第三章 總體均數的估計與檢驗課件

第三章總體均數的估計與假設檢驗第三章總體均數的估計與檢驗一、均數的抽樣誤差與標準誤抽樣研究(samplingstudy)：在總體中隨機抽取足夠數量的具有代表性的部分觀察單位構成的樣本進行的研究。統(tǒng)計推斷(statisticalinference)：通過樣本來獲取有關總體信息的過程。抽樣誤差(samplingerror)：由個體變異產生的，抽樣造成的樣本統(tǒng)計量與總體參數的差異。第三章總體均數的估計與檢驗一、均數的抽樣誤差與標準誤例3-1

若某市1999年18歲男生身高服從均數為167.7cm，標準差為5.3cm的正態(tài)分布。從該正態(tài)分布N(167.7,5.3)cm總體中隨機抽樣，每次樣本含量=10人，共有樣本=100個，得到每個樣本均數及標準差如下圖所示第三章總體均數的估計與檢驗一、均數的抽樣誤差與標準誤圖n=10

=167.7cm

=5.3cmX1,X2,X3,

Xi,

100個第三章總體均數的估計與檢驗一、均數的抽樣誤差與標準誤100個樣本均數：新的變量值，樣本均數服從正態(tài)分布。100個樣本均數的均數為167.70cm，標準差為1.73cm。標準誤(standarderror,SE)：樣本統(tǒng)計量（均數）的標準差。標準誤反映樣本均數間的離散程度，也反映了樣本均數與相應總體均數間的差異，可說明了均數抽樣誤差的大小第三章總體均數的估計與檢驗一、均數的抽樣誤差與標準誤

當樣本含量n固定，均數標準誤的大小與標準差的大小成正比；而當標準差

或S為定值時，均數標準誤則與樣本含量n的平方根成反比。即可通過增加樣本含量n來減少均數的標準誤，從而降低抽樣誤差第三章總體均數的估計與檢驗

二、t分布

1、t分布的概念若某一隨機變量X服從總體均數為

，總體標準差為

的正態(tài)分布N(

,

)，則通過u變換()可將一般的正態(tài)分布轉化為標準正態(tài)分布N(0,1)即u分布。同理，若多個樣本均數服從總體均數為

，總體標準差為的正態(tài)分布N(

,)，則通過同樣方式的u變換()也可將其轉換為標準正態(tài)分布N(0,1)即u分布。在實際工作中，由于未知，用代替，則不再服從標準正態(tài)分布，而服從t分布。第三章總體均數的估計與檢驗不同自由度下的t分布圖第三章總體均數的估計與檢驗二、t分布

t分布由英國統(tǒng)計學家WSGosset于1908年以“Student”筆名發(fā)表，故又稱Studentt分布(Student'st-distribution)。t分布主要用于總體均數的區(qū)間估計及t檢驗等。第三章總體均數的估計與檢驗二、t分布

2、t分布的圖形與特征

t分布是一簇曲線。當自由度

不同時，曲線的形狀不同。當

時，t分布趨近于標準正態(tài)分布，當自由度

較小時，與標準正態(tài)分布差異較大。第三章總體均數的估計與檢驗二、t分布

t分布有如下特征：

1)單峰分布，以0為中心，左右對稱；

2)自由度

越小，則越大，t值越分散，t分布的峰部越矮而尾部翹得越高；

3)隨著自由度的增大，當

逼近

,因逼近,t分布逼近u分布，故標準正態(tài)分布是t分布的特例第三章總體均數的估計與檢驗二、t分布

統(tǒng)計學家編制了不同自由度

下t值與概率關系的t界值表。t值表：橫標目為自由度

，縱標目為概率(P或

)。當

和

確定時，對應的t(臨)界值(criticalvalue)或t分位數。單尾概率(one-tailedprobability)：一側尾部面積雙尾概率(two-tailedprobability)：兩側尾部面積之和在相同自由度時t值增大，概率P減小；在相同值時，雙尾概率P為單尾概率P的兩倍。如雙尾

