康成年男子脉搏的均数为7272次次/ /分钟，某医生分钟，某医生在一山区随机测量了在一山区随机测量了2525名健康成年男子脉搏数，求得

4、其均数为名健康成年男子脉搏数，求得其均数为74.274.2次次/ /分分钟，标准差为钟，标准差为6.56.5次次/ /分钟，能否认为该山区成年男子的脉搏数与一般健分钟，能否认为该山区成年男子的脉搏数与一般健康成年男子的脉搏数不同？康成年男子的脉搏数不同？1.1.建立检验假设建立检验假设 确定检验水准确定检验水准一种是一种是无效假设（无效假设（null hypothesisnull hypothesis），符号为，符号为H H0 0；一种是一种是备择假设（备择假设（alternative hypothesisalternative hypothesis）符号为符号为H H1 1。H0: H1:0

5、05. 0第6页/共73页假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验 假设检验的基本原理第7页/共73页假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验 假设检验的基本原理 目 的 H0 H1 双侧检验 是否0 0 0 单侧检验 是否0 是否0 0 0 0 0 检验水准亦称显著性水准（significance level），符号为 ，是判断拒绝或不拒绝 的水准，也是允许犯型错误的概率，通常用 。必要时，可用0.01或0.10或0.20。0H05. 0第8页/共73页假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验 假设检验的基本原理2. 2. 选定检验方法和计算统计量选

6、定检验方法和计算统计量 根据研究设计的类型和统计推断的目根据研究设计的类型和统计推断的目的要求选用不同的检验方法。如完全随机设计中，两样本均数的比较的要求选用不同的检验方法。如完全随机设计中，两样本均数的比较可用可用t t检验，样本含量较大时（检验，样本含量较大时（n n100100）, ,可用可用u u检验。不同的统计检验检验。不同的统计检验方法，可得到不同的统计量，如方法，可得到不同的统计量，如t t 值和值和u u值。各检验方法都有其应用条值。各检验方法都有其应用条件。选择时，须根据研究目的、设计类型、资料类型及其分布特征等件。选择时，须根据研究目的、设计类型、资料类型及其分布特征等选用

7、适当的统计检验方法，并计算出相应的检验统计量。例如，本例选用适当的统计检验方法，并计算出相应的检验统计量。例如，本例为样本均数与总体均数比较，样本是随机抽取的，变量值为数值变量为样本均数与总体均数比较，样本是随机抽取的，变量值为数值变量资料，样本含量较小，且总体标准差未知，因而选用单样本资料，样本含量较小，且总体标准差未知，因而选用单样本 检验。检验。t第9页/共73页假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验 假设检验的基本原理2. 2. 选定检验方法和计算统计量选定检验方法和计算统计量XN(72, 2)240tSXX第10页/共73页假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t

8、t检验检验 假设检验的基本原理2. 2. 选定检验方法和计算统计量选定检验方法和计算统计量692. 125/5 . 6722 .740XSXt第11页/共73页假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验 假设检验的基本原理2. 2. 确定确定P P值，作出结论值，作出结论692. 125/5 . 6722 .740XSXt第12页/共73页假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验 假设检验的基本原理692. 125/5 . 6722 .740XSXtP值是指在值是指在H0所规定的总体中作随机抽样，获得等于及大于（或小于）现有统计量所规定的总体中作随机抽样，获得等于及大

9、于（或小于）现有统计量t值的概率。值的概率。3.3.确定概率确定概率P P值作出结论值作出结论第13页/共73页假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验 假设检验的基本原理3.3.确定概率确定概率P P值作出结论值作出结论当当P P时时，表示在，表示在H H0 0成立的条件下，出现等于及大于现有统计量的成立的条件下，出现等于及大于现有统计量的概率是小概率概率是小概率，根据小概率事件原理，现有样本信息不支持，根据小概率事件原理，现有样本信息不支持H H0 0，因而拒绝，因而拒绝H H0 0，结论为按所取检验水准拒绝，结论为按所取检验水准拒绝H H0 0，接受，接受H H1 1，即差

