數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)的常見(jiàn)問(wèn)題解析

1基本概念總體個(gè)體、個(gè)體變異總體參數(shù)未知樣本代表性、抽樣誤差隨機(jī)抽樣樣本統(tǒng)計(jì)量已知統(tǒng)計(jì)推斷I型誤差、II型誤差可信度統(tǒng)計(jì)學(xué)中的幾個(gè)基本概念(一)總體與樣本1、總體(population):根據(jù)研究目的確定的同質(zhì)的所有觀察單位某種變量值的集合，稱為總體。（1）無(wú)限總體（2）有限總體統(tǒng)計(jì)學(xué)中的幾個(gè)基本概念((二)參數(shù)與統(tǒng)計(jì)量1、參數(shù)(parameter):總體指標(biāo)。、、。2、統(tǒng)計(jì)量(statistic)：樣本指標(biāo)。p、s、x(四)概率:某隨機(jī)事件發(fā)生可能性的大小,用P表示,必然事件概率為1,不可能發(fā)生事件的概率為0,一般事件概率為0～1。對(duì)總體而言。習(xí)慣上常將P0.05或P0.01稱為小概率事件。定量資料:亦稱數(shù)量變量，其變量值是定量的，表現(xiàn)為數(shù)值的大小，一般有度量衡單位，如調(diào)查某地區(qū)10歲兒童的Hb值。資料類(lèi)型:定量資料(quantitativedata)誤將定量資料判為定性資料從而誤用χ2檢驗(yàn)

原文題目：《小兒皮膚血管瘤雌、孕激素受體的研究》，原作者意在探討雌激素受體（ER）、孕激素受體（PR）在血管瘤發(fā)生、發(fā)展中的意義。采用免疫組化方法對(duì)毛細(xì)血管瘤、混合型血管瘤、海綿狀血管瘤、淋巴管瘤及正常皮膚組織的ER、PR受體進(jìn)行檢測(cè)。全部標(biāo)本經(jīng)10%福爾馬林固定，常規(guī)石蠟包埋。每例選一典型蠟塊，4～6μm切片，進(jìn)行免疫組化染色，高倍鏡下每例腫瘤區(qū)內(nèi)計(jì)數(shù)500個(gè)細(xì)胞，計(jì)數(shù)ER、PR陽(yáng)性細(xì)胞百分率.統(tǒng)計(jì)方法用卡方檢驗(yàn)?分析：?jiǎn)栴}的關(guān)鍵在于，原作者的觀察單位并不是細(xì)胞本身，而是每一個(gè)病例標(biāo)本，原作者關(guān)心的是四種疾病病例標(biāo)本和一組正常人標(biāo)本的ER、PR陽(yáng)性細(xì)胞率之均值是否相同，從每一個(gè)病例標(biāo)本中得到的是ER和PR陽(yáng)性細(xì)胞率，是一具體的數(shù)值，因而應(yīng)屬于定量資料。如果僅從資料的表面現(xiàn)象（有“率”）進(jìn)行判斷，而不考慮每一個(gè)數(shù)值的實(shí)際含義，沒(méi)有從資料的本質(zhì)上進(jìn)行判斷，很容易判斷錯(cuò)誤。統(tǒng)計(jì)分析:統(tǒng)計(jì)描述+統(tǒng)計(jì)推斷

參數(shù)估計(jì):置信區(qū)間統(tǒng)計(jì)推斷假設(shè)檢驗(yàn):

檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量

定量資料的統(tǒng)計(jì)分析t

正態(tài)分布，滿足方差齊性，優(yōu)先選用參數(shù)檢驗(yàn)法UF數(shù)據(jù)的分布

分布類(lèi)型不明確，不滿足參數(shù)檢驗(yàn)條件，用非參數(shù)檢驗(yàn)符號(hào)檢驗(yàn)秩和檢驗(yàn)等定量資料的統(tǒng)計(jì)分析