=單尾=1.812。第三章總體均數的估計與檢驗三、總體均數的估計1、可信區(qū)間的概念參數估計：指用樣本指標值(統(tǒng)計量)推斷總體指標值(參數)。參數估計：點(值)估計(pointestimation)

區(qū)間估計(intervalestimation)

點估計：用樣本統(tǒng)計量直接作為總體參數的估計值。如用估計

、S估計

等。其方法雖簡單，但未考慮抽樣誤差的大小。第三章總體均數的估計與檢驗三、總體均數的估計區(qū)間估計：按預先給定的概率(1

)，以樣本統(tǒng)計量及其標準誤確定的包含未知總體參數的可能范圍?？尚艆^(qū)間或置信區(qū)間(confidencebound/confidenceinterval,CI)：該可能范圍；可信度/置信度(水平/系數)(confidencelevel)：。預先給定的概率1

，常取95%或99%。

可信限/置信限(confidencelimit,CL)：可信區(qū)間的兩個數值。有可信下限和上限之分?？尚艆^(qū)間并不包含可信區(qū)間上下限兩個值，故用圓括弧()表示其開區(qū)間。

第三章總體均數的估計與檢驗三、總體均數的估計2、總體均數可信區(qū)間的計算單一總體均數可信區(qū)間兩總體均數之差可信區(qū)間

1）單一總體均數的可信區(qū)間(1)

未知：按t分布。第三章總體均數的估計與檢驗三、總體均數的估計均數的雙側可信區(qū)間為：或 均數的單側可信區(qū)間為：

>

< 第三章總體均數的估計與檢驗三、總體均數的估計在例3-1中抽得第15號樣本的均數168.44(cm)，標準差5.16(cm)，試求其總體均數的95%可信區(qū)間。本例n=10，按式(3-2)算得樣本均數的標準誤為：

cm

即可信區(qū)間為(164.75,172.13)cm第三章總體均數的估計與檢驗三、總體均數的估計(2)

已知或

未知但n足夠大(如n>50)時：按u分布。

已知：即

未知但n較大：即

第三章總體均數的估計與檢驗三、總體均數的估計例3-2在例3-1中抽得第15號樣本的均數

(cm)，標準差(cm)，求其總體均數的95%可信區(qū)間。本例n=10，按公式(3-2)算得樣本均數的標準誤為

(cm)

=n

1=10

1=9,

取雙尾0.05，查附表2的t界值表得：第三章總體均數的估計與檢驗三、總體均數的估計

即(164.35,169.55)cm故該地18歲男生身高均數的95%可信區(qū)間為(164.35,169.55)cm。第三章總體均數的估計與檢驗三、總體均數的估計單側可信區(qū)間則為：

>

< 2）兩總體均數之差的可信區(qū)間從總體標準差相等，但總體均數不等的兩個正態(tài)總體N(

1,

)和N(

2,

)進行隨機抽樣。若兩樣本的樣本含量、均數、標準差分別用、、和、、表示，則兩總體均數之差()的雙側可信區(qū)間為：

第三章總體均數的估計與檢驗三、總體均數的估計

兩均數之差的標準誤得到兩總體均數之差的單側可信區(qū)間為

第三章總體均數的估計與檢驗三、總體均數的估計

第三章總體均數的估計與檢驗三、總體均數的估計第三章總體均數的估計與檢驗三、總體均數的估計3.可信區(qū)間的確切涵義正態(tài)總體中隨機抽取100個樣本，可算得100個樣本均數和標準差，也可算得100個均數的可信區(qū)間.在算得的100個可信區(qū)間中，平均約有95個可信區(qū)間包含了總體均數，而另外5個不包括?？尚艆^(qū)間的確切含義指的是，有1

(如95%)的可能認為所計算出的可信區(qū)間包含了總體參數，而不是總體參數落在該范圍的可能性為1

。

第三章總體均數的估計與檢驗三、總體均數的估計4.均數可信區(qū)間與參考值范圍的區(qū)別表3-2均數的可信區(qū)間與參考值范圍的區(qū)別區(qū)別點均數的可信區(qū)間參考值范圍意義按預先給定的概率，確定的未知參數的“正常人”的某項指標的波動范圍。可能范圍。實際上一次抽樣算得的可信區(qū)間要么包含了總體均數，要么不包含。但可以說：該可信區(qū)間有多大(如當

