假设检验基础 ppt课件
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学习要点：
1、熟悉假设检验的概念、原理、基本步骤； 2、掌握假设检验各方法要求条件及应用； 3、掌握假设检验的逻辑思维方法（p的意 义、结论的写作等）； 4、掌握一类、二类错误的定义及关系。
1
第一节 假设检验的概念和原理
一、概念：何谓假设检验？ 例6-1 已知北方农村儿童囟门闭合月龄是
14. 1个月，某观察者从东北某县抽查36名儿 童，得囟门闭合月龄平均为14.3月，标准差 5.08月。问该县儿童前囟门闭合月龄的均数 是否大于一般儿童？
服从正态分布 小n时 总体方差相等——t检验 如不符合上述两条件时——秩和检验 多组比较 完全随机——单因素方差分析 配伍组——双因素方差分析 拉丁方、析因等——多因素分析
9
3、确定p值，作出推断结论：
P的含义：是指无效假设（ H0）成立 的 概率。
t t(), p差别无统计学意义
t t(), p,差别有统计学意义
使用条件：要求差值d服从正态分布。
t d0 Sd / n
n-1
例6-2 某儿科采用静脉注射丙种球蛋白治疗 小儿急性毛细支气管炎。用药前后患儿血清 中免疫球蛋白IgG(mg/dl)含量如表6-1所示。 试问用药前后IgG有无变化？
见p88表6-1
H 0 : d 0, H1 : d 0 0.05
性别 例数 xs t
p
男
20 17.15 1.59
0.550 >0.50 从表女1可看出，34长春1市6.1932-161岁.42男女居民恒牙期腭弓
深度（mm）无差别(p>0.50)。
四、两样本资料的方差齐性检验 例6-5 见教材90页：
1、比较目的：推断样本均数所来自总体 与比较总体是否相同。
2、计算公式：
t
x0
sx
x0
s n
12
3、对p85例6-1进行t检验：
H:1.1 4
0
0
H 1:00.05
本例 tX-0 1.431.410.236
S/n 5.08/ 36
n136135
确定p值，作出推断结论：
本例 自由度υ=35 查t界值表判断，p434 查得t0.05(35)=1.690, 本例t=0.236< t0.05(35),p>0.05差别无统计学
H0 : 1 2(男 性 与 女 性 腭 弓 深同度）相 H1：1 （ 2 男 性 与 女 性 腭 弓不深同度） 0.05
n1 20, X1 17.15mm, S1 1.59mm
n2 34, X2 16.92mm, S2 1.42mm
S2 C
n1
1
S2 1
n2
1
S2 2
n1 n2 2
计算的统计量t越大，p就越小，越小就越 有理由认为有统计学意义。如
10
t t0.05() p0.05 差别无统计学意义，
即为按两总体无0.差0别5水。准，接受H0,拒绝H1，认
差别有统计学意义，
即t按t0.05() p水0准.05
拒绝H0，接受H1，0认.0为5两总体有差别。
11
第二节 t检验
一、单样本t检验（即样本均数与总体均数 的比较）：
百度文库意义，在0.05水准，接受H0,拒绝H1
尚不能认为东北某县儿童的囟门闭合月龄 大于北方儿童的。
14
二、配对设计资料的t检验
配对设计： ①将条件相同或相近的两个受试 对象配成对子，再将每对中的两个受试对象 随机分配到不同处理组。
②同一受试对象分别接受两种不同的处理； ③同一受试对象处理前后比较
1、推断目的：差值d的总体均数是否为0。
三、两组独立样本资料的t检验
（两样本均数的比较）
1、推断目的：推断两样本来自的总体均数 是否相等。
条件：要求样本来自正态总体,两样本来自的
总体方差相等.
