第六章假設檢驗基礎假設檢驗HypothesisTesting2023/2/62海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室統(tǒng)計推斷(statisticalinference)：參數估計

(parameterestimation)Whereistheparameter?假設檢驗(hypothesistest)Arethesesamplescomefromonepopulation?定義：由樣本信息對相應總體的特征進行推斷。2023/2/63海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室為什么要進行假設檢驗？例題：欲考察某藥物A預防孕婦早產的效果，某醫(yī)院的婦科進行一項臨床試驗。隨機抽取兩個樣本各15例孕婦：處理組（藥物A）嬰兒出生體重：均數為7.1kg

對照組（安慰劑）嬰兒出生體重：均數為6.3kg7.1kg≠6.3kg2023/2/65海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室處理組嬰兒出生體重對照組嬰兒出生體重總體A總體B樣本b（樣本均數6.3kg

）？樣本a（樣本均數7.1kg

）2023/2/66海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室統(tǒng)計量不同的兩種可能其一：本質上的差異（系統(tǒng)誤差，如藥物的作用）

(必然的、大于隨機誤差)其二：抽樣誤差

(偶然的、隨機的、較小的)兩種情況只有一個是正確的，且二者必居其一，需要我們作出推斷。2023/2/67海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室一、假設檢驗的思維邏輯2023/2/69海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室下面我們用一例說明這個原則：兩個盒子，各裝有100個球.小概率事件在一次試驗中不會發(fā)生.一個盒子中的白球和紅球數99個白球一個紅球…99個另一盒中的白球和紅球數99個紅球一個白球…99個2023/2/610海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室將盒子密封；現從兩盒中隨機取出一個盒子，問這個盒子里是白球99個還是紅球99個？2023/2/611海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室假設其中真有99個白球，摸出紅球的概率只有1/100，這是小概率事件.小概率事件在一次試驗中竟然發(fā)生了，不能不使人懷疑所作的假設.小概率反證法.2023/2/613海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室假設檢驗的概念HypothesisTesting對所估計的總體首先提出一個假設，然后通過樣本數據去推斷是否拒絕這一假設，稱為假設檢驗。2023/2/614海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室二、假設檢驗的基本步驟例6-1

在某市城區(qū)6所小學按概率抽樣方法抽取了400名小學生進行視力干預研究?；€調查時，干預組200人，屈光度的均數為-0.34D,標準差為0.21D;對照組200人，屈光度的均數為-0.57D,標準差為0.36D;試問：干預組和對照組小學生屈光度在基線時總體均數有無差別？2023/2/615海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室二、假設檢驗的基本步驟

1、建立檢驗假設，確定檢驗水準；2、選定檢驗方法，計算檢驗統(tǒng)計量；3、確定P值，作出推斷。2023/2/617海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室一對關于總體特征的假設：零假設(nullhypothesis)，記為H0，又稱原假設，表示目前的差異是由于抽樣誤差引起的。對立假設(alternativehypothesis)，記為H1，又稱備擇假設，表示目前的差異是主要由于本質上的差別引起。兩個假設既有聯系又互相獨立，應該包括兩種（也是所有）可能的判斷。要做出抉擇。1、建立檢驗假設，確定檢驗水準

2023/2/618海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室例6-1分析步驟：(1)建立檢驗假設，確定檢驗水準

H0:1＝2,干預組小學生和對照組小學生屈光度的總體均數相等；

H1:1≠2,干預組小學生和對照組小學生屈光度的總體均數不等。＝0.05。2023/2/619海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室統(tǒng)計量：是隨機樣本的函數，其計算公式中不應包含任何未知參數。選擇Z檢驗(2)計算統(tǒng)計量（statistic）2023/2/621海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室(3)確定P值,作出統(tǒng)計推斷

P值的定義：在零假設成立的條件下，出現統(tǒng)計量目前值及更不利于零假設數值的概率（累積概率）。P≤α,為小概率事件，“不大可能”犯假陽性錯誤，拒絕H0；接受H1。P＞α,不是小概率事件，“頗有可能”犯假陽性錯誤，沒有足夠的理由拒絕H0；

2023/2/622海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室查附表1，或t界值表(=時)

，得P<0.001，按

=0.05水準，拒絕H0，接受H1，差異有統(tǒng)計學意義，可認為干預組小學生和對照組小學生屈光度的總體均數不等。例6-1(3)確定P值,作出統(tǒng)計推斷2023/2/623海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室法官的審判真實情況法官審判的結果有罪

無罪無罪錯誤正確有罪正確錯誤無罪假設2023/2/625海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室1-β01-H0：=01t（界值）H1：=1>01I、II型錯誤示意（以單側t檢驗為例）t（ν）2023/2/626海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室t檢驗的應用條件隨機樣本；正態(tài)性(Normality)：來自正態(tài)分布總體；方差齊性(Homoscedasticity)：兩個均數比較時，要求兩總體方差相等。以上條件的考察方法后續(xù)介紹。2023/2/629海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室一、單樣本資料的t檢驗（onesamplet-test）檢驗的目的：推斷該樣本來自的總體均數μ是否與已知的某一總體均數μ0相等。已知總體均數μ0一般指已知的理論值、標準值或大量觀察得到的穩(wěn)定值。認為這是一個確定的總體特征。2023/2/630海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室例

