假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)課件

1、假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件目的：探討監(jiān)護(hù)室護(hù)士術(shù)前探視對(duì)喉癌患者手術(shù)后焦慮水平目的：探討監(jiān)護(hù)室護(hù)士術(shù)前探視對(duì)喉癌患者手術(shù)后焦慮水平的影響。的影響。方法：將方法：將5050例喉癌患者分為觀察組和對(duì)照組，例喉癌患者分為觀察組和對(duì)照組，對(duì)照組進(jìn)行對(duì)照組進(jìn)行常常規(guī)術(shù)前護(hù)理和健康教育規(guī)術(shù)前護(hù)理和健康教育，觀察組除給予，觀察組除給予常規(guī)術(shù)前護(hù)理和健康常規(guī)術(shù)前護(hù)理和健康教育外，還由監(jiān)護(hù)室護(hù)士進(jìn)行訪視教育外，還由監(jiān)護(hù)室護(hù)士進(jìn)行訪視。分別于手術(shù)前后采用焦。分別于手術(shù)前后采用焦慮自評(píng)量表（慮自評(píng)量表（SASSAS）測(cè)評(píng)并比較兩組手術(shù)前后的焦慮水平。）測(cè)評(píng)并比較兩組手術(shù)前后的焦慮水平。結(jié)果：觀

2、察組術(shù)后焦慮水平明顯低于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)結(jié)果：觀察組術(shù)后焦慮水平明顯低于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（意義（P0.05P 0.05l 拒絕拒絕 若若P 0.05假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件l英國(guó)統(tǒng)計(jì)學(xué)家英國(guó)統(tǒng)計(jì)學(xué)家W.S.Gosset (1909)導(dǎo)出了樣本均數(shù)導(dǎo)出了樣本均數(shù)的確切分布，即的確切分布，即 t分布。分布。lt分布分布的發(fā)現(xiàn)使小樣本的統(tǒng)計(jì)推斷成為可能，因的發(fā)現(xiàn)使小樣本的統(tǒng)計(jì)推斷成為可能，因而它被認(rèn)為是而它被認(rèn)為是統(tǒng)計(jì)學(xué)發(fā)展史上的里程碑之一統(tǒng)計(jì)學(xué)發(fā)展史上的里程碑之一。l以以t分布為基礎(chǔ)的檢驗(yàn)稱為分布為基礎(chǔ)的檢驗(yàn)稱為t檢驗(yàn)。檢驗(yàn)。假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件1 =14.1(月）月）2)/(5

3、.16)/(150LgSLgXn=25已知總體已知總體未知總體未知總體= ？ x=14.3(月月) s=5.04 (月月)假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件 1 (14.1) x(14.3) 1是否是否 x 所來自的所來自的2 ?有兩種可能結(jié)果：有兩種可能結(jié)果：1）1 = 2 = 14.1 ， X 1僅僅是由于抽樣誤差所僅僅是由于抽樣誤差所致；致；2）1 2 ，除抽樣誤差外，除抽樣誤差外, 兩者有本質(zhì)差異。兩者有本質(zhì)差異。假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件l其中其中H0假設(shè)比較單純、明確，在假設(shè)比較單純、明確，在H0 下若能弄下若能弄清抽樣誤差的分布規(guī)律，便清抽樣誤差的分布規(guī)律，便有規(guī)律可循有規(guī)律可循。而。而H1

4、假設(shè)包含的情況比較復(fù)雜。因此，我們著重考假設(shè)包含的情況比較復(fù)雜。因此，我們著重考察察樣本信息是否支持樣本信息是否支持H0假設(shè)假設(shè)（因?yàn)閱螒{一份樣（因?yàn)閱螒{一份樣本資料不可能去證明哪個(gè)假設(shè)是正確的，哪一本資料不可能去證明哪個(gè)假設(shè)是正確的，哪一個(gè)不正確）。個(gè)不正確）。 假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件 假設(shè)假設(shè)1 = 2 = 14.1 X 14.1僅由抽樣誤差所致僅由抽樣誤差所致 x偏離偏離1不能太大，衡量其不能太大，衡量其偏離偏離大小的指標(biāo)為大小的指標(biāo)為標(biāo)準(zhǔn)標(biāo)準(zhǔn)t離差離差, t=（ x）/s X，t值應(yīng)小值應(yīng)小 t值值 t界值界值 t值對(duì)應(yīng)的曲線外尾面積值對(duì)應(yīng)的曲線外尾面積P值應(yīng)值應(yīng) , 一般為一般為0

