連續(xù)變量的假設(shè)檢驗(yàn)t檢驗(yàn)方差分析連續(xù)變量的假設(shè)檢驗(yàn)（t檢驗(yàn)、方差分析）第2頁,共36頁，2024年2月25日，星期天一、t檢驗(yàn)（一）樣本均數(shù)與已知總體均數(shù)的比較（二）完全隨機(jī)設(shè)計(jì)（成組設(shè)計(jì)）的兩樣本均數(shù)比較（三）配對(duì)設(shè)計(jì)的兩樣本均數(shù)比較二、方差分析（一）完全隨機(jī)設(shè)計(jì)（成組設(shè)計(jì)）的單因素方差分析（二）隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)（配伍設(shè)計(jì)）的兩因素方差分析第3頁,共36頁，2024年2月25日，星期天t檢驗(yàn)的目的推斷兩個(gè)總體均數(shù)是否相等一、t檢驗(yàn)假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)論

具有概率性。

當(dāng)P

0.05，拒絕H0

時(shí)，有可能犯第一類錯(cuò)誤（

）

當(dāng)P

0.05，不拒絕H0時(shí)，有可能犯第二類錯(cuò)誤（

）

為事先指定的檢驗(yàn)水平（一般取0.05），

未知；增大樣本量n，可以同時(shí)減小

和

。第4頁,共36頁，2024年2月25日，星期天（一）樣本均數(shù)與已知總體均數(shù)的比較（單樣本t檢驗(yàn)）一、t檢驗(yàn)例1通過大量調(diào)查，已知某地正常男嬰出生體重為3.26kg。某醫(yī)生隨機(jī)抽取20名難產(chǎn)男嬰，測(cè)得出生體重如下（見數(shù)據(jù)文件p192.sav）。問該地難產(chǎn)男嬰出生體重均數(shù)是否與正常男嬰不同？3.53.53.23.53.33.03.33.23.42.73.43.63.52.83.42.93.53.54.04.0第5頁,共36頁，2024年2月25日，星期天SPSS操作步驟：變量說明：weight：出生體重。單樣本t檢驗(yàn)均數(shù)比較第6頁,共36頁，2024年2月25日，星期天已知的總體均數(shù)需要檢驗(yàn)的變量第7頁,共36頁，2024年2月25日，星期天Sig：significancet值自由度P值標(biāo)準(zhǔn)誤標(biāo)準(zhǔn)差均數(shù)結(jié)論：因?yàn)閠=1.330，P＝0.199>0.05，所以尚不能認(rèn)為難產(chǎn)男嬰出生體重均數(shù)與正常男嬰不同。第8頁,共36頁，2024年2月25日，星期天（二）完全隨機(jī)設(shè)計(jì)（成組設(shè)計(jì)）的兩樣本均數(shù)比較（兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)）例2某醫(yī)師測(cè)得12名正常人和13名病毒性肝炎患者血清轉(zhuǎn)鐵蛋白含量（g/L），結(jié)果如下（見數(shù)據(jù)文件p193.sav）。問病毒性肝炎患者和正常人血清轉(zhuǎn)鐵蛋白含量有無差異？一、t檢驗(yàn)病毒性肝炎患者：2.342.472.222.312.362.382.152.572.192.252.282.312.42正常人：2.612.712.732.642.682.812.762.552.912.852.712.64第9頁,共36頁，2024年2月25日，星期天變量說明：group：分組，1＝患者；2＝正常人。X：血清轉(zhuǎn)鐵蛋白。SPSS操作步驟：獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)第10頁,共36頁，2024年2月25日，星期天組別需要檢驗(yàn)的變量第11頁,共36頁，2024年2月25日，星期天F值P值校正的t值t值P值方差齊性檢驗(yàn)當(dāng)P>0.10，選擇t檢驗(yàn)；當(dāng)P0.10

，選擇校正t檢驗(yàn)。分別給出兩組的均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差及標(biāo)準(zhǔn)誤結(jié)論：經(jīng)Levene方差齊性檢驗(yàn)，P>0.10，認(rèn)為兩組方差齊，因此采用t檢驗(yàn)，得到t＝8.812，P<0.05，認(rèn)為病毒性肝炎患者和正常人血清轉(zhuǎn)鐵蛋白含量有差別。第12頁,共36頁，2024年2月25日，星期天（三）配對(duì)設(shè)計(jì)的兩樣本均數(shù)比較一、t檢驗(yàn)例3為比較某新藥與常規(guī)藥降血脂的效果，將性別相同、血清總膽固醇水平相近的高血脂患者配成對(duì)子。每對(duì)中隨機(jī)抽取一人服用新藥，另一人服用常規(guī)藥。服用一段時(shí)間后，測(cè)得血清總膽固醇含量（mmol/L）如下（見數(shù)據(jù)文件p196.sav）。問新藥與常規(guī)藥降血清總膽固醇效果是否相同？

常規(guī)藥：6.576.466.276.896.217.617.607.046.687.42

新藥：

6.006.835.977.286.306.647.387.006.037.22第13頁,共36頁，2024年2月25日，星期天變量說明：X1：常規(guī)藥的血清總膽固醇，X2：新藥的血清總膽固醇。SPSS操作步驟：配對(duì)樣本t檢驗(yàn)第14頁,共36頁，2024年2月25日，星期天配對(duì)的變量第15頁,共36頁，2024年2月25日，星期天配對(duì)差值t值P值自由度結(jié)論：因?yàn)閠=1.517，P=0.164>0.05，所有尚不能認(rèn)為新藥和常規(guī)藥降低血清總膽固醇的效果不同。第16頁,共36頁，2024年2月25日，星期天二、方差分析