已知北方地區(qū)一般兒童前囟門閉合月齡為14.1個月。某研究人員從東北某縣（缺鈣地區(qū)）抽取36名兒童，得囟門閉合月齡均值為14.3個月，標準差為5.08個月。問該縣兒童前囟門閉合月齡的均數是否大于一般兒童？2023/2/631海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室(1)建立檢驗假設，確定檢驗水準

H0：=0該縣兒童前囟門閉合月齡與一般兒童相等。(意為就總體而言，該縣兒童前囟門閉合月齡與一般兒童的均數相等)

H1：>0該縣兒童前囟門閉合月齡高于一般兒童。單側=0.05檢驗步驟2023/2/632海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室（2）選定檢驗方法，計算檢驗統(tǒng)計量樣本均數與總體均數0間的差別可以用統(tǒng)計量t來表示：統(tǒng)計量t表示，在標準誤的尺度下，樣本均數與總體均數0的偏離。

2023/2/633海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室總體樣本t1t2t3t4tn0t分布P(-t/2,<t<t/2,)=1-理論基礎：t分布2023/2/634海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室

2.計算統(tǒng)計量

2023/2/635海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室自由度概率，Pν單側0.250.200.100.050.0250.010.0050.00250.0010.0005雙側0.500.400.200.100.050.020.010.0050.0020.001350.6820.8521.3061.6902.030

2.4382.7242.9963.3403.591360.6810.8521.3061.6882.0282.4342.7192.9903.3333.582370.6810.8511.3051.6872.0262.4312.7152.9853.3263.574380.6810.8511.3041.6862.0242.4292.7122.9803.3193.566390.6810.8511.3041.6852.0232.4262.7082.9763.3133.558400.6810.8511.3031.6842.0212.4232.7042.9713.3073.551500.6790.8491.2991.6762.0092.4032.6782.9373.2613.4962023/2/636海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室（3）確定P值，做出推斷：

如果H0

成立，是否有可能得到現有結果？

查附表2，t界值表，t0.05,35=1.690，t0.25,35=0.682，由于本例t=0.236，

t<t0.05,35,且t<t0.25,35，

得不僅P>0.05，且P>0.25。注意：查單側t界值

2023/2/637海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室統(tǒng)計學結論：本例P>0.05，按

=0.05的水準，不拒絕H0，差別沒有統(tǒng)計學意義。專業(yè)的結論：尚不能認為該縣兒童前囟門閉合月齡高于一般兒童。作結論：2023/2/638海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室二、配對設計資料的t檢驗（paireddesign）定義（P288頁）：是采用配對隨機化，將研究對象分配到不同的處理組的實驗設計方法。優(yōu)點：控制非實驗因素對結果的影響特點：資料成對，每對數據不可拆分。2023/2/639海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室配對形式異體配對：（分為同源配對設計、條件相近者配對設計）為消除混雜因素的影響，將某些重要特征相似的每兩個受試對象配成一對，配對的兩個受試對象分別接受兩種不同的處理；自身配對：同一受試對象的兩部位分別接受兩種處理。如：處理前后（服藥前后）；（注意：受試對象不隨時間變化）；給予兩種檢驗方法或診斷方法；2023/2/640海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室例6-2為了研究孿生兄弟的體重是否與其出生順序有關，共收集了15對孿生兄弟的出生順序和出生體重，見表。問：孿生兄弟中先出生者的體重與后出生者的體重是否相同？2023/2/641海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室表6-215對孿生兄弟的出生體重（kg）序號先出生者體重后出生者體重差值12.792.690.1023.062.890.1732.342.240.1043.413.370.0453.483.50-0.0263.232.930.3072.272.240.0382.482.55-0.0793.032.820.21103.073.050.02113.613.580.03122.692.660.03133.093.20-0.11142.982.920.06152.652.600.052023/2/642海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室比較方法：1、首先求出各對差值(d)的均數。

在理論上，若兩種處理無差別，差值d的總體均數μd應為0。

2、將配對設計的兩樣本均數比較，轉化成為平均差值與總體均數μd=0的比較。配對t檢驗的實質：檢驗樣本差值的總體均數是否為0。2023/2/643海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室

假定差值服從正態(tài)分布，進行檢驗。2023/2/644海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室分析策略：差值均數與0比較(1)建立檢驗假設，確定檢驗水準

H0：d＝0，先出生者與后出生者體重的差值（kg）的總體均數為0；

H1：d≠0，先出生者與后出生者體重的差值（kg）的總體均數不為0。＝0.05。2023/2/645海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室

(2)計算檢驗統(tǒng)計量t

2023/2/646海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室（3）確定P值，作出推斷。查表得，t0.05/2，14=2.145，t0.02/2，14=2.624，本例t0.02/2，14>t=2.33>t0.05/2，11,故0.02<P<0.05。

作結論：在a=0.05的水準上，拒絕H0，接受H1，差別有統(tǒng)計學意義，可以認為孿生兄弟的出生體重與出生順序有關，且先出生者的出生體重大于后出生者的出生體重。2023/2/647海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室例6-3用兩種方法測定12份血清樣品中鎂離子的含量，問兩種方法測定結果有無差異？表6-3兩種方法測定血清Mg（mmol/L）的結果試樣號甲基百里酚藍法葡萄糖激酶兩點法差值10.940.920.0221.021.010.0131.141.110.0341.231.220.0151.311.32-0.0161.411.42-0.0171.531.510.0281.611.610.0091.721.720.00101.811.82-0.01111.931.930.00122.022.04-0.022023/2/648海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室假定血清鎂離子測定結果的差值服從正態(tài)分布(1)建立檢驗假設，確定檢驗水準H0：d＝0，即兩種方法測定結果之差的總體均數為0；

