【正文】 ? 假設檢驗有兩類錯誤 ? 假設檢驗的基本思想、 P 值的含義、兩類錯誤、 t 檢驗和 u 檢驗的適用條件及用途。 小結 ? 假設檢驗是依據(jù)樣本提供的有限信息對總體作推斷的統(tǒng)計學方法，是在對研究總體的兩種對立的判斷之間作選擇的決策程序 ? 假設檢驗的過程：建立檢驗假設、計算統(tǒng)計量、確定P 值并與給定的 比較、做出結論?？尚? 區(qū)間 只能在預先規(guī)定的檢驗水準下進行計算，而 假設 檢驗能夠獲得一個確切的概率值（ P 值）。 差值d?的 95% 可信區(qū)間為： )10()(9, ???nstdd 1 7 2~ 1 7? 由于該可信區(qū)間不包含 0, 同樣拒絕 H0接受 H1， 與t檢驗的結論相同?？尚艆^(qū)間亦可部分回答假設檢驗的問題 。 第八節(jié) 假設檢驗與可信區(qū)間的區(qū)別與聯(lián)系 ? 可信區(qū)間用于推斷總體均數(shù)的范圍，而假設檢驗用于推斷總體均數(shù)間是否相等。 在統(tǒng)計學中是否拒絕0H的依據(jù)是小概 率事件定理 。因此，在假設 檢驗的推斷結論中，既要有統(tǒng)計結論，又要依據(jù)專業(yè)知識 做出專業(yè)結論。此“顯著性” 易被理解為二者差異大，或被理解為所分析的指標具有 “顯著效果”或“顯著價值”。 ? 2．正確選用檢驗方法 應根據(jù)研究目的、設計類型、資料類型及其分布特征等選用適當?shù)募僭O檢驗方法。嚴格 地說，?值也應事先確定，以保證一定檢驗效能。 ??1稱為檢驗效能或把握度（ p ow er of a t es t ）， 即兩總體確有差別時，按 ? 檢驗水準能識別 這種 差 別的能力。 通常，當樣本含量不變時，?越小，?越大；反 之，?越大，?越小。 2 . Ⅱ 型錯誤（ t y pe Ⅱ er r or ） 不拒絕實際上不成立的 0H，犯 Ⅱ 型錯誤的概率為?，它只有與特定的1H 結合起來才有意義。 第六節(jié) Ⅰ 型錯誤和 Ⅱ 型錯誤 1 . Ⅰ型錯 誤（ t y pe Ⅰ er r or ） 拒絕了實際上成立的0H， 理論上犯 Ⅰ 型錯誤的概率為 ? ， ? 值的大小視研究 目的確定。 例題： 來自正態(tài)分布總體的 2 個隨機樣本的血清 I gA （ u/ m l ）測定結果如下，試檢驗兩個方 差的齊性。 當21s和22s分別代表的總體方差相等時稱兩樣本方差齊； 反之，當21s和22s分別代表的總體方差不等時稱兩樣本 方差不齊。 附表 4 4 D 檢驗統(tǒng)計量 Y 的 P 分位數(shù) n 50 60 70 80 1 90 100 150 200 250 300 350 400 5 00 1 600 700 800 900 1000 第五節(jié) 兩個方差的齊性檢驗 在兩樣本 t 檢驗時，需先進行兩個方差的齊性檢驗。 ? ?102086934)1019(0399.)925()839()543()248()(2212221)1(???????????????????????????????????????niiniiinixxxxaW② 計算統(tǒng)計量 W 附表 4 3 W 檢驗統(tǒng)計量 W 的 P 分位數(shù) n 0 . 0 1 0 . 0 5 0 . 1 0 3 0 . 7 5 3 0 . 7 6 7 0 . 7 8 9 4 0 . 6 8 7 0 . 7 4 8 0 . 7 9 2 5 0 . 6 8 6 0 . 7 6 2 0 . 8 0 6 6 0 . 7 1 3 0 . 