5、.05。假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件l（三）基本步驟（三）基本步驟l1、建立假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)、建立假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0： 1 = 2，無效假設(shè)，無效假設(shè)/原假設(shè)原假設(shè)/零假設(shè)，零假設(shè)， X 1是由抽樣誤差所致；是由抽樣誤差所致；H1： 1 2，對(duì)立假設(shè)，對(duì)立假設(shè)/備擇假設(shè)備擇假設(shè)l 兩者有本質(zhì)差異，所以兩者有本質(zhì)差異，所以 X 1。假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件設(shè)定檢驗(yàn)水準(zhǔn)的目的就是確定拒絕假設(shè)設(shè)定檢驗(yàn)水準(zhǔn)的目的就是確定拒絕假設(shè)H0時(shí)的最時(shí)的最大允許誤差。醫(yī)學(xué)研究中一般取大允許誤差。醫(yī)學(xué)研究中一般取 =0.05 。檢驗(yàn)水準(zhǔn)實(shí)際上確定了小概率事件的判斷標(biāo)準(zhǔn)。檢驗(yàn)水準(zhǔn)實(shí)際上確定了小概率事件的判斷標(biāo)準(zhǔn)。假

6、設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件l注意事項(xiàng)注意事項(xiàng)：l1）假設(shè)是針對(duì)總體而言的（即假設(shè)中出現(xiàn)的指標(biāo)應(yīng)該）假設(shè)是針對(duì)總體而言的（即假設(shè)中出現(xiàn)的指標(biāo)應(yīng)該是參數(shù)）；是參數(shù)）； l2）以）以H0為中心為中心, 但但H0 、 H1缺一不可；缺一不可；l3） H0通常內(nèi)容為某一確定狀態(tài)；通常內(nèi)容為某一確定狀態(tài)；l4）單、雙側(cè)假設(shè)檢驗(yàn)的確定。）單、雙側(cè)假設(shè)檢驗(yàn)的確定。假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件l假設(shè)的寫法不同：假設(shè)的寫法不同：l 雙側(cè)檢驗(yàn)中假設(shè)為雙側(cè)檢驗(yàn)中假設(shè)為:l單側(cè)檢驗(yàn)中假設(shè)為單側(cè)檢驗(yàn)中假設(shè)為:211210211210：或：HHHH211210：HH假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件選用雙側(cè)檢驗(yàn)與單側(cè)檢驗(yàn)：選用雙側(cè)檢驗(yàn)與單側(cè)

7、檢驗(yàn)：原則上依據(jù)資料性質(zhì)來選擇原則上依據(jù)資料性質(zhì)來選擇。l若比較甲、乙兩種方法孰優(yōu)，這里含有甲優(yōu)于乙和乙優(yōu)若比較甲、乙兩種方法孰優(yōu)，這里含有甲優(yōu)于乙和乙優(yōu)于甲兩種可能的結(jié)果，而且研究者只要求分出優(yōu)劣，故于甲兩種可能的結(jié)果，而且研究者只要求分出優(yōu)劣，故應(yīng)選用雙側(cè)檢驗(yàn)應(yīng)選用雙側(cè)檢驗(yàn); ;l若甲是從乙改進(jìn)而得，已知如此改進(jìn)可能有效，也可能若甲是從乙改進(jìn)而得，已知如此改進(jìn)可能有效，也可能無效，但不可能改進(jìn)后反不如前，故應(yīng)選用單側(cè)檢驗(yàn)。無效，但不可能改進(jìn)后反不如前，故應(yīng)選用單側(cè)檢驗(yàn)。l無把握時(shí)用雙無把握時(shí)用雙側(cè)檢驗(yàn)比較穩(wěn)妥保守側(cè)檢驗(yàn)比較穩(wěn)妥保守，但在條件具備時(shí)，但在條件具備時(shí)應(yīng)大膽地采用單側(cè)檢驗(yàn)應(yīng)大膽地