=0.05時為95%)的可能性包含了總體均數。均數的可能范圍個體值的波動范圍計算公式

未知：正態(tài)分布：

已知或

未知但n>50：偏態(tài)分布：PX

P100

X

用途估計總體均數判斷觀察對象的某項指標正常與否

第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗

樣本均數或均數間的差異原因有兩種：第一種可能是總體均數不同，第二種可能是總體均數相同，但差別僅僅是抽樣造成的。統(tǒng)計學假設檢驗：檢驗假設計算檢驗統(tǒng)計量檢驗統(tǒng)計量確定概率P值根據P值作出推斷。第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗t檢驗的應用條件：1）樣本含量n較小時(如n<50)，樣本隨機地取自正態(tài)總體；2）兩樣本總體方差相等，方差齊性

第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗1、單樣本t檢驗(onesample/groupt-test)

樣本均數代表的未知總體均數

和已知總體均數

0(一般為理論值、標準值或經過大量觀察所得的穩(wěn)定值等)的比較。其檢驗統(tǒng)計量按下式計算：

第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗例3-5

某醫(yī)生測量了36名從事某作業(yè)男性工人的血紅蛋白含量，算得其均數為130.83g/L，標準差為25.74g/L。問從事該作業(yè)工人血紅蛋白是否低于正常成年男性的平均值140g/L。

(1)建立檢驗假設，確定檢驗水準

H0:

=

0=140g/L，即從事某作業(yè)的男性工人平均血紅蛋白含量與正常成年男性相等

H1:

0=140g/L，即從事某作業(yè)的男性工人平均血紅蛋白含量低于正常成年男性

=0.05第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗(2)計算檢驗統(tǒng)計量本例n=36，=130.83g/L，S=25.74g/L，＝140g/L。

=n

1=36-1=35(3)確定P值，作出推斷結論以

=35，查附表2，t界值表，故單尾概率0.025<P<0.05。按

=0.05水準，拒絕H0，接受H1，有統(tǒng)計意義?？烧J為從事該作業(yè)的男性工人平均血紅蛋白含量低于正常成年男性。第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗2、配對t檢驗(paired/matchedt-testfordependentsamples)

配對t檢驗又稱成對t檢驗，適用于配對設計的定量(變量)資料。配對設計情形：

1）兩個同質受試對象分別接受兩種不同的處理；

2）同一受試對象分別接受兩種不同的處理；

3）同一受試對象(一種)處理前后。第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗兩個同質受試對象分別接受兩種不同的處理，其檢驗統(tǒng)計量如下：

d為每對數據的差值，為差值的樣本均數，為差值的標準差，為差值樣本均數的標準誤，n為對子數。第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗(1)建立檢驗假設，確定檢驗水準

H0：

d=0，即兩種方法的測定結果相同

H1：

d≠0，即兩種方法的測定結果不同

=0.05(2)計算檢驗統(tǒng)計量本例n=10，

d=2.724，

d2=0.8483

第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗

第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗(3)確定P值，作出推斷結論查附表2，t界值表得P<0.001。按

=0.05水準，拒絕H0，接受H1，有統(tǒng)計學意義?？烧J為兩種方法對脂肪含量的測定結果不同，哥特里－羅紫法測定結果較高。第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗3、兩樣本t檢驗成組t檢驗。1）總體方差相等情形

第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗表3-4肥胖兒童和正常兒童血液中LPO含量(

mol/mL)肥胖組X1(n1=30)9.8410.2910.359.5210.929.5010.5410.469.108.828.2410.648.768.799.227.359.878.939.068.408.959.129.869.129.679.878.119.629.318.46對照組X2(n2=30)8.037.548.077.417.318.987.807.336.917.327.927.646.418.947.597.127.726.887.417.107.056.627.727.956.898.557.738.216.838.36第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗(1)建立檢驗假設，確定檢驗水準