整理資料頻數(shù)表統(tǒng)計(jì)描述統(tǒng)計(jì)推斷集中趨勢(shì)離散趨勢(shì)平均數(shù)變異指標(biāo)估計(jì)分布類(lèi)型參數(shù)估計(jì)假設(shè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)分析點(diǎn)值估計(jì)區(qū)間估計(jì)t檢驗(yàn)u檢驗(yàn)正態(tài)分布方差齊大樣本正態(tài)分布偏態(tài)分布變量變換(x-lgx)方差分析2檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的含義(續(xù))

3統(tǒng)計(jì)推斷的理論依據(jù)參數(shù)估計(jì)；假設(shè)檢驗(yàn)。如何利用抽樣誤差規(guī)律進(jìn)行統(tǒng)計(jì)推斷以均數(shù)的推斷為例。已知-4-3-2-101234=1=5=(u分布)t分布示意圖t=(X-)/sx

例4.125例1歲嬰兒的血紅蛋白，均數(shù)為123.7(g/L)，標(biāo)準(zhǔn)差為11.9(g/L)。估計(jì)1歲嬰兒的血紅蛋白的均數(shù)。該地1歲嬰兒的血紅蛋白均數(shù)是否為140?

t值在(-2.064,2.064)之內(nèi)的可能性為95％。-2.06402.064由此可見(jiàn)，可信區(qū)間與假設(shè)檢驗(yàn)的原理相通，結(jié)論互補(bǔ)。3醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)思維生物體的變異是普遍存在的，這種變異是有規(guī)律的；抽樣誤差是不可避免的，抽樣誤差是有規(guī)律的；統(tǒng)計(jì)推斷是有風(fēng)險(xiǎn)的，這種風(fēng)險(xiǎn)是可以控制的。3.3如何理解抽樣誤差是不可避免的由于個(gè)體變異的存在，抽樣誤差(在抽樣研究中)是不可避免的；樣本統(tǒng)計(jì)量與總體參數(shù)的差別；不同樣本的統(tǒng)計(jì)量之間的差別。3.4如何理解抽樣誤差是有規(guī)律的抽樣誤差與個(gè)體變異有關(guān)，個(gè)體變異越大，抽樣誤差越大，反之，越??；抽樣誤差與樣本含量有關(guān)，樣本含量越大，抽樣誤差越小，反之，越大；樣本含量接近總體數(shù)時(shí)，抽樣誤差逐漸消失。不同的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)有其特定的抽樣分布。3.5如何理解統(tǒng)計(jì)推斷是有風(fēng)險(xiǎn)的參數(shù)估計(jì)中，可信區(qū)間的可信度不是100%；假設(shè)檢驗(yàn)中，存在I型誤差和II型誤差。因此，任何推斷結(jié)論都不是絕對(duì)正確的。統(tǒng)計(jì)推斷的結(jié)論不能說(shuō)“證明”,”肯定”。只能說(shuō)“可以認(rèn)為”，“推斷為”，“尚不能認(rèn)為“。3.6如何理解統(tǒng)計(jì)推斷的風(fēng)險(xiǎn)是可以控制的抽樣誤差可以通過(guò)增加樣本含量加以控制；參數(shù)估計(jì)中，可信度可以人為控制；假設(shè)檢驗(yàn)中，I型誤差可以人為控制；II型誤差可以通過(guò)增加樣本含量或通過(guò)控制I型誤差來(lái)加以控制?？刂撇坏扔谙∫粋€(gè)例子某藥治療高血壓100例，治療前后差值均數(shù)為8mmHg,s=20mmHg.該藥是否有降血壓的作用。結(jié)論？4統(tǒng)計(jì)學(xué)結(jié)論與專(zhuān)業(yè)結(jié)論

統(tǒng)計(jì)學(xué)結(jié)論專(zhuān)業(yè)結(jié)論結(jié)論＋＋＋－－－－＋增加樣本含量＋－改進(jìn)實(shí)驗(yàn)5基本方法參數(shù)估計(jì)率、均數(shù)、Poisson平均計(jì)數(shù)相關(guān)系數(shù)(pearson，秩相關(guān))OR,RR生存率 樣本與總體 兩樣本多樣本率 u檢驗(yàn),2,確切概率 u,2,確切概率 似然比2,確切概率構(gòu)成比(分布) 2 2均數(shù)

u檢驗(yàn),t檢驗(yàn) u檢驗(yàn),t檢驗(yàn) 方差分析,兩兩比較等級(jí) Wilcoxon,u Wilcoxon,u Kruskal-Wallis,2方差 F F Bartlet方差齊性