8、采用單側(cè)檢驗(yàn)。假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件l本例為定量資料，故采用本例為定量資料，故采用 t 檢驗(yàn)，檢驗(yàn)，lt=（ x2）/s X ， H0成立成立l l l t=（ x1）/s X 假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件l統(tǒng)計(jì)量統(tǒng)計(jì)量t t表示，在標(biāo)準(zhǔn)誤的尺度下，樣本均數(shù)與總體均表示，在標(biāo)準(zhǔn)誤的尺度下，樣本均數(shù)與總體均數(shù)數(shù) 0 0的偏離。這種偏離稱為的偏離。這種偏離稱為標(biāo)準(zhǔn)標(biāo)準(zhǔn)t t離差離差。l該題中，該題中，t = 0.1984t = 0.1984nsXt0假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件l在在H0成立的前提下，獲得現(xiàn)有這么大的標(biāo)準(zhǔn)成立的前提下，獲得現(xiàn)有這么大的標(biāo)準(zhǔn)t離差以及更大離差離差以及更大離差 的可能性。的可

9、能性。P P= =P P(|(|t t| |0.1984)0.1984) ？ 按按 =25-1=24查查 t 界值表界值表假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件-tt0假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件l包括統(tǒng)計(jì)結(jié)論和專業(yè)結(jié)論。包括統(tǒng)計(jì)結(jié)論和專業(yè)結(jié)論。lP值值 統(tǒng)計(jì)結(jié)論統(tǒng)計(jì)結(jié)論 專業(yè)結(jié)論專業(yè)結(jié)論lP 則不拒絕則不拒絕H0 還不能認(rèn)為還不能認(rèn)為不同或不同或 不等不等lP 則拒絕則拒絕H0 可認(rèn)為可認(rèn)為不同或不等不同或不等 l本例本例P0.05，按，按 =0.05的水準(zhǔn)，不拒絕的水準(zhǔn)，不拒絕H0，差別無統(tǒng)，差別無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。不能認(rèn)為兩者有差別。計(jì)學(xué)意義。不能認(rèn)為兩者有差別。假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件

10、l（一）單樣本（一）單樣本t檢驗(yàn)檢驗(yàn)l推斷某樣本來自的總體均數(shù)推斷某樣本來自的總體均數(shù)與已知的某一總體均數(shù)與已知的某一總體均數(shù)0（常為理論值、標(biāo)準(zhǔn)值、穩(wěn)定值或參考值）（常為理論值、標(biāo)準(zhǔn)值、穩(wěn)定值或參考值） 有無差別。有無差別。l例：根據(jù)大量調(diào)查，已知健康成年男性的脈搏均數(shù)為例：根據(jù)大量調(diào)查，已知健康成年男性的脈搏均數(shù)為72次次/分，某醫(yī)生在一山區(qū)隨即抽查了分，某醫(yī)生在一山區(qū)隨即抽查了25名健康男性，求得名健康男性，求得其脈搏均數(shù)為其脈搏均數(shù)為74.2次次/分，標(biāo)準(zhǔn)差為分，標(biāo)準(zhǔn)差為6.0次次/分，問是否能據(jù)分，問是否能據(jù)此認(rèn)為該山區(qū)成年男性的脈搏均數(shù)高于一般成年男性。此認(rèn)為該山區(qū)成年男性的脈搏均

11、數(shù)高于一般成年男性。假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件l題目里涉及兩個(gè)總體：題目里涉及兩個(gè)總體：l一個(gè)是一般健康成年男性的脈搏（已知總體，一個(gè)是一般健康成年男性的脈搏（已知總體，0=72 ），），l一個(gè)是山區(qū)成年男性的脈搏（未知總體，一個(gè)是山區(qū)成年男性的脈搏（未知總體， 未知未知 ）。）。l74.2 72既可能是抽樣誤差所致，也有可能真是環(huán)境差異的既可能是抽樣誤差所致，也有可能真是環(huán)境差異的影響；影響；l因樣本含量因樣本含量n較小，可用較小，可用t檢驗(yàn)進(jìn)行判斷，檢驗(yàn)過程如下：檢驗(yàn)進(jìn)行判斷，檢驗(yàn)過程如下：假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件l1. 建立假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)建立假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)lH0：=0=72次次/分