H0：

1=

2，即肥胖組和對照組LPO總體平均含量相等

H1：

1

2，即肥胖組和對照組LPO總體平均含量不等

=0.05

第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗(2)計算檢驗統(tǒng)計量

=n1+n2

2=2(n

1)=2(30

1)=58(3)確定P值，作出推斷結論

以

=58查附表2，t界值表，得P<0.001。按

=0.05水準，拒絕H0，接受H1，有統(tǒng)計學意義?？烧J為肥胖組和對照組LPO總體平均含量不等，肥胖與脂質代謝有關，肥胖組兒童血中脂質過氧化物(LPO)較高。第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗2)總體方差不等情形進行兩小樣本均數的比較，若兩總體方差不等即，沒有理由將兩方差合并求方差。此時，可采用數據變換或下述近似t檢驗(separatevarianceestimationt-test)

t'檢驗

第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗（1）Cochran&Cox法(1950)

其檢驗統(tǒng)計量為t'，用下述公式計算。因t'分布較復雜，故常利用t計算其臨界值。第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗（2）Satterthwaite法(1946)Cochran和Cox法是對臨界值校正，而Satterthwaite法則是對自由度校正。t'代替t值，最終結果查附表2，t界值表。1第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗t=t’（3）Welch法(1947)：該法也是對自由度進行校正。t=t’第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗例3-8在上述例3-7國產四類新藥阿卡波糖膠囊的降血糖效果研究中，測得用拜唐蘋膠囊的對照組20例病人和用阿卡波糖膠囊的試驗組20例病人，其8周時糖化血紅蛋白HbA1c(%)下降值如表3-5。問用兩種不同藥物的病人其HbA1c下降值是否不同？第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗

由于對照組方差是試驗組方差的3.77倍，經本章第七節(jié)兩樣本方差齊性的F檢驗，認為兩組的總體方差不等，故采用近似t檢驗。

第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗(1)建立檢驗假設，確定檢驗水準H0：

1=

2，即對照組和試驗組病人HbA1c下降值的總體均數相等H1：

1

2，即對照組和試驗組病人HbA1c下降值的總體均數不等

=0.05(2)計算檢驗統(tǒng)計量第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗

(3)確定P值，作出推斷結論。查t界值表t0.05/2,19=2.093。按公式(3-20)第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗

由t

=0.965<t

0.05/2=2.093得P>0.05。按

=0.05水準，不拒絕H0，無統(tǒng)計學意義。還不能認為用兩種不同藥物的病人其HbA1c下降值不同。第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗

對例3-8，如按Satterthwaite法，則第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗以

=28.4

28、t=0.965查附表2的t界值表得0.20<P<0.40。結論同前。4.Welch法近似t檢驗Welch法(1947)也是對自由度進行校正。其校正按公式(3-22)計算第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗對例3-8，如按Welch法，則以

=29.4

29、t=0.965查附表2的t界值表得0.20<P<0.40。結論同前。

第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗4、u檢驗

u檢驗(u-test)亦稱Z-test。適用于總體標準差已知時，但當樣本含量(實為自由度)較大時，t分布與標準正態(tài)分布很接近，此時便可使用u檢驗。檢驗統(tǒng)計量u的計算不但比t簡單，而且u界值與自由度無關，最終結果的P值兩者也相差不大。因此，只要記住幾個常用的u界值，即可獲得P值的粗略范圍，并可得出結論。第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗1.單樣本u檢驗(one-sampleu-test)

適用于當n較大(如n>50)或

0已知時。檢驗統(tǒng)計量如下

(n較大時)

(

0已知時)

第三章總體均數的估計與檢驗四、t檢驗和u檢驗2.兩樣本的u檢驗(two-sampleu-test)適用于兩樣本含量較大(如n1>50且n2>50)時。檢驗統(tǒng)計量如下

第三章總體均數的估計與檢驗五、兩均數的等效檢驗前述兩樣本t檢驗，其目的是推斷兩總體均數是否不等。如果得到P>

，則不拒絕H0，還不能認為兩總體均數不等。此時不能作出兩總體均數相等的結論，其原因在于假設檢驗主要是圍繞H0進行的，不拒絕H0只表明證據不足。第三章總體均數的估計與檢驗五、兩均數的等效檢驗

