【文章內容簡介】 21 XX,2/21 S)XX( t ?????21 XX,2121 S)XX()( t ?????????單側 21 XX,2121 S)XX()( t ?????????2022/2/1 醫(yī)學統(tǒng)計學 32 三、可信區(qū)間的確切含義 ?從 1999年某市 18歲男生身高值總體 N(μ=, σ=)中隨機抽取 100個樣本 計算了 100個估計 μ的 95%CI ?其中有 95個 CI包含 了 μ 有 5個不包含 μ = 20號 ~ 31號 ~ 54號 ~ 76號 ~ 82號 ~ 2 1 0 1 2 來自 N(0,1)的 100個樣本所計算的 95%可信區(qū)間示意 2022/2/1 醫(yī)學統(tǒng)計學 34 ?如果能夠進行重復抽樣試驗 ， 平均有(1??)的可信區(qū)間包含了總體參數(shù) ， 而不是總體參數(shù)落在該范圍的可能性為 (1??)。 ?在實際工作中，只能根據(jù)一次試驗結果計算一個可信區(qū)間， 就認為該區(qū)間包含了相應總體參數(shù)， 該結論犯錯誤的概率 ≤ ? 。 ?可信區(qū)間一旦形成，它要么包含總體參數(shù)，要么不包含總體參數(shù)，二者必居其一，無概率可言?？尚哦仁鞘虑案怕?。 可信區(qū)間的確切含義 2022/2/1 醫(yī)學統(tǒng)計學 35 ?正確性 ：可信度 1??，即區(qū)間包含總體參數(shù) 的理論概率大小，愈接近 1愈好。 ?精確性 ： 區(qū)間的寬度，區(qū)間愈窄愈好。 ?當樣本含量為定值時，上述兩者互相矛盾。 若只顧提高可信度，則可信區(qū)間會變寬。 評價可信區(qū)間估計的優(yōu)劣： 2022/2/1 醫(yī)學統(tǒng)計學 36 四、可信區(qū)間與參考值范圍的區(qū)別 ?可信區(qū)間用于估計 總體參數(shù) ，總體參數(shù)只 有一個 。 ?參考值范圍用于估計 個體值 的分布范圍， 個體值有很多 。 ?95%可信區(qū)間中的 95%是 可信度 ，即所求可 信區(qū)間包含總體參數(shù)的可信程度為 95%。 ?95%參考值范圍中的 95%是一個 比例 ，即 所求參考值范圍包含了 95%的正常人。 2022/2/1 醫(yī)學統(tǒng)計學 37 第四節(jié) t 檢驗 2022/2/1 醫(yī)學統(tǒng)計學 38 例 某醫(yī)生測量了 36名從事鉛作業(yè)男性工人的血紅蛋白含量 ， 算得其均數(shù)為 ， 標準差為 。 問從事鉛作業(yè)工人的血紅蛋白是否不同于正常成年男性平均值 140g/L？ ?樣本均數(shù)與總體均數(shù)間差異的原因： ? ，差異由抽樣誤差造成 ? ?統(tǒng)計推斷方法 ? 假設檢驗 (hypothesis test) 2022/2/1 醫(yī)學統(tǒng)計學 39 假設樣本來自某一特定總體 確定最大允許誤差 計算樣本與總體的偏離程度 P值 根據(jù)小概率反證法思想作出推斷 假設檢驗一般步驟 2022/2/1 醫(yī)學統(tǒng)計學 40 t 檢驗 (Student’s ttest) 設計 完全隨機設計單樣本 完全隨機設計兩樣本 配對設計 要求 (單組 ﹤ 60或兩組合計 ﹤ 60) 正態(tài)總體 方差相等 (homogeneity of variance) 2022/2/1 醫(yī)學統(tǒng)計學 41 例 某醫(yī)生測量了 36名從事鉛作業(yè)男性工人的血紅蛋白含量 ， 算得其均數(shù)為 ， 標準差為 。 問從事鉛作業(yè)工人的血紅蛋白是否不同于正常成年男性平均值 140g/L？ 一、單樣本 t 檢驗 ，確定檢驗水準 H0: ?