12、，分，lH1：0，l檢驗(yàn)水準(zhǔn)為單側(cè)檢驗(yàn)水準(zhǔn)為單側(cè)0.05（由調(diào)查目的決定）。（由調(diào)查目的決定）。l2. 計(jì)算統(tǒng)計(jì)量計(jì)算統(tǒng)計(jì)量 l t=（ X ）/S X， v= n1l3. 確定概率，作出判斷確定概率，作出判斷l(xiāng)查查t界值表，界值表，0.025P0.05，拒絕，拒絕H0，接受，接受H1，可認(rèn)為該，可認(rèn)為該山區(qū)成年男性的脈搏均數(shù)高于一般成年男性。山區(qū)成年男性的脈搏均數(shù)高于一般成年男性。假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件l配對(duì)設(shè)計(jì)是研究者為了控制可能存在的主要的配對(duì)設(shè)計(jì)是研究者為了控制可能存在的主要的非處理因素而采用的一種實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)方法。非處理因素而采用的一種實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)方法。假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件自身配對(duì)：自

13、身配對(duì)：同一對(duì)象接受兩種處理，如同一標(biāo)本用兩種方法進(jìn)行同一對(duì)象接受兩種處理，如同一標(biāo)本用兩種方法進(jìn)行檢驗(yàn)，同一患者接受兩種處理方法；檢驗(yàn)，同一患者接受兩種處理方法；異體配對(duì)：異體配對(duì)：將條件相近的實(shí)驗(yàn)對(duì)象配對(duì)，并分別給予兩種處理。將條件相近的實(shí)驗(yàn)對(duì)象配對(duì)，并分別給予兩種處理。假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件推斷兩種處理方法是否有差別。推斷兩種處理方法是否有差別。假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件l構(gòu)造一個(gè)新的已知總體，總體中的變量是每對(duì)的數(shù)值構(gòu)造一個(gè)新的已知總體，總體中的變量是每對(duì)的數(shù)值之差（之差（di=x1i-x2i）。）。l A B dil x11 x21 d1l x11 x22 d2l x13 x23 d

14、3l l x1n x2n dn假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件l若兩處理因素的效應(yīng)無差別，差值若兩處理因素的效應(yīng)無差別，差值 d d 的總體的總體均數(shù)均數(shù) d d 應(yīng)該為應(yīng)該為0 0，故可將該檢驗(yàn)理解為差值的，故可將該檢驗(yàn)理解為差值的樣本均數(shù)樣本均數(shù) d d 與總體均數(shù)與總體均數(shù) d d =0=0的比較，的比較，其實(shí)質(zhì)其實(shí)質(zhì)與單樣本與單樣本t檢驗(yàn)相同檢驗(yàn)相同。l 0 = 0（兩種處理方法相同）（兩種處理方法相同）l d 未知，抽樣未知，抽樣n、 d、sd假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件H0： d0，兩儀器檢驗(yàn)結(jié)果相同；，兩儀器檢驗(yàn)結(jié)果相同；H1： d0，兩儀器檢

15、驗(yàn)結(jié)果不同。，兩儀器檢驗(yàn)結(jié)果不同。雙側(cè)雙側(cè) =0.05。 按按 = n-1=12-1=11查查 t 值表，得值表，得t0.20,11=1.363，t0.10,11=1.796，t0.10,11tt0.20,11，則，則0.20P0.10，差別無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為兩種，差別無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為兩種儀器檢查的結(jié)果不同。儀器檢查的結(jié)果不同。48.112/33.4017.17nsdtd假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件H0： d0，即兩組乳豬腦組織鈣泵含量相等；，即兩組乳豬腦組織鈣泵含量相等；H1： d0，即對(duì)照組乳豬腦組織鈣泵含量高于實(shí)驗(yàn)組。，即對(duì)照組乳豬腦組織鈣泵含量高于實(shí)驗(yàn)

16、組。單側(cè)單側(cè) =0.05。 按按 = n-1=7-1=6查查t界值表，得單側(cè)界值表，得單側(cè)t0.05,6=1.943，tt0.05,6，則，則P0.05，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為腦缺氧可造成鈣泵含量的降低。差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為腦缺氧可造成鈣泵含量的降低。 0412.2705716.00441.0nsdtd假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件l有些研究的設(shè)計(jì)既不能自身配對(duì)，也不便異體有些研究的設(shè)計(jì)既不能自身配對(duì)，也不便異體配對(duì)，而只能把獨(dú)立的兩組相互比較。例如手配對(duì)，而只能把獨(dú)立的兩組相互比較。例如手術(shù)組與非手術(shù)組、新藥組與對(duì)照組。兩個(gè)樣本術(shù)組與非手術(shù)組、新藥組與對(duì)照組。兩個(gè)樣本均數(shù)比較的目的在于推