設(shè)計(jì)類(lèi)型、大樣本小樣本相關(guān)分析直線回歸分析、曲線回歸分析等級(jí)相關(guān)多元線性回歸、logistic回歸、Cox回歸t檢驗(yàn)t檢驗(yàn)是目前醫(yī)學(xué)研究中使用頻率最高，醫(yī)學(xué)論文中最常見(jiàn)到的處理定量資料的假設(shè)檢驗(yàn)方法。t檢驗(yàn)得到如此廣泛的應(yīng)用，究其原因現(xiàn)有的醫(yī)學(xué)期刊多在統(tǒng)計(jì)學(xué)方面作出了要求，研究結(jié)論需要統(tǒng)計(jì)學(xué)支持傳統(tǒng)的醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)教學(xué)都把t檢驗(yàn)作為假設(shè)檢驗(yàn)的入門(mén)方法進(jìn)行介紹t檢驗(yàn)方法簡(jiǎn)單，其結(jié)果便于解釋。簡(jiǎn)單、熟悉加上外界的要求，促成了t檢驗(yàn)的流行。t檢驗(yàn)與F檢驗(yàn)區(qū)別單因素兩水平：可用t檢驗(yàn)；樣本含量很大時(shí)，可用U檢驗(yàn)代替單因素多水平（≥3），可選用F檢驗(yàn)多因素單水平或多水平，用F檢驗(yàn)由于有些人對(duì)該方法理解不全面，導(dǎo)致在應(yīng)用過(guò)程中出現(xiàn)不少問(wèn)題，有些甚至是非常嚴(yán)重的錯(cuò)誤，直接影響到結(jié)論的可靠性。可大致概括為以下兩種情況：不考慮t檢驗(yàn)的應(yīng)用前提，對(duì)兩組的比較一律用t檢驗(yàn)；將各種實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)類(lèi)型一律視為多個(gè)單因素兩水平設(shè)計(jì)，多次用t檢驗(yàn)進(jìn)行均值之間的兩兩比較。以上兩種情況，均不同程度地增加了得出錯(cuò)誤結(jié)論的風(fēng)險(xiǎn)。而且，在實(shí)驗(yàn)因素的個(gè)數(shù)大于等于2時(shí)，無(wú)法研究實(shí)驗(yàn)因素之間的交互作用的大小。不能用t檢驗(yàn)取代方差分析的理由

實(shí)例

研究單味中藥對(duì)小鼠細(xì)胞免疫機(jī)能的影響，把40只小鼠隨機(jī)均分為4組，每組10只，雌雄各半，用藥15d后測(cè)定E-玫瑰結(jié)形成率（%），結(jié)果如下，試比較各組總體均值之間的差別有無(wú)顯著性意義？處理本例資料，通常人們錯(cuò)誤的做法是，重復(fù)運(yùn)用成組設(shè)計(jì)資料的t檢驗(yàn)對(duì)4個(gè)組的均值進(jìn)行6次兩兩比較。而正確的做法是，先進(jìn)行單因素4水平設(shè)計(jì)資料的方差分析，若4個(gè)總體均值之間的差別有顯著性意義，再用q檢驗(yàn)等方法進(jìn)行多個(gè)均值之間的兩兩比較。