7 8 8 0 . 8 2 6 7 0 . 7 3 0 0 . 8 0 3 0 . 8 3 8 8 0 . 7 4 9 0 . 8 1 8 0 . 8 5 1 9 0 . 7 6 4 0 . 8 2 9 0 . 8 5 9 1 0 0 . 7 8 1 0 . 8 4 2 0 . 8 6 9 1 1 0 . 7 9 2 0 . 8 5 0 0 . 8 7 6 1 2 0 . 8 0 5 0 . 8 5 9 0 . 8 8 3 1 3 0 . 8 1 4 0 . 8 6 6 0 . 8 8 9 1 4 0 . 8 2 5 0 . 8 7 4 0 . 8 9 5 1 5 0 . 8 3 5 0 . 8 8 1 0 . 9 0 1 1 6 0 . 8 4 4 0 . 8 8 7 0 . 9 0 6 1 7 0 . 8 5 1 0 . 8 9 2 0 . 9 1 0 1 8 0 . 8 5 8 0 . 8 9 7 0 . 9 1 4 1 9 0 . 8 6 3 0 . 9 0 1 0 . 9 1 7 2 0 0 . 8 6 8 0 . 9 0 5 0 . 9 2 0 ┈ ┈ ┈ ┈ D檢驗（ D’Agosino） 當樣本含量為 1 0 0 050 ?? n 時，選擇 D 檢驗， ① 確定 檢驗假設及檢驗水準： :0H樣本來自正態(tài)分布總體 :1H樣本不是來自正態(tài)分布總體 選定檢驗水準 ? ② 計算統(tǒng)計量 Y ： )( ??DnY 其中????????niiniixxnxniD1231)()()21( ③ 根據(jù)檢驗水準 ? 查 Y 界值表。 8 4 ?W，8 6 ?W，所以 7 8 WW ??， ?P ，按 0. 10 檢驗水準不拒絕0H。 如果2/?WW ?，則 ??P ，拒絕0H，接受1H； 如果2/?WW ?，則 ??P ，不拒絕0H。 1g和2g為統(tǒng)計量，其抽樣分布為 近似 正態(tài)分布 ， 可利用 u 檢驗進行推斷。 矩法計算公式： 23223231)}1/(]/)(){ [2)(1(/)(23?????????????nnfXfXnnnfXfXfXfXng )3)(2()1(3)}1/(]/)(){ [3)(2)(1(]/)(3/)(64)[1( 22222422342??????????????????????nnnnnfXfXnnnnfXnfXfXfXfXfXnng 式中， X 為變量值，f為相同 X 的個數(shù)， n 為樣本含量； 對于頻數(shù)表資料， X 為組中值，f為各組段的頻數(shù)，fn ??。它是應用數(shù)學上矩的原理分別檢驗 偏度和峰度。 正態(tài)性檢驗的方法有 2 類： 一類是對偏度和峰度分別 用 一個指標評定 ，其中 矩法 （ m et hod of m o m ent ）效率較 高； 一類是僅用一個指標綜合評定 ，其中 W 檢驗 和 D 檢 驗 效率較高。在醫(yī)學研究中，偏態(tài)資料以正偏態(tài)居多。 正態(tài)分布有 2個特征，即 對稱性 （ symmetry）和正態(tài)峰 (mesokurtosis)。 樣本含量 n 足夠大（ 50?n ），或 n 雖小 但總體標準差 ? 已知； t 檢驗的應用條件： u檢驗應用條件： 第四節(jié) 正態(tài)性檢驗 醫(yī)學統(tǒng)計學中，許多統(tǒng)計方法僅適用于正態(tài)分布或近似正態(tài)分布資料。問該地 工 人與農民全血膽堿 脂酶活力有無差別？ 1 ． 建立假設，確定檢驗水準 0H:21 ?? ?， 1H:21