17、斷兩個(gè)樣本所代表的兩均數(shù)比較的目的在于推斷兩個(gè)樣本所代表的兩總體均數(shù)總體均數(shù) 1和和 2是否相等。是否相等。假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件l1、設(shè)計(jì)類型：、設(shè)計(jì)類型：l 1 隨機(jī)抽樣隨機(jī)抽樣n1 x1、s1l 2 隨機(jī)抽樣隨機(jī)抽樣n2 x2、s2l2、目的：、目的：l 比較比較 x1 與與 x2 ，推斷，推斷1 = 2 ？假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件3、兩樣本、兩樣本t檢驗(yàn)的前提條件：檢驗(yàn)的前提條件：1）兩總體為正態(tài)分布；）兩總體為正態(tài)分布；2）兩總體方差相等，即方差齊，）兩總體方差相等，即方差齊， 12 = 22 。12 22 t檢驗(yàn)、秩和檢驗(yàn)檢驗(yàn)、秩和檢驗(yàn) 變量變換變量變換12 = 22 做兩樣本做

18、兩樣本t檢驗(yàn)檢驗(yàn)l變量變換能同時(shí)達(dá)到正態(tài)化、方差齊。變量變換能同時(shí)達(dá)到正態(tài)化、方差齊。假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件方差齊性檢驗(yàn)（方差齊性檢驗(yàn)（F檢驗(yàn)）：檢驗(yàn)）：1、方差齊：、方差齊：12 = 22 。2、 F檢驗(yàn)檢驗(yàn)1）原理：）原理： 12 =22，抽樣誤差所導(dǎo)致；，抽樣誤差所導(dǎo)致；S12 S22 12 22 ，本質(zhì)差別，本質(zhì)差別 假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件l2）F分布：分布：lF=S12（較大）（較大） /S22 （較?。ㄝ^?。?，假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件l3）步驟：）步驟：l假設(shè)假設(shè)12 = 22 lS12 S22是由抽樣誤差所致是由抽樣誤差所致lS12 與與S22相差不大相差不大lF= S1

19、2（較大）（較大） /S22 （較小），（較?。現(xiàn)離離1不遠(yuǎn)不遠(yuǎn)l1F F l F值對(duì)應(yīng)的外尾面積值對(duì)應(yīng)的外尾面積P不小，不小， P應(yīng)應(yīng) 假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件H0： 12 = 22 ， H1： 12 22 ， = 0.05；F=S12（較大）（較大） /S22 （較?。ㄝ^?。┓肿幼杂啥确肿幼杂啥?1= n11， 分母自由度分母自由度 2= n21；F值與值與F 1， 2比較，比較，得得P值，做出推論（同前）。值，做出推論（同前）。假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件H0： 1 = 2， H1： 1 2 ， = 0.05；l Sc2為為合并方差合并方差l 為合并自由度為合并自由度l = n1+n2

20、2l確定概率，作出判斷（同前，省略）確定概率，作出判斷（同前，省略）2121XXsXXt2121121nnsscXX2) 1() 1212222112nnsnsnsc（假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件 建立假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)：建立假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)：H0 ： 1 = 2 ；H1： 1 2 ； =0.05 計(jì)算統(tǒng)計(jì)量計(jì)算統(tǒng)計(jì)量t ： t = 1.238， =20+ 19 2 = 37， t 0.05(37) = 2.026 確定確定P值，做出推論：值，做出推論： t 0.05 ，不能拒絕不能拒絕H0 ，不能認(rèn)為兩組藥療效不相同?？梢杂脟?guó)產(chǎn)藥代替，不能認(rèn)為兩組藥療效不相同?？梢杂脟?guó)

21、產(chǎn)藥代替進(jìn)口藥進(jìn)口藥。假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件u為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)離差，按正態(tài)分布界定為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)離差，按正態(tài)分布界定P值并作出結(jié)論值并作出結(jié)論 。222121212121nsnsXXsXXuXX假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件 1973 年：年：n1=120 x1 =139.9cm s1=7.5cm；1993 年：年：n2=153 x2 =143.7cm s2=6.3cm。 假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件 1973 年：年：n1=120 x1 =139.9cm s1=7.5cm；1993 年：年：n2=153 x2 =143.7cm s2=6.3cm。 H H0 0 ： 1 1 2 2，H H1 1 ： 1 1 2