H1：d≠0,即兩種方法測定結果之差的總體均數不為0；＝0.05。

(2)計算檢驗統(tǒng)計量t

2023/2/649海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室（3）確定P值，作出推斷。查表得，t0.05/2，11=2.201，

t0.40/2，11=0.876，t0.50/2，11=0.697

本例t0.50/2，11<t=0.764<t0.40/2，11,故0.40<P<0.50

作結論：按＝0.05的檢驗水準，不拒絕H0，差別無統(tǒng)計學意義，尚不能認為兩法測定結果不同。2023/2/650海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室三、兩獨立樣本資料的t檢驗

（完全隨機設計、成組設計）1、將受試對象完全隨機分入兩組，接受兩種不同的處理（視為代表兩不同總體的獨立樣本）試驗組與對照組，新藥組與傳統(tǒng)藥組2、從兩個總體中完全隨機地抽取一定數量觀察對象，對測量指標進行比較：男性與女性，中國人和美國人，不同職業(yè)類型等2023/2/651海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室

目的：推斷兩樣本各自代表的總體均數μ1與μ2是否相等。特點：樣本含量ｎ較小。兩種情況(一)兩樣本所屬總體方差相等：(二)兩樣本所屬總體方差不等：2023/2/652海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室t檢驗的應用條件獨立性(Independence)：隨機樣本；正態(tài)性(Normality)：兩總體均服從正態(tài)分布；方差齊性(Homogeneityofvariance)：兩個總體均數比較時，要求兩總體方差相等。2023/2/653海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室例6-4某醫(yī)師要觀察兩種藥物對原發(fā)性高血壓的療效，將診斷為Ⅱ期高血壓的20名患者隨機分為兩組（兩組基線時血壓之間的差別無統(tǒng)計學意義）。卡托普利組：1217138410912107尼莫地平組：1181213910807163個月后觀察舒張壓下降的幅度（mmHg）,試比較兩藥的降壓效果有無差異？2023/2/654海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室t檢驗條件：經檢驗，兩組患者舒張壓的下降值均服從正態(tài)分布；具有方差齊性。2023/2/655海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室分析步驟：(1)建立檢驗假設，確定檢驗水準

H0:1＝2,兩組患者舒張壓下降值的總體均數相等；

H1:1≠2,兩組患者舒張壓下降值的總體均數不等。＝0.05。(2)計算檢驗統(tǒng)計量t~t（ν）

自由度=n1+n2-2

。2023/2/656海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室均數之差的標準誤聯合方差(方差的加權平均)均數之差的標準誤2023/2/657海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室2023/2/658海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室(2)計算統(tǒng)計量

2023/2/659海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室(3)確定P值，作出推斷。

查表得，v=10+10-2=18，t0.05/2,18=2.101,t<t0.05/2,18,P>0.05，按＝0.05水準，不拒絕H0，差別有沒統(tǒng)計學意義，尚不能認為兩種藥物的降壓效果有差別。2023/2/660海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室2023/2/661海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室2023/2/662海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室2023/2/663海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室2023/2/664海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室2023/2/665海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室2023/2/666海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室Spss運行結果2023/2/667海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室Spss運行結果2023/2/668海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室用近似t檢驗－－檢驗常用方法：Cochran&Cox法（1950）：對臨界值進行校正Satterthwaite法（1946）Welch法（1947）對自由度進行校正2.兩樣本所屬總體方差不等2023/2/669海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室檢驗假設為

H0：μ1=μ2，H1：μ1≠μ2統(tǒng)計量的計算自由度Satterthwaite近似t檢驗2023/2/670海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室例7-5為了比較特殊飲食與藥物治療改善血清膽固醇（mmol/L）的效果，將24名志愿者隨機分成兩組，每組12人，甲組為特殊飲食，乙組為藥物治療組。受試者試驗前后各測量一次血清膽固醇（mmol/L），差值結果見表，請比較兩種措施的效果是否相同？

表7-4兩種降血清膽固醇措施差值的結果

組別例數均數（mmol/L）標準差（mmol/L）特殊飲食組120.55920.5110藥物治療組120.14670.21072023/2/671海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室分析過程1、經正態(tài)性檢驗，兩組差值總體上均服從正態(tài)分布2、經方差齊性檢驗，方差不齊。3、為隨機樣本選用近似t檢驗方法2023/2/672海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室分析步驟：(1)建立檢驗假設，確定檢驗水準

H0:1＝2,兩種降血清膽固醇措施的效果相同；

H1:1≠2＝0.05。(2)計算檢驗統(tǒng)計量

校正自由度2023/2/673海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室（3）確定P值，作出推斷。查表得，t0.05/2,12=2.179,