表7用t檢驗(yàn)與方差分析處理(實(shí)例)資料區(qū)別

注：自由度大，所對(duì)應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量的可靠性就高，它相當(dāng)于“權(quán)重”，也類(lèi)似于產(chǎn)生“代表”的基數(shù)，基數(shù)越大，所選出的“代表”就越具有權(quán)威性。t檢驗(yàn)注意的問(wèn)題條件：正態(tài)分布，方差齊性設(shè)計(jì)：?jiǎn)谓M、配對(duì)、成組設(shè)計(jì)單組設(shè)計(jì)的t檢驗(yàn)條件必須給出一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)值或總體均值。應(yīng)用t檢驗(yàn)的前提條件就是該組資料必須服從正態(tài)分布；=n-1配對(duì)設(shè)計(jì)每對(duì)數(shù)據(jù)的差值必須服從正態(tài)分布；=n-1，n為對(duì)子數(shù)成組設(shè)計(jì)個(gè)體之間相互獨(dú)立，兩組資料均取自正態(tài)分布的總體，并滿足方差齊性。之所以需要這些前提條件，是因?yàn)楸仨氃谶@樣的前提下所計(jì)算出的t統(tǒng)計(jì)量才服從t分布，而t檢驗(yàn)正是以t分布作為其理論依據(jù)的檢驗(yàn)方法。

=n1+n2-2F檢驗(yàn)的條件方差分析與成組設(shè)計(jì)t檢驗(yàn)的前提條件是相同的，即正態(tài)性和方差齊性。忽視t檢驗(yàn)的前提條件實(shí)例為確定老年人圍手術(shù)期頭孢唑啉鈉的合理用法和用量，某研究小組對(duì)老年人與60歲以下者的頭孢唑啉鈉藥物動(dòng)力學(xué)特征分別進(jìn)行了測(cè)量，并進(jìn)行了比較，部分結(jié)果見(jiàn)表9。表9兩組患者頭孢唑啉鈉藥物動(dòng)力學(xué)參數(shù)比較研究者依據(jù)P值認(rèn)為兩組在α，k10兩項(xiàng)指標(biāo)上差異無(wú)顯著性意義。忽視t檢驗(yàn)的前提條件和可疑值的影響

表108例惡性滋養(yǎng)細(xì)胞腫瘤患者灌注治療前后hcG值(pmol/L)定性資料的統(tǒng)計(jì)分析明確每次擬分析定性變量的個(gè)數(shù)兩個(gè)、三個(gè)及以上弄清定性變量的屬性名義變量、有序變量列聯(lián)表中頻數(shù)的多少總頻數(shù)、網(wǎng)格頻數(shù)、理論頻數(shù)資料的收集形式配對(duì)，成組設(shè)計(jì)兩個(gè)定性變量資料的統(tǒng)計(jì)分析雙向無(wú)序R×C表資料2檢驗(yàn)單向有序R×C表資料有序性有聯(lián)系的秩和檢驗(yàn)、Ridit分析雙向有序且屬性不同有序性有聯(lián)系的等級(jí)相關(guān)分析、典型相關(guān)分析、線性趨勢(shì)檢驗(yàn)雙相有序且屬性相同Kappa檢驗(yàn)表12某地6094人按兩種血型系統(tǒng)劃分的結(jié)果

雙向無(wú)序R×C表資料：2檢驗(yàn)表13三種藥物療效的觀察結(jié)果

單向有序R×C表資料：有序性有聯(lián)系的秩和檢驗(yàn)、Ridit分析表14眼晶狀體混濁度與年齡之關(guān)系

雙向有序且屬性不同：有序性有聯(lián)系的等級(jí)相關(guān)分析、典型相關(guān)分析、線性趨勢(shì)檢驗(yàn)表15兩法檢查室壁收縮運(yùn)動(dòng)的符合情況雙相有序且屬性相同：Kappa檢驗(yàn)一般2×2表資料分析方法的選用標(biāo)準(zhǔn)

一般的2檢驗(yàn)；連續(xù)性校正的2檢驗(yàn)；Fisher的精確檢驗(yàn)。國(guó)內(nèi)統(tǒng)計(jì)教科書(shū)一般是這樣規(guī)定的：當(dāng)總樣本含量n≥40，且理論頻數(shù)T均大于5時(shí)，選用方法①；當(dāng)總樣本含量n≥40，但有理論頻數(shù)滿足1≤T<5時(shí)，選用方法②；當(dāng)總樣本含量n<40或有理論頻數(shù)小于1時(shí)，選用方法③。。誤將“部分合計(jì)頻數(shù)”當(dāng)作2×2表的原始頻數(shù)