10、异有统计学意义，如例，即差异有统计学意义，如例3.3 3.3 可认为两总体脉搏均数有差别；可认为两总体脉搏均数有差别；当当P P时时，表示在，表示在H H0 0成立的条件下，出现等于及大于现有统计量的概率成立的条件下，出现等于及大于现有统计量的概率不是小概率不是小概率，现有样本信息还不能拒绝，现有样本信息还不能拒绝H H0 0，结论为按所取检验水准不拒绝，结论为按所取检验水准不拒绝H H0 0，即差异无统计意义，如例，即差异无统计意义，如例3.3 3.3 尚不能认为两总体脉搏均数有差别。尚不能认为两总体脉搏均数有差别。本例：)24(05. 0tt 05. 0p结论为按所取检验水准不拒绝结论为按

11、所取检验水准不拒绝H0，即差异无统计意义，尚不能认为两总体脉搏均数有差别。，即差异无统计意义，尚不能认为两总体脉搏均数有差别。第14页/共73页假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验 假设检验的基本原理3.3.确定概率确定概率P P值作出结论值作出结论当当P P时时，表示在，表示在H H0 0成立的条件下，出现等于及大于现有统计量的成立的条件下，出现等于及大于现有统计量的概率是小概率概率是小概率，根据小概率事件原理，现有样本信息不支持，根据小概率事件原理，现有样本信息不支持H H0 0，因而拒绝，因而拒绝H H0 0，结论为按所取检验水准拒绝，结论为按所取检验水准拒绝H H0

12、0，接受，接受H H1 1，即差异有统计学意义，如例，即差异有统计学意义，如例3.3 3.3 可认为两总体脉搏均数有差别；可认为两总体脉搏均数有差别；当当P P时时，表示在，表示在H H0 0成立的条件下，出现等于及大于现有统计量的概率成立的条件下，出现等于及大于现有统计量的概率不是小概率不是小概率，现有样本信息还不能拒绝，现有样本信息还不能拒绝H H0 0，结论为按所取检验水准不拒绝，结论为按所取检验水准不拒绝H H0 0，即差异无统计意义，如例，即差异无统计意义，如例3.3 3.3 尚不能认为两总体脉搏均数有差别。尚不能认为两总体脉搏均数有差别。第15页/共73页1,|00 nnSXSXt

13、X 小样本t检验法：目的：推断样本所代表的未知总体均数与已知总体均数0是否相等。t t检验的检验的适用条件适用条件：样本来自正态总体或近似正态总体；：样本来自正态总体或近似正态总体；若不符合条件可考虑用非参数方法（秩和检验法）若不符合条件可考虑用非参数方法（秩和检验法）假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第16页/共73页 样本均数与总体均数的比较： 小样本t检验法：例经产科大量调查得知某市婴儿体重均数为3.30kg，今随机测得35名难产儿平均出生体重为3.42kg，标准差为0.40kg。问该市难产儿出生体重与一般婴儿是否不同？ 假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t

14、检验检验第17页/共73页如如果果有有理理由由认认为为难难产产儿儿出出生生体体重重的的总总体体均均数数 一一定定 大大于于一一般般 婴婴儿儿则则可可用用单单侧侧检检验验（o onene- -sidesided d） ，即即： H H0 0：30. 3（难难产产儿儿出出生生体体重重的的总总体体均均数数与与一一般般婴婴儿儿相相等等） H H1 1：30. 3（难难产产儿儿出出生生体体重重的的总总体体均均数数大大于于一一般般婴婴儿儿） 单单侧侧检检验验， 检检验验水水准准: :=0.05 =0.05 查查附附表表2 2 单单侧侧t t界界值值691. 134,05. 0t，34,05. 077. 1

15、tt ，P P 0.05 100时。对于后者，是因为n较大，也较大，则t分布很接近u分布的缘故。 假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第19页/共73页 样本均数与总体均数的比较： 大样本u检验法：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第20页/共73页 样本均数与总体均数的比较： SAS运行结果：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验例题：已知某水样中碳酸钙的真值为20.7mg/L.现用某法重复测定该水样11次，测得碳酸钙的含量分别为 20.99 20.41 20.10 20.00 20.91 22.60 20.99 20.41 20.00