本例t=2.733>t0.05/2,12，

P<0.05,按＝0.05水準，拒絕H0，接受H1，差別有統(tǒng)計學意義，可以認為兩種降血清膽固醇措施改變值的總體均數有差異，即兩種措施的效果有差異。2023/2/674海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室圖6-1P1112023/2/675海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室說明對于大樣本，兩個均數的比較可以用Z檢驗，也可以用t檢驗，二者結果接近。對于小樣本，兩個均數的比較應該用t檢驗，而不能用Z檢驗，因其將P值估計過小，更易得到拒絕H0的結論，容易犯一類錯誤。2023/2/676海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室四、兩獨立樣本資料的方差齊性檢驗

（homogeneityofvariance）設：兩個隨機樣本分別獨立地來自兩個正態(tài)總體。1、建立檢驗假設，確定檢驗水準H0:σ12=σ22,即兩總體的方差相等H1:σ12≠σ22,即兩總體的方差不等α＝0.052023/2/677海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室樣本方差比的分布Levene法：從同一總體隨機抽取的兩樣本的方差，

H0成立時，方差比(大方差/小方差)的分布服從F分布判斷標準：若F≥Fα(ν1,ν2),

則有P≤α差別有統(tǒng)計學意義。若F<Fα(ν1,ν2),

則有P>α差別無統(tǒng)計學意義2023/2/678海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室F附表3-2,465頁F值越大，P值越小2023/2/679海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室例6-6某口腔醫(yī)院選擇所在市40-50歲慢性牙周炎患者36例，測得吸煙組（18人）菌斑指數（PLI）均值為84.71，標準差為8.14；非吸煙組（18人）菌斑指數的均值為82.20，標準差為6.18，試檢驗兩總體方差是否相等？2023/2/680海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室方差齊性檢驗吸煙組非吸煙組？22＝？標準差:6.1812＝？標準差:8.142023/2/681海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室兩組方差的比較(1)建立檢驗假設，確定檢驗水準

H0：12=22 H1：12≠22

=0.05。(2)計算統(tǒng)計量(3)確定p值，作出推斷查表得，F0.05/2,(17,17)=2.67,P>0.05,=0.05水準，不拒絕H0。尚不能認為兩組的總體方差不相等。2023/2/682海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室2023/2/683海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室例6-5的方差齊性檢驗(1)建立檢驗假設，確定檢驗水準

H0：12=22 H1：12≠22

=0.05。(2)計算統(tǒng)計量(3)確定p值，作出推斷查表得，F0.05/2,(11,11)=3.47,P<0.05,=0.05水準，拒絕H0，接受H1

，可以認為兩組的總體方差不相等。2023/2/684海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室說明對于大樣本，兩個均數的比較，可以用Z檢驗，也可以用t檢驗，結果很接近；對于小樣本，兩個均數的比較應該用t檢驗而不應該用Z檢驗，因相同尾部面積時，Z檢驗界值小與t界值，更容易拒絕H0，即P值較小。會把原本可能無統(tǒng)計學意義的資料解釋為有統(tǒng)計學意義。2023/2/685海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室第三節(jié)二項分布與Poisson分布資料的Z檢驗2023/2/686海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室

1、單樣本資料的Z檢驗（樣本率與總體率的比較）如果二項分布的π或1－π不太小，當n足夠大時，一般nπ和n（1－π）均大于5時，在n次隨機試驗中某事件發(fā)生次數X及發(fā)生頻率P的分布近似正態(tài)分布。因此，樣本率和總體率之間、兩個樣本率之間差異的判斷可用Z檢驗。

一、二項分布頻率資料的Z檢驗2023/2/687海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室對于假設H0:π=π0,H1:π≠π0H0成立時，檢驗統(tǒng)計量如果根據樣本算得的Z值偏大，有理由拒絕H02023/2/688海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室樣本不太大時，需要做連續(xù)性校正2023/2/689海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室例6-7新生兒染色體異常率為0.01,2010年某醫(yī)院出生的400名新生兒，發(fā)現1名染色體異常，請問當地新生兒染色體異常率是否低于一般水平？（本例題nπ=4<5，例題不好）

檢驗步驟：（1）建立檢驗假設，確定檢驗水準H0：π=0.01H1：π<0.01α=0.052023/2/690海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室(2)計算檢驗統(tǒng)計量（3）確定P值，作出統(tǒng)計推斷:∵Z0.05=1.64,∴P>0.05.按照α=0.05水準，不拒絕H0。差別無統(tǒng)計學意義。還不能認為當地新生兒染色體異常率低于一般水平。2023/2/691海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室2、兩組獨立樣本頻率的Z檢驗2023/2/692海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室例6-8例6-8為了解某校本科生體質合格率的性別差異，隨機抽查了本科男生110人和女生130人，其中男生有100人合格，女生有70人合格，問：該校本科男女生體制合格率是否不同？

檢驗步驟：（1）建立檢驗假設，確定檢驗水準H0：π=0.01H1：π<0.01α=0.052023/2/693海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室(2)計算檢驗統(tǒng)計量2023/2/694海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室（3）確定P值，作出統(tǒng)計推斷:∵Z0.05/2=1.96,∴P<0.001.按照α=0.05水準，拒絕H0,接受H1。差別有統(tǒng)計學意義?？梢哉J為該校本科男生的體制合格率與女生不同，男生高于女生。2023/2/695海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室Poisson分布：是一種離散型分布，用以描述單位時間、空間、面積等的罕見時間發(fā)生次數的概率分布。