表16螺紋管消毒處理前后采樣結(jié)果

用一般2檢驗(yàn)，2=7.48，P<0.05，結(jié)論為螺蚊管消毒前后的合格率有顯著性的差別，消毒后的合格率明顯高于消毒前。原表改為表17式。表17高壓氧艙的螺紋管消毒前后的觀測(cè)結(jié)果

表18不同分娩方式與重癥肝炎孕婦的結(jié)局

誤用一般χ2檢驗(yàn)取代Fisher精確檢驗(yàn)

誤用一般χ2檢驗(yàn)取代校正的χ2檢驗(yàn)和配對(duì)的χ2檢驗(yàn)

研究者分別用兩種方法檢驗(yàn)120份標(biāo)本，PCR法檢測(cè)得到28份標(biāo)本為陽(yáng)性結(jié)果，ELISA法檢測(cè)得到23份標(biāo)本為陽(yáng)性結(jié)果。如以PCR法的陽(yáng)性檢出率為100%，則ELISA法的陽(yáng)性率為17.9%。陽(yáng)性檢出率比較：2=5.490，0.01<P<0.05，兩方法間有顯著性差異。表19PCR法與ELISA法檢測(cè)結(jié)果差錯(cuò)分析用兩種檢測(cè)方法對(duì)同一標(biāo)本進(jìn)行檢測(cè)，其目的是要分析兩種方法的陽(yáng)性檢出率間的判別有無(wú)顯著性意義。由于此實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)屬于配對(duì)設(shè)計(jì)，而原作者卻用了一般的2檢驗(yàn)處理資料。釋疑：應(yīng)分兩種情況來(lái)考慮1.要看是否有評(píng)判檢測(cè)結(jié)果正確與否的“金標(biāo)準(zhǔn)”

兩種培養(yǎng)基對(duì)某種細(xì)菌的培養(yǎng)結(jié)果，培養(yǎng)出來(lái)了就是陽(yáng)性，沒(méi)培養(yǎng)出來(lái)就是陰性，不會(huì)出現(xiàn)假陽(yáng)性或假陰性的結(jié)果。此時(shí)，可選用配對(duì)設(shè)計(jì)2×2表資料的2檢驗(yàn)，本例中兩種檢測(cè)方法都可能有假陽(yáng)性或假陰性的結(jié)果出現(xiàn)，故不適合。2.要看能否以其中一種檢測(cè)方法為基準(zhǔn)

計(jì)算另一種方法的陽(yáng)性檢出率，并進(jìn)行比較。這正是原文作者所采取的辦法。原假定PCR法檢測(cè)的陽(yáng)性結(jié)果是“金標(biāo)準(zhǔn)”，發(fā)現(xiàn)由此法檢測(cè)的28份陽(yáng)性標(biāo)本中，用ELISA法檢測(cè)出23份為陽(yáng)性，推算出如下的4個(gè)數(shù)作為原始頻數(shù)，見(jiàn)表19(b)。表19(b)以PCR法為“金標(biāo)準(zhǔn)”推算ELISA法測(cè)定結(jié)果

運(yùn)用一般的2檢驗(yàn)公式計(jì)算，得2=5.49,P<0.05的結(jié)果。然而，在上述2×2表中，有兩個(gè)理論頻數(shù)小于5，故不適合用一般的2檢驗(yàn)公式計(jì)算，而應(yīng)選用校正2檢驗(yàn)公式計(jì)算。本例c2=3.514,得P>0.05。結(jié)論應(yīng)當(dāng)是：兩種方法的陽(yáng)性檢測(cè)結(jié)果之間的差別無(wú)顯著性意義。這個(gè)結(jié)論與原作者的相反。原作者未作任何統(tǒng)計(jì)處理，只是從其痊愈率上看治療組大于對(duì)照組（73%>55%），從而得出“治療組的痊愈率明顯高于對(duì)照組”的結(jié)論來(lái)。表20針灸偏歷治療網(wǎng)球肘116例與對(duì)照組比較2×k表中“0”頻數(shù)過(guò)多，結(jié)果可靠性差原先的設(shè)計(jì)、資料、統(tǒng)計(jì)分析方法、結(jié)果與結(jié)論A組20例經(jīng)末梢靜脈輸注欖香稀乳均出現(xiàn)程度不同的局部刺激癥狀及靜脈炎，而B(niǎo)組20例經(jīng)鎖骨下靜脈穿刺置管輸注均未出現(xiàn)任何局部刺激癥狀及靜脈炎。見(jiàn)表21。表21兩種處理下不同程度的局部刺激癥狀的頻數(shù)分布情況