16、23.00 22.00 。问用该法测得的碳酸钙含量的均知与真值差异有无统计学意义？datadata a; input x ; y=x-20.720.7; cards;20.99 20.41 20.10 20.00 20.91 22.60 20.99 20.41 20.00 23.00 22.00run;procproc univariateunivariate data=a normal;var y;runrun;SAS code第21页/共73页 样本均数与总体均数的比较： SAS运行结果：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验SAS output第22页/共73页 样本均数

17、与总体均数的比较： SAS运行结果：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验SAS output第23页/共73页 样本均数与总体均数的比较： SAS运行结果：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验SAS output第24页/共73页 配对t检验：所谓配对样本（paired sample）是指两个样本中的观察对象由于存在某种联系或具有某些相近的重要特征而结成对子（matching），每对中的两个个体随机分配接受两种不同的处理。医学研究中常见的配对样本：配成对子的两个个体分别给予两种不同的处理（如把同窝、同性别和体重相近的动物配成一对；把同性别、同病情和年龄相近的

18、病人配成一对等）；同一个体同时分别接受两种不同处理（如同一动物的左右两侧神经、同一份标本分成两部分）；同一个体自身前后的比较（如高血压患者治疗前后的舒张压比较、肝炎患者治疗前后的转氨酶比较等）。 假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第25页/共73页 配对t检验：对于配对样本数据，应该首先计算出各对差值的均数。当两种处理结果无差别或某种处理不起作用时，理论上差值的总体均数应该为0，故可将配对样本资料的假设检验视为样本均数与总体均数=0的比较，所用方法为配对t检验（paired t-test）nsdsdtddd/01 nv适用条件：要求差值的总体分布为正态分布，即差数来自正态分

19、布总体。要求差值的总体分布为正态分布，即差数来自正态分布总体。不符合条件时，可考虑用非参数检验（配对符号秩和检验法）假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第26页/共73页 配对t检验：例4.3 将20只按体重、月龄及性别配对的大白鼠随机分入甲、乙2组，甲组给正常饲料，乙组饲料缺乏维生素E。10天后测定大白鼠肝脏的维生素A含量（IU/g），结果如下。问2组大白鼠肝脏维生素A含量是否有差别？ 假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第27页/共73页 配对t检验：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第28页/共73页 配对t检验：例4.4 有12名

20、志愿受试者服用某减肥药，服药前和服药一个疗程后各测量一次体重(kg)，数据如表4-2所示。试判断此减肥药是否有效。假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第29页/共73页 配对t检验：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第30页/共73页 配对t检验：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验SAS运行结果例题：为研究女性服用某种避孕药后是否影响其血清总胆固醇含量，将20名女性按年龄配成10对。每对随机抽取1人服用该药，另1人服用安慰剂。经一段时间后，测定血清总胆固醇含量如下。问该药是否影响女性血清总胆固醇含量？SAS code第31页/共73页

21、配对t检验：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验SAS运行结果SAS output第32页/共73页 配对t检验：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验SAS运行结果SAS output第33页/共73页 完全随机设计的两组数值变量资料比较： 小样本t检验法： 完全随机设计完全随机设计(completely random design) (completely random design) ：把受试对象完全随机分：把受试对象完全随机分为两组，分别给予不同处理，然后比较独立的两组样本均数。各组对象为两组，分别给予不同处理，然后比较独立的两组样本均数。各组对象数不

22、必严格相同。数不必严格相同。 目的目的: :比较两总体均数是否相同。比较两总体均数是否相同。)11(2) 1() 1()11(212122212121212212121nnnnnSnSXXnnSXXsXXtcXX221nn适用条件： 两样本均数均来自正态分布总体；两总体方差相等（方差齐）若有一条以上不符合： 采用适当的变量变换方法，使其达到上述条件；若变量变换后仍不满足条件，则用非参数检验法（秩和检验）。假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第34页/共73页 完全随机设计的两组数值变量资料比较： 小样本t检验法：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第35页/