公式： t
X1 X2
Sc2
1 n1
1 n2
n1 n2 2
SC2
n1
1S12 n2 1S22
n1 n2 2
例6-4 某口腔科测得长春市13-16岁男性居民 20人的恒牙期腭弓深度均值为17.15 mm,标准 差1.59mm,女性34人的均值为16.92mm,标准 差为1.42mm。根据这份数据可否认为该市 13-16岁居民腭弓深度有性别差异？
4
二、假设检验的基本原理（基本思想）：
为什么要进行假设检验？ 因为样本均数存在差别的原因有： ①完全由抽样误差造成 ②研究因素造成（本质上的差别） 统计上就是推断样本均数的差别，由①造成的 概率大小。
5
建立假设时注意： ①检验假设是设的总体而不是样本。 ②H0和H1 是对立的假设。后面的结论
2
北方农村儿童囟门闭合月龄总平均数μ0 ， 东北某县儿童囟门闭合月龄总平均数μ ，
X 14.3 月
μ0
s 5.08 月
μ
n 36
3
例2 某研究者研究减肥新药对肥胖者的疗效， 将20名肥胖者分成两组，一组用减肥新药减 肥，另组用每日跑步2小时减肥，一月后服 药组平均降5kg,跑步组平均下降3.5kg,认为 该新药减肥有效。 先建立假设（H0和H1），再选方法计算统 计量，然后判断H0这一假设成立的概率大小， 这一方法过程称为。
是根据H0和H1作出的，即接受H0则拒 绝H1 ，拒绝H0则接受H1，因此二者缺 一不可。 ③单侧检验和双侧检验的备择假设H1 不同。
8
2、选定检验方法，计算统计量：
是根据资料类型、设计方案、条件等选检验方法。
样本均数与总体均数比较——t检验 配对资料比较——配对 t检验 两均数比较 大n时—— u、t、F检验均可
用计算器的统计功能键 求出
d 475 .66 , sd 84 .2747 t d 0 475 .66 0 19 .552
sd / n 84 .2747 / 12
12 -1 11
查附2， 表t0.001,114.43,7得P0.00,在 10.0的 5 水准
拒绝 H0，差异有统计可 学以 意认 义为 ，用药后 IgG 升高。
2011.592 3411.422
20342
2.20
t X1X2 17.1-156.920.550
Sc2n11 n12
2.201( 1) 20 34
n1n2 22034252
查附表2（t界值表），t0.5,50==0.679,知P>0.50， 在α=0.05水准上尚不能拒绝H0。即不能认为 该市13-16岁居民腭弓深度有性别差异。 表1 长春市13-16岁男女居民恒牙期腭弓深度mm）
1、熟悉假设检验的概念、原理、基本步骤； 2、掌握假设检验各方法要求条件及应用； 3、掌握假设检验的逻辑思维方法（p的意 义、结论的写作等）； 4、掌握一类、二类错误的定义及关系。
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第一节 假设检验的概念和原理
一、概念：何谓假设检验？ 例6-1 已知北方农村儿童囟门闭合月龄是
14. 1个月，某观察者从东北某县抽查36名儿 童，得囟门闭合月龄平均为14.3月，标准差 5.08月。问该县儿童前囟门闭合月龄的均数 是否大于一般儿童？
服从正态分布 小n时 总体方差相等——t检验 如不符合上述两条件时——秩和检验 多组比较 完全随机——单因素方差分析 配伍组——双因素方差分析 拉丁方、析因等——多因素分析
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3、确定p值，作出推断结论：
P的含义：是指无效假设（ H0）成立 的 概率。
t t(), p差别无统计学意义
t t(), p,差别有统计学意义
使用条件：要求差值d服从正态分布。
t d0 Sd / n
n-1
例6-2 某儿科采用静脉注射丙种球蛋白治疗 小儿急性毛细支气管炎。用药前后患儿血清 中免疫球蛋白IgG(mg/dl)含量如表6-1所示。 试问用药前后IgG有无变化？
见p88表6-1
H 0 : d 0, H1 : d 0 0.05
性别 例数 xs t
p
男
20 17.15 1.59
0.550 >0.50 从表女1可看出，34长春1市6.1932-161岁.42男女居民恒牙期腭弓
深度（mm）无差别(p>0.50)。
四、两样本资料的方差齐性检验 例6-5 见教材90页：
1、比较目的：推断样本均数所来自总体 与比较总体是否相同。
2、计算公式：
t
x0
sx
x0
s n
12
3、对p85例6-1进行t检验：
H:1.1 4
0
0
H 1:00.05
本例 tX-0 1.431.410.236
S/n 5.08/ 36
n136135
确定p值，作出推断结论：
