【正文】 比如α= ， 值越小越好 。 ? ??t,??? ???,?t?t下一張 主 頁 退 出 上一張 但在有些情況下， 雙側(cè)檢驗不一定符合實際情況。 ? ???,?t21 ?? ? 21 ?? ?下一張 主 頁 退 出 上一張 這種利用一尾概率進行的檢驗叫 單側(cè)檢驗（ onesided test）也叫 單尾檢驗 （ onetailed test）。并且處理間要有可比性，即除比較的處理外，其它影響因素應盡可能控制相同或基本相近。有些試驗結(jié)果雖然差別大，但由于試驗誤差大，也許還不能得出“差異顯著”的結(jié)論，而有些試驗的結(jié)果間的差異雖小，但由于試驗誤差小，反而可能推斷為“差異顯著”。如經(jīng)收益與成本的綜合經(jīng)濟分析知道，飼喂畜禽以高質(zhì)量的 Ⅰ 號飼料比飼喂 Ⅱ 號飼料提高的成本需用畜禽生產(chǎn)性能提高個d單位獲得的收益來相抵， 那么在檢驗喂 Ⅰ 號飼料與 Ⅱ 號飼料在收益上是否有差異時，無效假設應為 ，備擇假設為 （雙側(cè)檢驗）或 （單側(cè)檢驗）； t檢驗計算公式為： dH ?? 210 ??： dH A ?? 21 ??： dH A ?? 21 ?：下一張 主 頁 退 出 上一張 0H AH （ 51） 如果不能否定無效假設，可以認為喂高質(zhì)量的 Ⅰ 號飼料得失相抵，只有當（ ） d 達到一定程度而否定了 H0， 才能 認為喂 Ⅰ 號飼料可獲得更多的收益。 下一張 主 頁 退 出 上一張 第二節(jié) 樣本平均數(shù)與總體平均數(shù)差異顯著性檢驗 在實際工作中我們往往需要檢驗一個樣本平均數(shù)與已知的總體平均數(shù)是否有顯著差異，即檢驗該樣本是否來自某一總體。 提出無效假設與備擇假設 ， 210 ?? ?：H 21 ?? ?：AH下一張 主 頁 退 出 上一張 計算 t值 經(jīng)計算得： =， S= 所以 = = = x xSuxt 0??10581. ?91101 ????? ndf 查臨界 t值，作出統(tǒng)計推斷 由 =9，查 t值表（附表 3）得 （ 9）=，因為 |t|， P， 故不能否定 H0： = 114， 表明樣本平均數(shù)與總體平均數(shù)差異不顯著，可以認為該樣本取自母豬懷孕期為 114天的總體。 下一張 主 頁 退 出 上一張 表 52 非配對設計資料的一般形式 下一張 主 頁 退 出 上一張 非配對設計兩樣本平均數(shù)差異顯著性檢驗的基本步驟如下： （一）提出無效假設與備擇假設 ， （二）計算 t值 計算公式為： （ 53） 210 ?? ?：H 21 ?? ?：AH2121xxSxxt???)1()1( 21 ???? nndf下一張 主 頁 退 出 上一張 其中： （ 54） )11()1()1()()(221121222211nnnnxxxxS xx ????????? ???? ? ? ????????????????????????????????????? ?2121222221212111)1()1( nnnnnxxnxx)11()1()1()1()1(2121222211nnnnSnSn ????????? 當 時 （ 55） nnn ?? 21 )1()()( 22221121 ????? ???nnxxxxS xxnSnS 2221?? 2221 xxSS ??下一張 主 頁 退 出 上一張 為均數(shù)差異標準， 、 ， 、 ， 、 分別為兩樣本含量、平均數(shù)、均方。如果試驗單位變異較大，如試驗動物的年齡、體重相差較大，若采用上述方法就有可能使處理效應受到 系統(tǒng) 誤 差的影響而降低試驗的準確性與精確性。 配對設計試驗資料的一般形式見表 55。問兩種飼料喂飼仔豬增重有無顯著差異？ 00 ?dH ?： 0?dAH ?：下一張 主 頁 退 出 上一張 表 57 仔豬飼料對比試驗 單位： kg 下一張 主 頁 退 出 上一張 提出無效假設與備擇假設 ，即假定兩種飼料喂飼仔豬平均增重無差異 ，即假定兩種飼料喂飼仔豬平均增重有差異 計算 t值 計算得 故 且 00 ?dH ?： 0?dAH ?： ,?d ??? nSS dd ???dSdt7181 ????? ndf下一張 主 頁 退 出 上一張 查臨界 t值，作出統(tǒng)計推斷 由 df=7，查 t 值 表 得 ： （ 7） = ， 因 為|t|， P，表明甲種飼料與乙種飼料喂飼仔豬平均增重差異極顯著，這里表現(xiàn)為甲種飼料喂飼仔豬的平均增重極顯著高于乙種飼料喂飼的仔豬平均增重。