23、共73页 完全随机设计的两组数值变量资料比较： 小样本t检验法：例4.6 将20份钩端螺旋体患者的血清随机分为2组，分别用标准株和水生株做凝溶试验，结果见表4-3。试比较两法测得的血清抗体平均效价有无差别。假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第36页/共73页 完全随机设计的两组数值变量资料比较： 小样本t检验法：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第37页/共73页 完全随机设计的两组数值变量资料比较： 正态性检验：正态性检验（正态性检验（normality testnormality test）方法：）方法： 统计指标：偏度系数、峰度系数；统计指标：偏度

24、系数、峰度系数；W W值、值、D D值等值等 统计图：统计图：P PP P图、图、Q QQ Q图、直方图、茎叶图、箱图等图、直方图、茎叶图、箱图等正态性检验是推断资料是否服从正态分布，或样本是否来自正态分布总体的方法。医学统计学中，许多统计方法仅适用于正态分布或近似正态分布资料。例如，用均数和标准差描述数值变量资料的分布特征，以及t、u检验和方差分析时，均要求样本资料服从正态分布。因此，选定统计方法时，先要用正态性检验（test of normality）推断资料是否服从正态分布。假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第38页/共73页 完全随机设计的两组数值变量资料比较： 正

25、态性检验：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验P-P 图第39页/共73页 完全随机设计的两组数值变量资料比较： 正态性检验：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验P-P 图第40页/共73页 完全随机设计的两组数值变量资料比较： 正态性检验矩法（即分别对总体分布的偏度与峰度进行检验）：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验P-P 图第41页/共73页 完全随机设计的两组数值变量资料比较： 正态性检验矩法（即分别对总体分布的偏度与峰度进行检验）：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第42页/共73页 完全随机设计的两组数值变量

26、资料比较： 正态性检验矩法（即分别对总体分布的偏度与峰度进行检验）：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验检验水准取大些！第43页/共73页 完全随机设计的两组数值变量资料比较： 两独立样本方差的齐性检验：两独立小样本均数的t检验，除要求两组数据均应服从正态分布外，还要求两组数据相应的两总体方差相等，即方差齐性（homoscedasticity）。但即使两总体方差相等，两个样本方差也会有抽样误差，两个样本方差不等是否能用抽样误差解释？可进行方差齐性检验。v注意：v方差齐性检验本为双侧检验，但由于公式规定以较大的方差作分子，F值必然大于1，故附表3单侧0.025的界值，实对应双侧

27、检验P=0.05；v当样本含量较大时（如n1和n2均大于50），可不必作方差齐性检验。假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第44页/共73页 完全随机设计的两组数值变量资料比较： 两独立样本方差的齐性检验：第45页/共73页 完全随机设计的两组数值变量资料比较： 两独立样本方差的齐性检验：第46页/共73页 完全随机设计的两组数值变量资料比较： 两独立样本方差的齐性检验：例例 某研究所为了了解水体中汞含量的垂直变化，对某氯碱厂附近一河流某研究所为了了解水体中汞含量的垂直变化，对某氯碱厂附近一河流的表层水和深层水作了汞含量的测定，结果如下。试检验两个方差是否齐的表层水和深层水作

28、了汞含量的测定，结果如下。试检验两个方差是否齐性。性。深层水：n1=8, 样本均数=1.781(mg/L), S1=1.899 (mg/L)表层水：n2=10,样本均数=0.247(mg/L), S2=0.210 (mg/L)91802100899122.F 确定P值 作出推断结论 本例18-1=7 ， 210-1=9 ，查附表3，F界值表（方差齐性检验用）， 得F0.05,7,9=4.20, 本例F80.97 F 0.05,7,9=4.20; 故P0.05, 按=0.05 水准，拒绝H0, 接受H1，结论：故可认为两总体方差不齐。假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第47页