根據t檢驗公式，樣本含量n愈小，標準誤則愈大，愈易得到P>

。因此，要推斷兩總體均數是否相等或相差很小，需借助等效檢驗(equivalencetest)。第三章總體均數的估計與檢驗五、兩均數的等效檢驗等效檢驗在醫(yī)學研究中應用較廣，常用于新藥臨床試驗的評價中。如判斷國家四類新藥中仿制品與原制品的療效是否相同或相近，判斷新開發(fā)劑型與原劑型的療效是否相同或相近；判斷兩種檢測方法的測量結果是否相同或相近；判斷兩種預防措施的效果是否相同或相近等等。第三章總體均數的估計與檢驗五、兩均數的等效檢驗1、等效檢驗的基本步驟1）

給定等效界值

，建立檢驗假設，確定檢驗水準第三章總體均數的估計與檢驗五、兩均數的等效檢驗2）

計算檢驗統(tǒng)計量由于規(guī)定故取。若，則按公式(3-26)計算。第三章總體均數的估計與檢驗五、兩均數的等效檢驗3）

確定P值，作出推斷結論.

將算得的負t值取絕對值，根據相應自由度

，查附表2的t界值表，獲得相應雙尾P值。若，則拒絕H0，接受H1，有統(tǒng)計學意義，可認為兩總體均數等效。第三章總體均數的估計與檢驗五、兩均數的等效檢驗

例3-9為研究某新藥對高血脂患者膽固醇的降低作用是否同于標準藥物，隨機將202例高血脂患者分為新藥試驗組和標準藥物對照組，測得各組治療前后膽固醇(mmol/L)降低的平均值和標準差如表3-6。若等效界值

=0.52mmol/L，問新藥和標準藥物的療效是否相同？第三章總體均數的估計與檢驗五、兩均數的等效檢驗(1)建立檢驗假設，確定檢驗水準H0：mmol/L，即兩藥物不等效H1：mmol/L，即兩藥物等效

=0.05(2)計算檢驗統(tǒng)計量因(mmol/L)<

=0.52mmol/L，故按公式(3-26)計算如下:第三章總體均數的估計與檢驗五、兩均數的等效檢驗(3)確定P值，作出推斷結論以、

=200查附表2的t界值表，得雙尾P<0.001。按

=0.05水準，拒絕H0，接受H1，有統(tǒng)計學意義?？烧J為新藥和標準藥物對照降低膽固醇的療效相同。第三章總體均數的估計與檢驗五、兩均數的等效檢驗2、應用等效檢驗的注意事項1）

值的選定在等效檢驗中非常重要，須在等效試驗前根據專業(yè)知識予以確定。必要時，可結合成本效益分析予以確定。研究者可把專業(yè)上或公認有臨床實際意義的差值作為等效界值

。如血壓

值為0.67kPa(5mmHg)，膽固醇

值為0.52mmol/L(20mg/dl)，白細胞

值為0.5

109/L(500個/mm3)。當難以確定時，可用0.2~0.5倍標準差作為參考。第三章總體均數的估計與檢驗五、兩均數的等效檢驗2）等效檢驗和一般假設檢驗即“差別檢驗”的基本思想一致，表3-7以兩樣本比較的t檢驗為例加以說明。第三章總體均數的估計與檢驗五、兩均數的等效檢驗

通常等效檢驗采用兩個同時進行的單側檢驗去判斷無效假設是否成立，即雙向單側檢驗(twosimultaneousone-sidetest)，該方法由Schuirmann提出。假定試驗藥總體均數為