（analysisofvariance,簡(jiǎn)稱為ANOVA)方差分析的目的推斷多個(gè)總體均數(shù)是否相等方差分析的適用條件各處理組樣本來自正態(tài)總體各樣本是相互獨(dú)立的隨機(jī)樣本各處理組的總體方差相等，即方差齊性第17頁,共36頁，2024年2月25日，星期天方差分析的注意事項(xiàng)方差分析的結(jié)果解釋方差分析的F檢驗(yàn)，當(dāng)P

0.05，可以認(rèn)為各組總體均數(shù)不等或不全相等,即總的說來各組總體均數(shù)有差別，但并不意味著任何兩組總體均數(shù)都有差別。要想確定哪些組間有差別，需進(jìn)一步作兩兩比較。多個(gè)樣本均數(shù)間的兩兩比較當(dāng)樣本數(shù)大于2時(shí)，不宜再用前述t檢驗(yàn)方法分別作兩兩比較，否則會(huì)增大犯第一類錯(cuò)誤的概率。第18頁,共36頁，2024年2月25日，星期天（一）完全隨機(jī)設(shè)計(jì)（成組設(shè)計(jì)）的單因素ANOVA

二、方差分析例4某社區(qū)隨機(jī)抽取30名糖尿病患者、糖耐量減低（IGT）者和正常人進(jìn)行載脂蛋白（mg/dL）測(cè)定，結(jié)果如下（見數(shù)據(jù)文件p201.sav），問三種人載脂蛋白有無差別？

糖尿病患者：85.70105.20109.5096.00115.2095.30110.00100.00125.60111.00106.50IGT異常者：

96.00124.50105.1076.4095.30110.0095.2099.00120.00

正常人：144.00117.00110.00109.00103.00123.00127.00121.00159.00115.00（一個(gè)研究因素，k個(gè)水平）第19頁,共36頁，2024年2月25日，星期天變量說明：X:載脂蛋白（mg/dL）；group:組別，1=糖尿病患者，2=IGT異常者；3=正常人。SPSS操作步驟：?jiǎn)我蛩胤讲罘治鼍鶖?shù)比較方法一菜單“One-WayANOVA”第20頁,共36頁，2024年2月25日，星期天因變量因素進(jìn)行兩兩比較選項(xiàng)（方差齊性檢驗(yàn)）第21頁,共36頁，2024年2月25日，星期天假定方差齊性假定方差不齊PostHoc對(duì)話框：第22頁,共36頁，2024年2月25日，星期天方差齊性檢驗(yàn)Options對(duì)話框：第23頁,共36頁，2024年2月25日，星期天F值P值組內(nèi)組間總SSMSF值P值方差齊性檢驗(yàn)結(jié)論：經(jīng)Levene方差齊性檢驗(yàn)，P>0.1，因此各組方差齊性。采用完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的單因素方差分析，F(xiàn)=5.854，P=0.008<0.05，可以認(rèn)為總的來說三種人載脂蛋白有差別。第24頁,共36頁，2024年2月25日，星期天多重比較P值結(jié)論：經(jīng)LSD兩兩比較，糖尿病患者與正常人、IGT異常者與正常人的載脂蛋白有差別（P<0.05），而糖尿病患者與IGT異常者的載脂蛋白無差別（P>0.05）。第25頁,共36頁，2024年2月25日，星期天同一列，無差別；不同列，有差別SNK結(jié)論：經(jīng)SNK兩兩比較，糖尿病患者與正常人、IGT異常者與正常人的載脂蛋白有差別（P<0.05），而糖尿病患者與IGT異常者的載脂蛋白無差別（P>0.05）。第26頁,共36頁，2024年2月25日，星期天方法二菜單“GeneralLinearModel”廣義線性模型單因變量的檢驗(yàn)第27頁,共36頁，2024年2月25日，星期天因變量固定因素兩兩比較選項(xiàng)第28頁,共36頁，2024年2月25日，星期天方差齊性時(shí)兩兩比較的方法方差不齊時(shí)兩兩比較的方法PostHoc對(duì)話框：第29頁,共36頁，2024年2月25日，星期天方差齊性檢驗(yàn)Options對(duì)話框：第30頁,共36頁，2024年2月25日，星期天組間組內(nèi)總P值F值MSdfSS（III型）除方差分析表不同以外，方法二與方法一的其他輸出結(jié)果相同。方法二的方差分析表如下：第31頁,共36頁，2024年2月25日，星期天（二）隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)（配伍設(shè)計(jì)）的兩因素ANOVA二、方差分析例5三批甘藍(lán)葉樣本分別在甲、乙、丙、丁四種條件下測(cè)量核黃素濃度，試驗(yàn)結(jié)果如下（見數(shù)據(jù)文件p205.sav）。問四種條件下測(cè)量的結(jié)果是否具有差異？（一個(gè)研究因素（a個(gè)水平），一個(gè)配伍因素（b個(gè)水平））第32頁,共36頁，2024年2月25日，星期天變量說明：X:核黃素濃度（μg/g）；condition:條件，1=甲，2=乙，3=丙，4=??；kind:批次。SPSS操作