29、/共73页 完全随机设计的两组数值变量资料比较： 两独立样本方差的齐性检验：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第48页/共73页 完全随机设计的两组数值变量资料比较： t t 检验：近似近似t t检验有检验有3 3种方法可供选择，包括种方法可供选择，包括Cochran &CoxCochran &Cox法、法、SatterthwaiteSatterthwaite法和法和WelchWelch法。其中法。其中1 1、2 2两种方法较为常用。两种方法较为常用。 Cochran &CoxCochran &Cox法是对临界值校正，而法是对临界值校正，而

30、SatterthwaiteSatterthwaite法和法和WelchWelch法则是对自由度校正。法则是对自由度校正。 SatterthwaiteSatterthwaite法是目前计算机软件中普遍使用的方法。法是目前计算机软件中普遍使用的方法。Satterthwaite 法是对自由度校正。 最终结果查附表 2 的 t 界值表。 1211222212121 1nXXtnSSnn 1212222122221244222212121212()() ()()1111XXXXSSSSnnttSSSSnnnnnn 假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第49页/共73页 完全随机设计的两

31、组数值变量资料比较： 两大样本均数的u检验（two-sample -test for independent samples）：在两个样本均数比较时，若两组样本含量都很大，可用u检验，其计算公式为： 2221212121/21nsnsXXsXXuXX例4.8 某医师欲比较某地工人和农民全血胆碱脂酶活力，检测工人143名，均数3.52mol/L，标准差为0.49mol/L；检测农民156名，均数3.36mol/L，标准差为0.53mol/L。问该地工人与农民全血胆碱脂酶活力有无差别？假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第50页/共73页 完全随机设计的两组数值变量资料比较： 两

32、大样本均数的u检验（two-sample -test for independent samples）：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第51页/共73页 完全随机设计的两组数值变量资料比较： SAS运行结果假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验例题：某克山病区测得急性克山病患者11名和该地健康人的血磷值如下，问两组血磷值差异是否有统计学意义？急性克山病患者：4.73 6.40 2.60 3.24 6.53 5.18 5.58 3.73 4.43 5.78 3.37健康人：2.34 2.50 1.98 1.67 1.98 3.60 2.33 3.73 4.

33、57 4.82 5.78 4.17 4.14 第52页/共73页 完全随机设计的两组数值变量资料比较： SAS output假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验Group=1Group=2第53页/共73页 完全随机设计的两组数值变量资料比较： SAS output假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第54页/共73页 完全随机设计的两组数值变量资料比较： SAS output假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第55页/共73页 型错误和型错误 ：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验假设检验中作出的推断结论可能发生两种错

34、误：拒绝了实际上是成立的H0，这叫型错误(typeerror)或第一类错误，也称为错误。 （1）即可信度（confidence level):重复抽样时，样本区间包含总体参数（m）的百分数。不拒绝实际上是不成立的H0，这叫型错误(typeerror)或第二类错误，也称为错误。 （1）即把握度（power of a test):两总体确有差别，被检出有差别的能力。第56页/共73页 型错误和型错误 ：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第57页/共73页 型错误和型错误 ：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第58页/共73页 型错误和型错误 ：假设检验的基本

35、原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第59页/共73页 型错误和型错误 ：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第60页/共73页 型错误和型错误 ：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验假设检验中作出的推断结论可能发生两种错误的控制第61页/共73页 型错误和型错误 ：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第62页/共73页Kk, 2 , 10H多次重复检验造成的假阳性每人的命中率0.95，而失误率为0.05，则多人的联合失误率会远远大于0.05。假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第63页/共73页 多次重复检验造成的假阳性多次重复检验造成的假阳性假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第64页/共73页 单侧检验与双侧检验单侧检验与双侧检验：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第65页/共73页 单侧检验与双侧检验单侧检验与双侧检验：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验第66页/共73页 假设检验时应注意的事项 ：假设检验的基本原理与假设检验的基本原理与t t检验检验1要有严密的抽样研究设计 这是假设检验的前提。样本必须是从同质总体中随机抽取的；要保证组间的均衡性和资料的可比性，即对比组间除处理因素(