可能發(fā)生這類事件的觀察例數n往往很大,但這類事件的實際發(fā)生例數卻很小(π<0.001)Poisson分布記為X~P(λ),X為觀察單位內某稀有事件發(fā)生的次數。

λ為Poisson分布的唯一參數。二、Poisson分布資料的Z檢驗2023/2/696海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室二、Poisson分布資料的Z檢驗當總體均數λ≥20時，Poisson分布近似正態(tài)分布。實際應用時，總體均數一般未知，可通過觀察樣本計數是否大于20來判斷。2023/2/697海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室當總體均數λ≥20時，Poisson分布近似正態(tài)分布，則其概率計算可以用正態(tài)分布概率來近似。

一、單樣本資料的Z檢驗1.建立檢驗假設，確定檢驗水準：

H0:λ=λ0,H1:λ≠λ0,（λ0為一定值，如總體均數）

α=0.052.選定檢驗方法，計算檢驗統(tǒng)計量3、確定P值，作出推斷結論2023/2/698海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室例6-9某市計劃2005年接種吸附百白破聯合疫苗后無菌化膿發(fā)生率控制在25/10萬人次以內。該市隨機抽查2005年接種吸附百白破聯合疫苗125538人次，其中發(fā)生無菌化膿例數為38例，試問2005年該市無菌化膿發(fā)生率能否達到要求？2023/2/699海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室分析：1、接種疫苗后無菌化膿發(fā)生人數很少，可看成服從poisson分布2、按10萬人次，2005年計劃發(fā)生無菌化膿人數控制在25＞20，實際發(fā)生無菌化膿次數38/125538=30.27/10萬人次，30.27＞20，故采用poisson分布單樣本資料的z檢驗。2023/2/6100海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室檢驗步驟1.建立檢驗假設，確定檢驗水準：

H0:λ=25,H1:λ＞25,α=0.05，單側檢驗2.選定檢驗方法，計算檢驗統(tǒng)計量3、確定p值，作出推斷結論

查表得z=1.054,相對應的單側p=0.1446＞0.05，按α=0.05水準，尚不能拒絕H0,可以認為2005年該市無菌化膿發(fā)生率能達到要求，在控制范圍內。2023/2/6101海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室2、兩獨立樣本資料的Z檢驗

條件：當兩總體均數都大于20時，依據poisson分布此時近似正態(tài)分布的原理，可以應用z檢驗對其總體均數進行推斷。H0:λ1=λ2,H1:λ1≠λ2當兩樣本觀測單位數相等時，

X1與X2為兩樣本計數當兩樣本觀測單位數不等時，為兩樣本多次觀察平均數，n為觀測單位數2023/2/6102海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室例6-10某市在對不同性別成年人（18歲以上）意外傷害死亡情況有無差異的研究中，隨機抽取了該市2002年男女疾病監(jiān)測數據各10萬人，因意外傷害死亡的人數男女分別為51人和23人。試問：2002年不同性別每10萬人口意外傷害死亡平均人數是否相等。2023/2/6103海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室分析1、10萬成年人中意外傷害死亡人數很少，因而可以看成是服從poisson分布2、隨機抽取的監(jiān)測數據中，意外傷害死亡的男女人數分別為51，23，都大于20，故可采用poisson分布兩獨立樣本資料的z檢驗。2023/2/6104海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室檢驗步驟1.建立檢驗假設，確定檢驗水準：

H0:λ1

=λ2,H1:λ1≠λ2α=0.05，雙側檢驗2.選定檢驗方法，計算檢驗統(tǒng)計量以10萬人口作為一個觀察單位，兩組觀察單位相等，于是有2023/2/6105海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室檢驗步驟3、確定p值，作出推斷結論

Z=3.2549≌3.25,相對應的雙側p=0.0024<0.05，按α=0.05水準，拒絕H0,可以認為該市不同性別意外傷害死亡平均人數有差異，且男性較高。2023/2/6106海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室例6-11

某車間改革生產工藝前，測得三次粉塵濃度，每升空氣中分別有38、29、36顆粉塵；改進工藝后，測取兩次，分別為25、18顆粉塵。問：工藝改革前后平均粉塵濃度有無差別？2023/2/6107海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室分析1、每升空氣中粉塵顆粒數很少，因而可以看成是服從poisson分布。2、隨機抽取的監(jiān)測數據中，改革生產工藝前粉塵濃度,改進工藝后粉塵濃度，都大于20故可采用poisson分布兩獨立樣本資料的Z檢驗。3、工藝改革前后觀測單位數不等，故應用式6-162023/2/6108海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室檢驗步驟1.建立檢驗假設，確定檢驗水準：

H0:λ1

=λ2,H1:λ1≠λ2α=0.05，雙側檢驗2.選定檢驗方法，計算檢驗統(tǒng)計量兩組觀察單位數不等，于是有2023/2/6109海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室檢驗步驟3、確定p值，作出推斷結論

Z=2.723≌2.72,相對應的雙側p=0.007<0.05，按α=0.05水準，拒絕H0,可以認為工藝改革前后粉塵濃度不同，由于，可以認為改革工藝后粉塵濃度較低2023/2/6110海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室第四節(jié)假設檢驗與區(qū)間估計之間的關系

