卡方檢驗方法ppt課件-文庫吧資料
2025-05-12 13:35本頁面
【正文】 （ 2）計算檢驗統(tǒng)計量 ? 當總例數(shù) n且所有格子的理論頻數(shù) T5時：用檢驗的基本公式或四格表資料檢驗的專用公式 : ?2= = ? ? ? ? ? ? 0 010 6 0 021 5 4 418 0 222 ?????? ?39 (3) 查 ?2界值表（附表 7）確定 P值， P＞ ，得出結論。 35 例 某藥品檢驗所隨機抽取 574名成年人，研究抗生素的耐藥性（資料如表 811）。 ? 檢驗的自由度取決于可以自由取值的格子數(shù)目 ， 而不是樣本含量 n。 33 3．作出統(tǒng)計結論 以 =1查 界值表，若 ，按 檢驗水準拒絕 ，接受 ，可認為兩總體率不同；若 ，按檢驗水準 不拒絕 ，尚不能認為兩總體率不同。 ??2 連續(xù)性校正僅用于 ν =1 的四格表資料，當 ν≥2 時，一般不作校正。 ? ??? TTAc22 )(?))()()(()( 222b + da + cc + da + bn| a d b c | = nc?31 ??2分布是一連續(xù)型分布，而四格表資料屬離散型分布，由此計算得的 ?2統(tǒng)計量的抽樣分布亦呈離散性質(zhì)。 如果 χ 2 值很大 ， 即相對應的 P 值很小 ， 若 P≤α，則反過來推斷 A與 T相差太大 ， 超出了抽樣誤差允許的范圍 ， 從而懷疑 H0的正確性 ， 繼而拒絕 H0， 接受其對立假設H1， 即 π1≠π2 。1))()()(()())(())(())(())(())(())(()(222222????????????????????????????????????????????????????????????????? ???dbcadcbanbcaddcbadbdcdcbadbdcddcbadbbadcbadbbabdcbacabadcbacabaaTTA?27 1．建立檢驗假設 ： ，兩總體率不等 ： ，兩總體率相等 0H 21 ?? ?1H 21 ?? ???檢驗統(tǒng)計量 χ2值反映了實際頻數(shù)與理論頻數(shù)的吻合程度 。 ?當 P 值一定時，自由度越大， x2越大。 ?理論上可以證明 ?（ AT） 2/T服從 x2分布，計算出 x2值后，查表判斷這么大的x2是否為小概率事件，以判斷建設檢驗是否成立。 0 3 6 9 12 15v=1 v=4 v=6 v=9 ),2,1( ???iu i19 ?2分布的形狀依賴于自由度 ν 的大?。? ① 當自由度 ν≤2時，曲線呈“ L”型； ② 隨著 ν 的增加，曲線逐漸趨于對稱； ③ 當自由度 ν →∞ 時，曲線逼近于正態(tài)曲線。 17 2?2?? 分布是一種連續(xù)型分布(Continuous distribution)， v 個相互獨立的標準正態(tài)變量 (standard normal variable) 的平方和稱為 變量，其分布即為 分布；自由度 (degree of freedom)為 v 。 16 χ2檢驗的基本公式 )1)(1(1)()( 222 ??????? ?? CRTTATTA ?? 上述 基本公式 由 Pearson提出，因此軟件上常稱這種檢驗為 Peareson卡方檢驗，下面將要介紹的其他卡方檢驗公式都是在此基礎上發(fā)展起來的。 T 0 1 2:H ? ? ???cp? 如本例，無效假設是 A藥組與 B藥組的總體有效率相等，均等于合計的陽性率 %（ 110/165）。即自由度的大小。所以， ?2 值反映了實際頻數(shù)與理論頻數(shù)的吻合程度， ?2 值大，說明實際頻數(shù)與理論頻數(shù)的差距大。 62 a 23 b 48 c 3 2 d 12 表 71 完全隨機設計兩樣本率比較的四格表 處理組 屬性 合計 陽性 陰性 1 A11 (T11) A12 (T12
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