22、 2，雙側(cè)雙側(cè) =0.05=0.05。 8533. 0153/3 . 6120/5 . 72222212121nsnssXXP0.05，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可認(rèn)為該市，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可認(rèn)為該市1993年年12歲男歲男童平均身高比童平均身高比1973年高。年高。 58.24353.48533.07.1439.13905.02121usXXuXX1.96假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件 t檢驗(yàn)與檢驗(yàn)與z檢驗(yàn)檢驗(yàn) 公式公式 查表查表 與與n關(guān)系關(guān)系計(jì)算精度計(jì)算精度 t 較復(fù)雜較復(fù)雜 需需 n較小較小 精確精確 z 簡(jiǎn)單簡(jiǎn)單 否否 n較大較大 近似近似假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件1、兩者同屬統(tǒng)計(jì)推斷，前者是質(zhì)的

23、推斷，后者是量的推斷；、兩者同屬統(tǒng)計(jì)推斷，前者是質(zhì)的推斷，后者是量的推斷；2、置信區(qū)間也可以判斷有無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義：、置信區(qū)間也可以判斷有無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義：觀察觀察H0規(guī)定的值是否在置信區(qū)間中，后者是否包括它，若包規(guī)定的值是否在置信區(qū)間中，后者是否包括它，若包括，則不拒絕括，則不拒絕H0 ，反之則拒絕，反之則拒絕H0 。3、置信區(qū)間還可以提供有無實(shí)際意義的信息，而假設(shè)檢驗(yàn)則、置信區(qū)間還可以提供有無實(shí)際意義的信息，而假設(shè)檢驗(yàn)則不能提供；不能提供；4、假設(shè)檢驗(yàn)可以精確地給出、假設(shè)檢驗(yàn)可以精確地給出P值大?。恢荡笮。?、假設(shè)檢驗(yàn)可以估計(jì)檢驗(yàn)的功效。、假設(shè)檢驗(yàn)可以估計(jì)檢驗(yàn)的功效。l兩者缺一不可。兩者缺一不可。

24、假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件原因：假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)論具有概率性，所以可能出現(xiàn)原因：假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)論具有概率性，所以可能出現(xiàn)判斷錯(cuò)誤。判斷錯(cuò)誤。假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件l型錯(cuò)誤型錯(cuò)誤“棄真棄真”，即拒絕了實(shí)際上成立的，即拒絕了實(shí)際上成立的H0，概率，概率大小用大小用 表示，表示， 一般為雙側(cè)一般為雙側(cè)0.05；l型錯(cuò)誤型錯(cuò)誤“取偽取偽”，即沒有拒絕實(shí)際上不成立的，即沒有拒絕實(shí)際上不成立的H0，概率大小用概率大小用 表示，表示， 單側(cè)、單側(cè)、未知，要結(jié)合具體資料才未知，要結(jié)合具體資料才可算出。可算出。l棄、取棄、取是指推斷結(jié)果，是指推斷結(jié)果，真、偽真、偽是指實(shí)際真實(shí)結(jié)果。是指實(shí)際真實(shí)結(jié)果。假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PP

25、T課件l第一類錯(cuò)誤與第二類錯(cuò)誤第一類錯(cuò)誤與第二類錯(cuò)誤 拒絕拒絕H0，接受，接受H1 不拒絕不拒絕H0H0真實(shí)真實(shí) 第一類錯(cuò)誤第一類錯(cuò)誤( ) 正確推斷正確推斷(1 )H0不真實(shí)不真實(shí) 正確推斷正確推斷(1 ) 第二類錯(cuò)誤第二類錯(cuò)誤( )假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PPT課件 與與 的關(guān)系：的關(guān)系：（1）對(duì)同一組資料，）對(duì)同一組資料， 增大，增大， 減??；減??； 減小，減小， 增大。增大。（2）若使）若使 、 均減小，增大樣本含量。均減小，增大樣本含量。判斷：判斷：一次假設(shè)檢驗(yàn)，得一次假設(shè)檢驗(yàn)，得P ，可能會(huì)犯什么錯(cuò)誤？，可能會(huì)犯什么錯(cuò)誤？ 若得若得P ，又可能會(huì)犯什么錯(cuò)誤？，又可能會(huì)犯什么錯(cuò)誤？假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)PP