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第八章 两总体均数差异性检验 2004年10月 华中科技大学同济医学院 宇传华制作
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两总体均数差异性检验
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第一节 配对设计资料均数的比较 配对方式:异源配对与 同源配对
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2. 同源配对(或自身配对) (1)同一受试对象作两种不同的处理; (2)同一受试对象作前后两次比较。
特点:同一编号为一个对子或同一个个体。分析时利用每一编号内部两数据之差(d)进行分析。 优点:配对设计减少了每一编号内部的非处理因素差异。
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异源配对的设计思想 将受试对象按某些混杂因素(如性别、年龄、窝别等)配成对子,然后将每对中的两个个体随机分配给两种处理(如处理组与对照组),对子成对出现,仅对对子中的两个体进行随机。 将12只小白鼠按配对设计随机分配到甲乙两组 事先规定:在对子内,随机数小分到甲组,随机数大分到乙组
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假设检验方法
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表8.1 10例高血压患者用某中药治疗前后舒张压的变化
表 例高血压患者用某中药治疗前后舒张压的变化 患者号 舒 张 压 差值d d2 治疗前 治疗后 2004年10月 华中科技大学同济医学院 宇传华制作
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第二节 完全随机设计两总体均数的比较 用完全随机设计(completely random design) 的方法,把受试对象随机分为两组。
第二节 完全随机设计两总体均数的比较 用完全随机设计(completely random design) 的方法,把受试对象随机分为两组。 特点: 1. 数据前一般无编号。采用两组样本数据各自的均数标准差进行分析,而不是采用两组样本数据之差的均数标准差进行分析。 2. 两组样本例数不必严格相同,但注意:两组例数相等,可提高检验效能。
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将120名高血脂患者完全随机分成2个例数相等的组
完全随机设计方法举例 将120名高血脂患者完全随机分成2个例数相等的组 1. 编号;2. 取随机数字;3. 排序:按随机数字从小到大 (数据相同则按先后顺序)编序号;4. 事先规定:序号1-60为甲组,序号60-120为乙组 2004年10月 华中科技大学同济医学院 宇传华制作
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一、两总体均数的Z 检验 1. 当总体方差已知时,应使用Z检验 H0: 1 =2 H1: 12 =0.05 实际应用较少
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(一)假定条件 二、两总体均数的t 检验 (1) 两组样本分别来自随机、独立的正态总体;
(可采用卡方检验、 W法、D法来检验是否服从正态分布, 见第7章) (2) 两组样本的总体方差相等(F检验)
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(二)两总体方差间的差异性检验 使用双侧的原因:计算F值时,较大方差S12可以作为分子,也可作为分母。
注意:一般的方差分析,只采用单侧检验(见第10章、第11章)。
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【例8.1】用两组小鼠分别给以高蛋白和低蛋白饲料,观察各鼠喂养8周后所增体重(mg)。问两组小鼠增加体重有无不同?
高蛋白组 低蛋白组
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F分布图 F =1.075 P=0.4894; F’=0.930 P=0.5106 n1=11; n2=6 n1=6; n2=11 0.26
5.41
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(三)总体方差齐同情况下的t检验 当tt/2()时,P,拒绝H0,接受H1。
计算公式: 其中,均数差的标准误 当tt/2()时,P,拒绝H0,接受H1。 当t<t/2()时,P>,不拒绝H0。
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例8.1 高蛋白与低蛋白喂养小鼠, 问两组小鼠增加体重有无不同? 2004年10月 华中科技大学同济医学院 宇传华制作
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(四)总体方差不齐情况下的t’检验 软件SAS、SPSS、Excel均采用这一方法。 2004年10月 华中科技大学同济医学院 宇传华制作
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【例8.3】 探讨白血病患者血清SIL-2R的变化对白血病的诊断意义,试检验两组方差是否相等
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【例8.4】 探讨白血病患者血清SIL-2R的变化对白血病的诊断意义,两组均数有无差别?
软件输出 P=4.4E-10
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小 结 2004年10月 华中科技大学同济医学院 宇传华制作
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一、配对设计资料均数的比较 H0:md=0 H1: md ≠ 0
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两总体均数的比较(3种情况) H0:m1-m2=0 H1: m1-m2 ≠ 0
二、 两总体均数的比较(3种情况) H0:m1-m2= H1: m1-m2 ≠ 0 1. 两总体方差未知,但假定两总体方差相等
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两总体均数的比较 H0:m1-m2=0 H1: m1-m2 ≠ 0
二、 两总体均数的比较 H0:m1-m2= H1: m1-m2 ≠ 0 2. 两总体方差未知,但假定两总体方差不相等
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两总体均数的比较 H0:m1-m2=0 H1: m1-m2 ≠ 0
二、 两总体均数的比较 H0:m1-m2= H1: m1-m2 ≠ 0 3. 两总体方差已知 2004年10月 华中科技大学同济医学院 宇传华制作
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两总体均数差异性检验 z近似 , t更精确
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作 业 实习4:两组均值的比较 计算题:1、2、3 2004年10月 华中科技大学同济医学院 宇传华制作
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