H0: =0 =3.30kg，即难产儿总体平均出生 体重与一般新生儿总体平均出生体重相等 H1: ≠0=3.30kg，即难产儿总体平均出生 体重与一般新生儿总体平均出生体重不等
=0.05
33
（2）计算检验统计量
本例 n=35， X =3.42kg，S=0.40kg， 0 ＝3.30kg。 按公式 X 0 3.42 3.30 t 1.77 S/ n 0.4 / 35
(1)选择检验方法，建立检验假设，确定检验水准
H 0： μ μ 0 ; H1 : μ μ 0 ,α 0.05
（2）计算统计量 （3）确定P值
P
P
做推断结论 不拒绝H0, 可能 犯Ⅱ类错误
28
拒绝H0,接受H1 可能犯Ⅰ类错误
第二节
t检验(t –test)
29
一、单样本资料的t检验
已知 0 14.1 s 5.08 的比较
n 36 X 14.3
是单一样本与一已知总体
22
第二步
选择适当的假设检验方法，
计算相应的统计量
本
例
X 0 14.3 14.1 t 0.236 / n 5.08 / 36
n 1 36 1 35
23
⑶同一受试对象处理前后，数据作对比。
37
将10只小白鼠按配对设计分成两组，
分组方法见下表：
配对号 1 2 3 4 5
小白鼠 排序号
1 1
2 2
3 2 乙
4 1 甲
5 1 甲
6 2 乙
7 1 甲
8 2 乙
9 10 1 2
随机数 18 24 22 07
29 57 33
49 65 92
分 组 甲பைடு நூலகம்乙
甲 乙
前进
18
单、双侧检验
若H1为 0，则此检验为双侧检验 若H1只是 0或 0 , 则此检验为单侧检验
首先根据专业知识
单双侧检验的确定
其次根据研究者的目的
注意：一般认为双侧检验较保守和稳妥！
返回
19
本
例
H 0 : 0 14.1 (该县儿童前囟门闭合月龄
的平均水平与一般儿童的平均水平相同)
只能下"根据目前试验结果 ,尚不能认 为有差别 的结论. "
26
本 例
t=0.236 P>0.05
1.69
拒绝域
a=0.05
0
接受域
1.69
拒绝域
t
P 0.05, 不拒绝H 0 , 差别无统计学意义(统计结论） , 故还不能认为该县儿童前囟门闭合的平均月龄 与一般儿童不同(专业结论）。
27
表6-1
序号 2
用药前后患儿血清中免疫球蛋白IgG(mg/dl)含量
用药前 921.69 用药后 1293.36 差值d 371.67
1 1206.44 1678.44 472.00 例6-2 某儿科采用静脉注射人血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 3 1294.08 1711.66 417.58
IgG(mg/dl)含量如表所示。试问用药前后IgG有无变 4 945.36 1416.70 471.34
5 化？
6 7 8 9 10 11 12
721.36
692.32 980.01 691.01 910.39 568.56 1105.52 757.43
1204.55
1147.30 1379.59 1091.46 1360.34 1091.83 1728.03 1398.86
13
例:某商家宣称他的一大批鸡蛋 “坏蛋” 率为1%，顾客与商家约定，从中抽取5个 做检查，来判断这一批蛋的质量。结果4 个好蛋，1个坏蛋。请问这批鸡蛋的“坏
蛋” 率为1%还是高于1%？
14
假设该批鸡蛋的坏蛋率为1%，（反证法）
以此为前提，计算5个鸡蛋中样品中出现1 个 或更多变质蛋的概率p(x≥1)=0.049,（小概率 事件）。
P488
38
成对样本均数比较的数据格式
对子号 1 2 3 4 5 . . 合计 对照组 . . . . . . . . 实验组 . . . . . . . . 差值d . . . . . . . .
39
配对设计检验统计量：
d d d 0 d t＝ , Sd Sd n Sd n
n 1
12
本
否
例
0的对立面 0 出发，间接判断是
从
0 .