統(tǒng)計推斷：參數估計、假設檢驗如配對設計資料差值的的雙側95%置信區(qū)間為：兩獨立樣本資料的總體均數差值的雙側1-α可信區(qū)間為每一種區(qū)間估計都可以對應一種假設檢驗方法。2023/2/6111海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室1、置信區(qū)間具有假設檢驗的主要功能如例6-2對15對孿生兄弟出生體重差值的總體均數做區(qū)間估計，得其95%可信區(qū)間為顯然，H0：不在此區(qū)間之內，因而拒絕H0經假設檢驗，得0.005＜p＜0.01，拒絕H0?？梢?，兩者的結論是等價的。置信區(qū)間也具有假設檢驗的主要功能。2023/2/6112海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室再如例6-4兩個總體均數差值的置信區(qū)間為差值0在此區(qū)間內，則兩總體均數相等。與假設檢驗結論一致。2023/2/6113海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室2、置信區(qū)間可提供假設檢驗沒有提供的信息

如降血壓藥至少要使血壓平均降低10mmHg以上才認為具有臨床治療意義，10mmHg是具有實際意義的值置信區(qū)間2023/2/6114海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室

1、由于假設檢驗可以提供確切的概率值，從而能夠為統(tǒng)計學判斷提供精確的概率保證。置信區(qū)間只能在預先給定的置信度100（1-α）%水平上進行推斷是否拒絕H0

。在不拒絕H0的場合，假設檢驗可以對檢驗的功效（power,效能）做出估計,從而可以評價是否差異能力較強的情形下不拒絕H0，

置信區(qū)間則不能提供此信息。3.假設檢驗比置信區(qū)間多提供的信息2023/2/6115海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室聯系置信區(qū)間與相應的假設檢驗既能提供相互等價的信息，又有各自不同的功能。結合起來，可以提供更為全面、完整的信息。因此，國際上規(guī)定，在報告假設檢驗結論的同時，必須報告相應區(qū)間估計的結果。2023/2/6116海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室第五節(jié)假設檢驗的功效一、假設檢驗的兩類錯誤。表6-3假設檢驗中的兩類錯誤客觀實際情況檢驗結果拒絕H0不拒絕H0H0真(來自同一總體)第Ⅰ類錯誤(犯錯誤概率為α)結論正確(1-α)H0假(來自不同總體)結論正確(1-β)第Ⅱ類錯誤(犯錯誤概率為β)第Ⅰ類錯誤：如果實際情況與H0一致，由于抽樣的原因，使得統(tǒng)計量的觀察值落到拒絕域，拒絕原本正確的H0

，導致推斷結論錯誤。這樣的錯誤叫做——。第Ⅱ類錯誤：如果實際情況與H0不一致，由于抽樣的原因，使得統(tǒng)計量的觀察值落到接受域，不能拒絕原本錯誤的H0

，導致推斷結論錯誤。這樣的錯誤叫做——。2023/2/6117海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室α取為0.05的含義：

如果原假設H0成立，按照同樣的方法在原假設H0規(guī)定的總體中重復抽樣，那么在每100次檢驗結論中平均可以有5次拒絕H0（假陽性！犯第一類錯誤）β的意義：

如果H0并不成立，即所研究的總體與H0有實質差異（例如μ1≠μ2），按照同樣的方法在總體中重復抽樣，那么在每100次檢驗結論中平均可以有100*β次不拒絕H0（假陰性，犯第二類錯誤）

H0并不成立時，檢驗統(tǒng)計量的精確分布往往難以確定，β難以估計.2023/2/6118海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室Ⅰ型錯誤與Ⅱ型錯誤示意圖（以單側Z檢驗為例）當樣本含量一定時,α概率越小,β概率越大;α概率越大,β概率越小.

實際應用中，往往通過α控制β。例如，樣本量確定時，如要減小β，就把α取大一些。2023/2/6119海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室二、假設檢驗的功效（poweroftest,檢驗效能）

定義為（1-β），意義：即當所研究的總體與H0確有差別時，按檢驗水準α能發(fā)現它（拒絕H0）的概率。（1-β）=0.90的含義：當H0不成立時，理論上在每100次抽樣中，在α

的檢驗水準上平均有90次能正確的拒絕H0

。一般情況下，對同一檢驗水準α，功效大的檢驗方法更可取。一般要求檢驗效能要在0.80以上。2023/2/6120海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室功效的應用應用：1、用于在設計階段估計樣本含量。

2、在假設檢驗結果的解釋和評價中，當不拒絕H0時，可以事后估計檢驗效能的值，有助于判斷是總體參數確實沒有差別，還是由于樣本量太小導致的檢驗效能不足，如1-β<0.75（結果不可靠）。2023/2/6121海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室1.單樣本設計資料t檢驗的功效；n——樣本含量，σ——總體標準差，δ——欲發(fā)現的最小差異或容許誤差。（即樣本統(tǒng)計量與總體參數之差）Zα——在α水平上的標準正態(tài)界值，根據檢驗設定取單側或雙側Zβ——在β水平上的標準正態(tài)界值，總是單側鄰界值。算得Zβ后，根據Zβ的數值反查標準正態(tài)分布表來確定β，進而得到1-β(1)計算Zβ：2023/2/6122海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室Zβ是正值時，可以肯定檢驗效能一定大于0.50，此時應使用-Zβ的值查標準正態(tài)分布曲線下面積，得到β值，從而計算1-β。Zβ是負值時，可以肯定檢驗效能一定小于0.50，此時直接使用Zβ的值查標準正態(tài)分布曲線下面積，得到1-β。2023/2/6123海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室6-12