=?0=140g/L 鉛作業(yè)男性工人的平均血紅蛋 白含量與正常成年男性的相等 H1: ?≠?0 ?= 2022/2/1 醫(yī)學統(tǒng)計學 42 351361n36nSXSXt 0X0???????????????? P值，作出推斷結論 |－ | ,35= P 按 ?=，拒絕 H0，接受 H1，有統(tǒng)計學意義。可認為從事鉛作業(yè)男性工人的平均血紅蛋白含量低于正常成年男性的。 0 ? =35 ,35= P ( |t| ≥ )= t 值 2022/2/1 醫(yī)學統(tǒng)計學 44 二、配對樣本 t 檢驗 (paired ttest) 變量為配對兩組之差的 d 配對設計 ①兩同質受試對象分別接受兩種不同處理 ②同一受試對象分別接受兩種不同處理 前后測量設計 ③ 同一受試對象分別前后接受一種處理 2022/2/1 醫(yī)學統(tǒng)計學 45 兩種方法對乳酸飲料中脂肪含量的測定結果 (% ) 編號 (1 ) 哥特里－羅紫法 (2 ) 脂肪酸水解法 (3 ) 差值 d (4 )= (2 ) ? ( 3 ) 1 0 . 8 4 0 0 . 5 8 0 0 . 2 6 0 2 0 . 5 9 1 0 . 5 0 9 0 . 0 8 2 3 0 . 6 7 4 0 . 5 0 0 0 . 1 7 4 4 0 . 6 3 2 0 . 3 1 6 0 . 3 1 6 5 0 . 6 8 7 0 . 3 3 7 0 . 3 5 0 6 0 . 9 7 8 0 . 5 1 7 0 . 4 6 1 7 0 . 7 5 0 0 . 4 5 4 0 . 2 9 6 8 0 . 7 3 0 0 . 5 1 2 0 . 2 1 8 9 1 . 2 0 0 0 . 9 9 7 0 . 2 0 3 10 0 . 8 7 0 0 . 5 0 6 0 . 3 6 4 2 . 7 2 4 2022/2/1 醫(yī)學統(tǒng)計學 46 ，確定檢驗水準 H0： ?d =0，兩種方法的測定結果相同 H1： ?d≠0， ?= 911010??????????nSdtdd 2022/2/1 醫(yī)學統(tǒng)計學 47 P 值，作出推斷結論 t=＞ ,9= P＜ 按 ?=，拒絕 H0，接受 H1，有統(tǒng)計學意義。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。 2022/2/1 醫(yī)學統(tǒng)計學 48 三、兩樣本 t 檢驗 (two sample ttest) t 檢驗 試驗組和對照組空腹血糖下降值 (m m ol /L ) 試驗組X1 ( n1=20 ) 對照組X2 ( n2=20 ) 0 2022/2/1 醫(yī)學統(tǒng)計學 49 研究目的：阿卡波糖膠囊降血糖效果 試驗設計：同期隨機 對照 試驗 受試對象： 40名 II型糖尿病病人 試驗組：阿卡波糖膠囊 對照組：拜唐蘋膠囊 觀測指標：試驗 8周后空腹血糖下降值 (1)建立檢驗假設，確定檢驗水準 H0： ?1=?2 H1： ?1 ≠ ?2 ?= 2022/2/1 醫(yī)學統(tǒng)計學 50 (2)計算檢驗統(tǒng)計量 ?=n1+n2?2=(20+20?1)=38 2121 XX21XX2121SXXS)()XX(t??????????20 nSSXX)n1n1()1n()1n(S)1n(S)1n(XX )n1n1()1n()1n()XX()XX(XX)n1n1(SXXt22222121212122221121212122221121212C21???????????????????????????????2022/2/1 醫(yī)學統(tǒng)計學 51 6 8 4 4 38,2/??????Pt t按 ?= 水準，不拒絕