對(duì)差錯(cuò)的分析：本文末梢靜脈組全部為Ⅰ0以上，而鎖骨靜脈組均為00，從原始資料的表達(dá)上看存在著下列問(wèn)題：括號(hào)中有些百分比計(jì)算有誤；若用上面2×5表描述資料，表中零頻數(shù)過(guò)多，計(jì)算結(jié)果的可靠性較差。

釋疑將上表整理為表21(a)表21(a)表18資料重新整理的結(jié)果檢查四格表所具備的條件：此例n=40，且Tij>5，故可用一般2檢驗(yàn)。得：2=40.000

表22產(chǎn)次與新生兒低體重率原作者采用一般的2檢驗(yàn)方法，得2=6.99,P<0.05，結(jié)論為“不同產(chǎn)次的低體重發(fā)生率差異有顯著意義，第二產(chǎn)低體重率最低，大于等于第三產(chǎn)低體重率及相對(duì)危險(xiǎn)度上升”

差錯(cuò)分析該資料的2值僅僅說(shuō)明總體上不同的產(chǎn)次間低體重發(fā)生率至少有兩組間的差別有顯著性意義，并不意味每?jī)山M間的差異都有顯著性意義，要比較任何兩種產(chǎn)次間的差別，應(yīng)進(jìn)行兩兩比較。解決方法需降低每次檢驗(yàn)的顯著性水平數(shù)值，若α=0.05，可令α’=0.05/C，其中C等于比較的次數(shù)，本例C=3采用

2分割法（要求分表的自由度等于總表的自由度、分表的2值之和等于總表的2值）進(jìn)一步分析。

釋疑:①一、二產(chǎn)次間的對(duì)比：結(jié)果見(jiàn)表22(a)表22(a)表22的部分結(jié)果表22(b)表19的前兩行合并后的結(jié)果

①結(jié)論2=0.478；P>0.05。1、2產(chǎn)次低體重率間的差別無(wú)顯著性意義。②將1、2產(chǎn)次合并與≥3產(chǎn)次比較：結(jié)果見(jiàn)表22(b)。結(jié)論2=6.515，P<0.01小于3產(chǎn)次與大于等于3產(chǎn)次的低體重率間的差別有顯著性意義，即“≥3產(chǎn)次”組低體重兒發(fā)生率高于1產(chǎn)次、2產(chǎn)次組，而第一、二產(chǎn)次組間的差別無(wú)顯著性意義，不應(yīng)作出第二產(chǎn)次組低體重發(fā)生率最低的結(jié)論。

分析RXC表存在的問(wèn)題各組間重要的非實(shí)驗(yàn)因素有差異，不具備可比性三組慢性麻疹患者療效的觀測(cè)結(jié)果原文中說(shuō)明病人性別、病程長(zhǎng)短有差異排除性別、病程等非實(shí)驗(yàn)因素影響，用秩和檢驗(yàn)、Ridit分析分析RXC表存在的問(wèn)題未作統(tǒng)計(jì)處理就作出統(tǒng)計(jì)推斷

眼針治療中風(fēng)后遺癥臨床觀察的療效與病程之間的關(guān)系結(jié)論：病程與療效密切相關(guān)，病程越短療效越好雙向有序且屬性不同，可選Spearman等級(jí)相關(guān)典型相關(guān)、線性趨勢(shì)檢驗(yàn)分析RXC表存在的問(wèn)題統(tǒng)計(jì)分析不夠全面