本例 自由度υ=35 查t界值表判断，p434 查得t0.05(35)=1.690, 本例t=0.236< t0.05(35),p>0.05差别无统计学
H0 : 1 2(男 性 与 女 性 腭 弓 深同度）相 H1：1 （ 2 男 性 与 女 性 腭 弓不深同度） 0.05
n1 20, X1 17.15mm, S1 1.59mm
n2 34, X2 16.92mm, S2 1.42mm
S2 C
n1
1
S2 1
n2
1
S2 2
n1 n2 2
计算的统计量t越大，p就越小，越小就越 有理由认为有统计学意义。如
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t t0.05() p0.05 差别无统计学意义，
即为按两总体无0.差0别5水。准，接受H0,拒绝H1，认
差别有统计学意义，
即t按t0.05() p水0准.05
拒绝H0，接受H1，0认.0为5两总体有差别。
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第二节 t检验
一、单样本t检验（即样本均数与总体均数 的比较）：
百度文库意义，在0.05水准，接受H0,拒绝H1
尚不能认为东北某县儿童的囟门闭合月龄 大于北方儿童的。
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二、配对设计资料的t检验
配对设计： ①将条件相同或相近的两个受试 对象配成对子，再将每对中的两个受试对象 随机分配到不同处理组。
②同一受试对象分别接受两种不同的处理； ③同一受试对象处理前后比较
1、推断目的：差值d的总体均数是否为0。
三、两组独立样本资料的t检验
（两样本均数的比较）
1、推断目的：推断两样本来自的总体均数 是否相等。
条件：要求样本来自正态总体,两样本来自的
总体方差相等.
公式： t
X1 X2
Sc2
1 n1
1 n2
n1 n2 2
SC2
n1
1S12 n2 1S22
n1 n2 2
例6-4 某口腔科测得长春市13-16岁男性居民 20人的恒牙期腭弓深度均值为17.15 mm,标准 差1.59mm,女性34人的均值为16.92mm,标准 差为1.42mm。根据这份数据可否认为该市 13-16岁居民腭弓深度有性别差异？
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二、假设检验的基本原理（基本思想）：
为什么要进行假设检验？ 因为样本均数存在差别的原因有： ①完全由抽样误差造成 ②研究因素造成（本质上的差别） 统计上就是推断样本均数的差别，由①造成的 概率大小。
5
建立假设时注意： ①检验假设是设的总体而不是样本。 ②H0和H1 是对立的假设。后面的结论
2
北方农村儿童囟门闭合月龄总平均数μ0 ， 东北某县儿童囟门闭合月龄总平均数μ ，
X 14.3 月
μ0
s 5.08 月
μ
n 36
3
例2 某研究者研究减肥新药对肥胖者的疗效， 将20名肥胖者分成两组，一组用减肥新药减 肥，另组用每日跑步2小时减肥，一月后服 药组平均降5kg,跑步组平均下降3.5kg,认为 该新药减肥有效。 先建立假设（H0和H1），再选方法计算统 计量，然后判断H0这一假设成立的概率大小， 这一方法过程称为。
是根据H0和H1作出的，即接受H0则拒 绝H1 ，拒绝H0则接受H1，因此二者缺 一不可。 ③单侧检验和双侧检验的备择假设H1 不同。
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2、选定检验方法，计算统计量：
是根据资料类型、设计方案、条件等选检验方法。
样本均数与总体均数比较——t检验 配对资料比较——配对 t检验 两均数比较 大n时—— u、t、F检验均可
用计算器的统计功能键 求出
d 475 .66 , sd 84 .2747 t d 0 475 .66 0 19 .552
sd / n 84 .2747 / 12
12 -1 11
查附2， 表t0.001,114.43,7得P0.00,在 10.0的 5 水准
拒绝 H0，差异有统计可 学以 意认 义为 ，用药后 IgG 升高。
2011.592 3411.422
20342
2.20
t X1X2 17.1-156.920.550
Sc2n11 n12
2.201( 1) 20 34
n1n2 22034252
查附表2（t界值表），t0.5,50==0.679,知P>0.50， 在α=0.05水准上尚不能拒绝H0。即不能认为 该市13-16岁居民腭弓深度有性别差异。 表1 长春市13-16岁男女居民恒牙期腭弓深度mm）