適用于近似地采用 u 檢驗所需的二項分布百分數(shù)資料的樣本含量 n見表 58。當兩樣本的 np、 nq均大于 5時，可以近似地采用 u 檢 驗 法進行檢驗，但在np和（或） nq 小 于 或 等 于 30時，需作連續(xù)性矯正。本節(jié)介紹正態(tài)總體平均數(shù)和二項總體百分數(shù) P的區(qū)間估計。百分數(shù)的置信區(qū)間則是在一定置信度下對總體百分數(shù)作出區(qū)間估計。雙側(cè)概率為 a時，有： ，也就是說 t在區(qū)間 內(nèi)取值的可能性為 1a，即： nxxx , 21 ??? nxx nSS x ? xSxt )( ??? atttPaa ????? 1)(? ?aa tt ,? atSxtPaxa ?????? 1)( ?下一張 主 頁 退 出 上一張 對 變形得： （ 513） 亦即 （ 513）式稱為 總體平均數(shù) μ 置信度為 1a的置信區(qū)間 。 )11)(1(21?? 21 nnppS pp ???? )10000198001(%)(% ?????21 ??21 ??ppSppu??? %%10 ??210 : PPH ?下一張 主 頁 退 出 上一張 第四節(jié) 總體參數(shù)的區(qū)間估計 所謂參數(shù)估計就是用樣本統(tǒng)計量來估計總體參數(shù)，有 點估計 （ point estimation）和 區(qū)間估計 （ interval estimation） 之分。 u cu 00 : ppH ? )(cuu 或? 00 : ppH ? 0: ppH A ?p? )( ?cuu ?p00 : ppH ? 0: ppH A ?p?下一張 主 頁 退 出 上一張 【例 】 據(jù)往年調(diào)查某地區(qū)的乳牛隱性乳房炎一般為 30%，現(xiàn)對某牛場 500 頭乳牛進行檢測，結(jié)果有 175頭乳牛凝集反應陽性，問該牛場的隱性乳房炎是否與往年相同？ 此例總體百分數(shù) PO=30%，樣本百 分 數(shù) =175/500=35%，因為 =15030，不須進行連續(xù)性矯正。 下一張 主 頁 退 出 上一張 第三節(jié) 百分數(shù)資料差異顯著性檢驗 在第四章介紹二項分布時曾指出：由具有兩個屬性類別的質(zhì)量性狀利用統(tǒng)計次數(shù)法得來的次數(shù)資料進而計算出的百分數(shù)資料，如成活率、死亡率、孵化率、感染率、陽性率等是服從二項分布的。 （三）查臨界 t值，作出統(tǒng)計推斷 根據(jù)df=n1查臨界 t值： （ n1） 和 （ n1） ，將計算所得 t值的絕對值與其比較，作出推斷。 配對 的 方式有兩種：自身配對與同源配對。 210 ?? ?：H 21 ?? ?：AH下一張 主 頁 退 出 上一張 【例 】 某家禽研究所對粵黃雞進行飼養(yǎng)對比試驗，試驗時間為 60天，增重結(jié)果如表 54，問兩種飼料對粵黃雞的增重效果有無顯著差異？ 表 54 粵黃雞飼養(yǎng)試驗增重 下一張 主 頁 退 出 上一張 此例 ，經(jīng)計算得 提出無效假設與備擇假設 ， 計算 t值 因為 于是 821 ?? nn 、 ?x ， ?S 、 ?x ?S210 ?? ?：H 21 ?? ?：AH 21?????? n SSS xx2121xxSxxt??? ??? 141818)1()1(21 ????????? ）（）（nndf下一張 主 頁 退 出 上一張 查臨界值，作出統(tǒng)計推斷 當 df=14時，查 臨 界 值 得 ： （ 14） = ，|t| ， P ，故不能否定無效假設 ， 表明 兩 種飼料飼喂粵黃雞的增重效果差異不顯著，可以認為兩種飼料的質(zhì)量是相同的。對于兩樣本平均數(shù)差異顯著性檢驗，因試驗設計不同，一般可分為兩種情況： 下一張 主 頁 退 出 上一張 一是非配對設計或成組設計兩樣本平均數(shù)差異顯著性檢； 二是配對設計兩樣本平均數(shù)差異顯著性檢。 （三） 查臨界 t值，作出統(tǒng)計推斷 由 查附表 3得臨界值 ， 。 否定 H0時可能犯 Ⅰ 型錯誤 ，接受 H0時可能犯 Ⅱ 型錯誤。如果減小試驗誤差或增大樣本含量，則可能表現(xiàn)出差異顯著性；二是可能確無本質(zhì)上差異。由于研究變量的類型、問題的性質(zhì)、條件、試驗設計方法、樣本大小等的不同，所用的顯著性檢驗方法也不同，因而在選用檢驗方法時 ， 應認真考慮其適用條件，不能濫用。 所以，同一資料雙側(cè)檢驗與單側(cè)檢驗所得的結(jié)論不一定相同。在