T，對照藥總體均數為

C，且

T

C的等效區(qū)間為[

,

]，則判斷試驗藥和對照藥是否等效，也就是用的信息推論該等效區(qū)間是否包含

T

C。因此，應分別對其下限

和上限

進行兩次單側t檢驗。第三章總體均數的估計與檢驗六、假設檢驗的基本步驟及注意事項假設檢驗(hypothesistest)。假設檢驗過去稱顯著性檢驗(significancetest)。它是利用小概率反證法思想，從問題的對立面(H0)出發(fā)間接判斷要解決的問題(H1)是否成立。然后在H0成立的條件下計算檢驗統(tǒng)計量(teststatistic)，最后獲得P值(P-value)來判斷。當P小于或等于預先規(guī)定的概率值

(如0.05)，就是小概率事件。根據小概率事件原理：小概率事件在一次抽樣中發(fā)生的可能性很小，如果它發(fā)生了，則有理由懷疑原假設H0，認為其對立面H1成立，該結論冒

(如5%)的錯誤風險。第三章總體均數的估計與檢驗六、假設檢驗的基本步驟及注意事項1、假設檢驗的基本步驟

1）建立檢驗假設，確定檢驗水準

(1)

=

0：稱檢驗假設(hypothesisundertest

tobetested)，常稱無效假設，又稱零/原假設(nullhypothesis)。用H0表示。

(2)

0：稱備擇假設，常稱對立假設(alternativehypothesis)。用H1或HA表示。須注意：檢驗假設是針對總體而言，而不是針對樣本；第三章總體均數的估計與檢驗六、假設檢驗的基本步驟及注意事項(3)

：稱檢驗水準(sizeofatest)，過去稱顯著性水準(significancelevel)。它屬于I型錯誤的范疇(詳后)。

是預先規(guī)定的概率值，它確定了小概率事件標準。在實際工作中常取

=0.05。第三章總體均數的估計與檢驗六、假設檢驗的基本步驟及注意事項2）計算檢驗統(tǒng)計量應根據變量或資料類型，設計方案，統(tǒng)計推斷的目的，方法的適用條件等選擇檢驗統(tǒng)計量。如檢驗統(tǒng)計量t，t’，u，F等。3）確定P值，作出推斷結論從假設檢驗的整個邏輯推理過程可看出，P的含義是指從H0規(guī)定的總體隨機抽得等于及大于(或等于及小于)現有樣本獲得的檢驗統(tǒng)計量值(如t或u)的概率。第三章總體均數的估計與檢驗六、假設檢驗的基本步驟及注意事項一般來說，推斷的結論應包含統(tǒng)計結論和專業(yè)結論兩部分。統(tǒng)計結論只說明有統(tǒng)計學意義(statisticalsignificance)或無統(tǒng)計學意義(nostatisticalsignificance)，而不能說明專業(yè)上的差異大小。它必須同專業(yè)結論有機地相結合，才能得出恰如其分、符合客觀實際的最終結論。第三章總體均數的估計與檢驗六、假設檢驗的基本步驟及注意事項2、I型錯誤和II型錯誤1）I型錯誤(typeIerror)：拒絕了實際上成立的H0，這類“棄真”的錯誤稱為I型錯誤，前面所講的檢驗水準，就是預先規(guī)定的允許所犯I型錯誤概率的最大值。I型錯誤概率大小也用

表示。

如規(guī)定

＝0.05，當拒絕H0時，則理論上100次檢驗中平均有5次發(fā)生這樣的錯誤。

2）II型錯誤(typeIIerror)：“接受”了實際上不成立的H0，這類“取偽”的錯誤稱為II型錯誤。其概率大小用

表示。

只取單尾，

值的大小一般未知，須在知道兩總體差值

(如

1

2等)，

及n時，才能算出。第三章總體均數的估計與檢驗六、假設檢驗的基本步驟及注意事項表3-10可能發(fā)生的兩類錯誤客觀實際假設檢驗的結果拒絕H0“接受”H0H0成立I型錯誤(

)推斷正確(1

)H0不成立推斷正確(1

)II型錯誤(

)即H1成立第三章總體均數的估計與檢驗六、假設檢驗的基本步驟及注意事項3、假設檢驗應注意的問題1）要有嚴密的研究設計這是假設檢驗的前提。組間應均衡，具有可比性，也就是除對比的主要因素(如臨床試驗用新藥和對照藥)外，其它可能影響結