已知北方地區(qū)一般兒童前囟門閉合月齡為14.1個月。某研究人員從東北某縣（缺鈣地區(qū)）抽取36名兒童，得囟門閉合月齡均值為14.3個月，標準差為5.08個月。問該縣兒童前囟門閉合月齡的均數是否大于一般兒童？2023/2/6124海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室例6-12經t檢驗得t=0.236，P>0.05,不拒絕H0，還不能認為該縣兒童囟門閉合月齡大于一般兒童。計算該t檢驗的檢驗功效。假定根據現有知識，可取σ=5.0個月，實際差別d=14.3-14.1=0.20,設定容許誤差δ=0.50個月，Zα=0.05=1.645(2)計算1-β=Φ(-1.045)=0.14692023/2/6125海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室二、兩獨立樣本資料t檢驗的功效；n:樣本含量，σ：總體標準差，δ：有意義的最小檢出差，或容許誤差。Zα:在α水平上的標準正態(tài)差值(1)計算Zβ：2023/2/6126海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室例6-13計算例6-5檢驗的功效。假定：根據現有知識取容許誤差δ=0.1mmol/L，σ=0.35mmol/L，Zα/2=1.96查標準正態(tài)分布表，-1.261對應的上側尾部面積，得到β=0.8962,1-β=0.1038.說明，檢驗功效太小，即發(fā)現δ=0.1mmol/L的差別的機會還有10.38%。2023/2/6127海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室3.影響檢驗效能的主要因素主要因素有4個：1、總體參數2、個體差異（標準差）3、樣本量4、檢驗水準總體參數的差異越大、個體差異（標準差）越小，樣本量越大，檢驗水準越小，則檢驗效能越大2023/2/6128海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室在假設檢驗結果的解釋和評價中，特別是未能拒絕H0時，事后估計1-β，有助于判斷是總體參數確實沒有差別，還是樣本量太小導致的檢驗效能不足。如：1-β<80%.2023/2/6129海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室應用檢驗方法必須符合其適用條件：應根據設計類型、變量類型、樣本大小等因素選擇相應的檢驗方法，并注意不同檢驗方法的適用條件。如t檢驗要求樣本來自正態(tài)分布總體，方差齊同。配對設計的資料不宜用兩獨立樣本的t檢驗。三、應用假設檢驗的注意事項2023/2/6130海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室雙側檢驗與單側檢驗選擇要結合專業(yè)實際；選擇要在計算檢驗統(tǒng)計量之前；在相同的檢驗水準下，正確地選擇單側檢驗將比雙側檢驗得到更多的檢驗效能。2023/2/6131海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室2、權衡兩類錯誤的危害以確定α的大小當樣本量一定時，第一類錯誤的概率α變小時，第二類錯誤的概率β就變大。反之亦然。在可能出現的兩類錯誤之中，往往會有一種錯誤危害較大。要權衡兩類錯誤的危害來確定α的大小。例如，在一種新藥與常規(guī)藥間療效比較的假設檢驗中，如果犯第一類錯誤，意味著可能過高評價療效一般的新藥，淘汰比較成熟的常規(guī)藥物。為了不輕易淘汰比較成熟的常規(guī)藥物，應控制第一類錯誤的概率，減小α

再如，方差齊性檢驗、擬合優(yōu)度檢驗中，為減小犯第二類錯誤的概率，可適當增加α。2023/2/6132海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室3.正確理解P值的意義

P值很小時，拒絕H0,接受H1，但是不要把很小的P值誤解為總體參數間差異很大。拒絕H0只是說差異不為零，P值小只是說犯一類錯誤的機會遠小于α。要求：在報告檢驗結論時，如果P<α，應說差異“有統(tǒng)計學意義（statisticallysignificance）”同時寫明P的數值或范圍。將P<0.05說成“差異顯著”或將