51例皮膚鱗癌分化程度與P53表達(dá)之間的關(guān)系原結(jié)論：2檢驗(yàn)、秩和檢驗(yàn)。P53表達(dá)在三中分化程度間無(wú)差異（T=195.5，P>0.05)雙向有序且屬性不同，不同分化程度下P53各等級(jí)的頻數(shù)分布之間有無(wú)差別，可選定性資料的秩和檢驗(yàn)。希望研究“分化程度”與“P53取值的等級(jí)”之間是否存在相關(guān)，可選用Spearman等級(jí)相關(guān)、典型相關(guān)分析。統(tǒng)計(jì)結(jié)果的解釋與表達(dá)

誤認(rèn)為P>0.05所對(duì)應(yīng)的實(shí)驗(yàn)因素一定是無(wú)用因素“P>0.05”等價(jià)于“某因素是無(wú)用因素”嗎？某研究者在研究多個(gè)實(shí)驗(yàn)因素對(duì)某產(chǎn)物的影響時(shí)，運(yùn)用正交設(shè)計(jì)安排了全部實(shí)驗(yàn)因素。運(yùn)用方差分析處理資料后發(fā)現(xiàn)“溫度”這個(gè)實(shí)驗(yàn)因素所對(duì)應(yīng)的P值是“P>0.05”，便認(rèn)為“溫度”這個(gè)實(shí)驗(yàn)因素對(duì)產(chǎn)物的影響無(wú)顯著性意義，于是，得出結(jié)論：“溫度這個(gè)實(shí)驗(yàn)因素在本實(shí)驗(yàn)中是無(wú)關(guān)緊要的，可忽略不予考慮”。對(duì)差錯(cuò)的分析假定在上述問(wèn)題中沒(méi)犯Ⅱ型錯(cuò)誤的前提下，來(lái)討論所提出的問(wèn)題。此時(shí)，“P>0.05”與“某因素是無(wú)用因素”之間并非等價(jià)關(guān)系！即使某個(gè)實(shí)驗(yàn)因素在實(shí)驗(yàn)中是不可缺少的，如果該因素在實(shí)驗(yàn)中所取的水平過(guò)于接近，它們對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果的影響自然也就相差無(wú)幾了。此時(shí)的不顯著，僅表明該因素的各水平對(duì)觀測(cè)結(jié)果的影響幾乎相同，而不代表該因素對(duì)觀測(cè)結(jié)果無(wú)影響。統(tǒng)計(jì)“顯著性”與醫(yī)學(xué)/臨床/生物學(xué)“顯著性”統(tǒng)計(jì)“顯著性”對(duì)應(yīng)于統(tǒng)計(jì)結(jié)論，醫(yī)學(xué)/臨床/生物學(xué)“顯著性”對(duì)應(yīng)于專(zhuān)業(yè)結(jié)論。假設(shè)檢驗(yàn)是為各專(zhuān)業(yè)服務(wù)的，統(tǒng)計(jì)的結(jié)論必須和專(zhuān)業(yè)結(jié)論有機(jī)的相結(jié)合，才能得出恰如其分、符合客觀實(shí)際的最終結(jié)論。誤解了“P<0.01”與“P<0.05”的真正含義

解釋“P<0.01”與“P<0.05”含義時(shí)常犯的錯(cuò)誤有些人在解釋具有顯著性意義的統(tǒng)計(jì)結(jié)果時(shí)，常根據(jù)P值是“<0.05”還是“<0.01”作出肯定程度不同的專(zhuān)業(yè)結(jié)論。例如，當(dāng)比較甲、乙兩種藥物的療效時(shí)（假定甲藥優(yōu)于乙藥），若得到“P<0.001”，則認(rèn)為甲藥極顯著地優(yōu)于乙藥；若得到“P<0.01”，則認(rèn)為甲藥非常顯著地優(yōu)于乙藥；若得到“P<0.05”，則認(rèn)為甲藥顯著地優(yōu)于乙藥差錯(cuò)分析

統(tǒng)計(jì)