假设 0，看 X 可能性P 有多大，用公式
0由于抽样误差造成的
X 0 t SX
计算t值
由t值求得P 值来判断。若P 值很小,则拒绝上述假 设( ),而接受其相互对立的假设( 0)。 0 反之亦然。
第三步
确定P值,做出推断
P值：是用计算出来的统计量查相应的界值表获 得。其意义是：P的含义是指从H0规定的总体随机
抽样，抽得等于及大于(或/和等于及小于)现有样 本获得的检验统计量(如t、u等)值的概率。
做出推断： （包括统计结论和专业结论）
P a, 拒绝H 0 , 接受H1 , 下"有差别 的结论。 "
但发生机会理应很小的事件竟然在一次抽样中 出现了，人们不竟怀疑前提条件的真实性，从 而认为该批鸡蛋的坏蛋率不应为1%，应高于1%. （小概率事件原理）
15
三、假设检验的基本步骤
建立假设，确定检验水准
选择适当的假设检验方法，计算相
应的统计量
确定P 值 做推断结论
16
例7-1 已知北方农村儿童前囟门闭合月龄为 14.1月。某研究人员从东北某县抽取36名儿 童，得囟门闭合月龄均值为14.3月，标准差 为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？
式中， d 为每对数据的差值， d 为差值的样本均数，
S d 为差值的标准差，S d 为差值样本均数的标准误， 为对 n
子数。
40
例7-2
某儿科采用静脉注射人血丙种球蛋白
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？
41
1、设计：单样本与一已知总体均数的
比较
单样本均数：平时抽样或观察所得，其
总体均数 是未知的。
已知总体均数 0 ：指已知的理论值、标
准值、或经大量观察所得到的稳定值。
30
2、目的：
推断样本均数 X 代表未知总体均数 （ ）
和已知总体均数 0 （理论值、标准值、稳定
值）有无差别？
即推断是否 0 ？
P a , 不拒绝H 0 , 但不能下 无差别 的结论。 " " 只能下"根据目前试验结果 ,尚不能认 为有差别 的结论. "
24
立的条件下，得到现有检验结果的概率小于 ，因为 小概率事件不可能在一次试验中发生，所以怀疑 H 0 的真实性,从而做出拒绝 H 0 的决策。
若 P ，按所取检验水准 ，拒绝 H 0 ，接受 H1 ，差别有统计学意义。其统计学依据是，在 H 0 成
例 通过以往大量调查，已知某地一般新生
儿的头围均数为34.5cm，标准差为1.99cm。
为研究某矿区新生儿的发育情况，现从该地 某矿区随机抽取新生儿55人，测得其头围均 数为33.89cm,问该矿区新生儿的头围总体均 数与一般新生儿头围总体均数是否不同？
9
0=34.50cm 0=1.99cm
=？
35
二、配对设计资料的t检验
配对设计:将受试对象按一定条件配成 对子，再将每对中的两个受试对象随机分 配到不同处理组。 为控制可能存在的主要非处理（非实 验）因素而采用的一种试验设计方法。
36
形式：
⑴异体配对：将受试对象配成特征相近的对子，同 对的两个受试对象随机分别接受不同处理； ⑵自身配对：同一受试对象的两个部位分别接受两 种处理；或同一样品分成两份，随机分别接受不同 处理（或测量）
同一总体 0 ，但有抽样误差
非同一总体 0
怎么判断？ 利用反证法小概率事件原理
11
假设检验的基本原理：
反证法小概率事件原理：即首先假 设两总体无差别（反证法），然后根据 样本资料计算获得这样一份样本的概率 Ｐ值，当Ｐ值是一个小概率时，就拒绝 原假设（小概率事件在一次实验中不（大） 可能发生的推断原理），而认为 两 总体有差别。否则，就不能下有差别的 结论。
17
第一步
建立假设，确定检验水准
H0:原假设（无效假设、零假设）是对总体参数或 总体分布作出的假设，通常假设总体参数相等或 观察数据服从某一分布(如正态分布等). H1:对立假设（备择假设），与H0相对立又相联系
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:检验水准,上述两种假设中,要作出抉择,
即是拒绝H0,还是不拒绝H0,需根据概率的大 小作出判断. 就是对H0假设作出抉择的一 个判定标准,通常 =0.05
H1 : 0 14.1 (该县儿童前囟门闭合月龄
的平均水平高于一般儿童的平均水平)
a 0.05
（单侧）
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第二步
选择适当的假设检验方法，
计算相应的统计量
应根据资料类型,设计,分析目的 和各种假设检验方法的应用条 件加以选择。
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第二步
选择适当的假设检验方法，
计算相应的统计量
本
例
n=55
已知总体 一般新生儿头围
X 33.89 未知总体 某矿区新生儿头围
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该地某矿区的地理环境及生活条件并不影响 矿区的地理环境及生活条件确实对新生儿的 分 析 新生儿的头围大小，即本次调查的新生儿头 头围有影响，即本次调查的新生儿头围的总体 围的总体均数与一般新生儿头围的总体均数 目的：判断是否 0 ？ 均数与一般新生儿头围的总体均数不同，亦 相同，亦即 X 0 仅由抽样误差造成， 即 X 不仅由抽样误差造成，而且是来自 现 这种差异无统计学意义。 X 0 0 原因有二: 不同的总体，这种差异有统计学意义。