P<0.01說成“差異非常顯著”都是不對的。當P接近α時，不能簡單地拒絕或不拒絕H0，應該繼續(xù)觀察研究。2023/2/6133海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室附**：第六節(jié)正態(tài)性檢驗資料是否來自正態(tài)分布總體，對統(tǒng)計方法的確定具有重要意義。兩類方法：一、圖示法1、P-P圖法2、Q-Q圖法二、統(tǒng)計檢驗法1、w檢驗2、D檢驗3、矩法2023/2/6134海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室一、圖示法1、P-P圖法（proportion-proportionplots）橫坐標——樣本的累計頻率（百分比）；縱坐標——按正態(tài)分布計算的相應累計概率；散點——樣本值判斷方法——若資料服從正態(tài)分布，樣本點應圍繞第一象限的對角線散布。2023/2/6135海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室2023/2/6136海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室一、圖示法2、Q-Q圖法（quantile-quantileplots）橫坐標——樣本的百分位數；縱坐標——按正態(tài)分布計算的相應百分位數；散點——樣本值判斷方法——若資料服從正態(tài)分布，樣本點應圍繞第一象限的對角線散布。2023/2/6137海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室2023/2/6138海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室二、統(tǒng)計檢驗法1.W檢驗（S.S.ShapiroandM.B.Wilk）檢驗假設為：H0：樣本來自正態(tài)分布H1：樣本不來自正態(tài)分布首先：將取自同一總體的樣本值X1，…Xn，按升序排列為X*1，…X*n，統(tǒng)計量為2023/2/6139海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室二、統(tǒng)計檢驗法2.D檢驗（D’Agostino‘stest）適用條件：大樣本資料。首先：將取自同一總體的樣本值X1，…Xn，按升序排列為X*1，…X*n，統(tǒng)計量為2023/2/6140海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室正態(tài)性檢驗結果2023/2/6141海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室二、統(tǒng)計檢驗法3.矩法特點：分別對分布偏度與峰度做檢驗檢驗偏度的統(tǒng)計量為2023/2/6142海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室二、統(tǒng)計檢驗法檢驗峰度的統(tǒng)計量為如果結論不拒絕H0，可認為分布為正態(tài)。其他方法：擬合優(yōu)度卡方檢驗2023/2/6143海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室Nomenclaturehypothesistesting假設檢驗nullhypothesis無效假設alternativehypothesis備擇假設significancelevel顯著性水準(水平)power檢驗效能principleofsmallprobability小概率原理ttestt檢驗ZtestZ檢驗twotypesoferrors兩類錯誤typeIerror,Rejectionerror第I類錯誤,拒絕錯誤typeIIerror,acceptanceerror第II類錯誤,接受錯誤two-sidedtest,two-tailedtest雙側檢驗，雙尾檢驗one-sidedtest,one-tailedtest單側檢驗，單尾檢驗2023/2/6144海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室案例討論案例6-1：錯誤！兩獨立樣本t檢驗案例6-2：方差不齊，用近似t檢驗案例6-3：配對設計t檢驗2023/2/6145海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室計算機實驗實驗6-1配對設計的t檢驗實驗6-2兩獨立樣本資料的t檢驗實驗6-3正態(tài)性檢驗（W檢驗）實驗6-4假設檢驗兩類錯誤的模擬實驗2023/2/6146海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室思考與練習1、單樣本t檢驗，t=1.064，不拒絕H02、配對設計t檢驗，t=-0.80，不拒絕H03、兩獨立樣本t檢驗4、兩獨立樣本t檢驗，F=17.36，方差不齊；t’=14.14，拒絕H05、兩獨立樣本t檢驗，F=6.24，方差不齊；t’=5.54，拒絕H06、兩獨立樣本t檢驗，鎂，t’=-6.978，拒絕H0；鐵，t’=-3.355，拒絕H02023/2/6147海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室ThankYou!

Theend2023/2/6149海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室三、二項分布兩組獨立樣本資料Z檢驗的功效；(1)計算Zβ：例6-15例6-9硝苯吡啶治療組有效率：P1=57/75=0.76,硝苯吡啶+卡托普利治療組有效率：p2=66/69=0.95652,兩組合計有效率：p=(57+66)/(75+69)=0.85417，Z=-3.34代入（6-20）式得到：(2)計算檢驗效能：1-β:2023/2/6150海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室五、大樣本資料比較的

Z(u)檢驗Z檢驗（u檢驗）的應用條件1、單樣本Z檢驗：正態(tài)總體（或非正態(tài)總體，抽取大樣本，n>100），樣本均數的分布服從（或近似地服從）正態(tài)分布。2023/2/6151海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室兩樣本z檢驗統(tǒng)計量計算2、兩獨立樣本Z檢驗：抽取大樣本，n>100，樣本均數的和與差的分布服從（或近似地服從）正態(tài)分布。2023/2/6152海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室例7-7某地抽樣調查了部分健康成人的紅細胞數，其中男性360人，均數為4.66，標準差為0.57，女性255人，均數為4.18，標準差為0.29，試問該地男女紅細胞數的總體均數有無差別？

分析：因為男女樣本例數大于100，不需要假定方差相等和聯合估計方差，采用Z檢驗。2023/2/6153海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室(1)建立檢驗假設,確定檢驗水準

H0：1=2，即該地男、女紅細胞數總體均數相等。

H1：12

雙側=0.05(2)計算統(tǒng)計量(3)確定P值,作出統(tǒng)計推斷查附表1，或t界值表(=時)或標準正態(tài)分布表，得P<0.001，按

=0.05水準拒絕H0，接受H1，差異有統(tǒng)計學意義，可認為該地男、女紅細胞數總體均數不等，男性高于女性。2023/2/6154海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室例6-8某醫(yī)院聲稱治療聲帶白班的有效率為80%.求醫(yī)者60例，45例有效。試問該醫(yī)院聲稱的有效率是否客觀？理論有效率π0=0.80,樣本有效率p=45/60=0.75,E(p)=π.1.建立檢驗假設，確定檢驗水準：

H0:π

=0,.80H1:π

<0.80；α=0.05，單側檢驗。2.選定檢驗方法，計算檢驗統(tǒng)計量：Z檢驗法3.確定P值，作出統(tǒng)計推斷:∵Z0.05=1.64,∴P>0.05.不拒絕H0無效假設。差別在α=0.05水平上無統(tǒng)計學意義。4.專業(yè)結論：醫(yī)院聲稱的有效率80%為真。P(Z≦-0.80)=0.21192023/2/6155海南醫(yī)學院衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室2、兩組獨立樣本頻率的Z檢驗（兩個樣本頻率的比較）例6-9用硝苯吡啶治療高血壓急癥患者75例,有效者57例,用硝苯吡啶+卡