1、 第六章第六章 假設檢驗基礎假設檢驗基礎 第一節第一節 假設檢驗的概念及原理假設檢驗的概念及原理第二節第二節 t t 檢驗檢驗第三節第三節 二項分布與二項分布與poissonpoisson分布資料的分布資料的z z檢驗檢驗第四節第四節 假設檢驗的功效假設檢驗的功效一、假設檢驗的概念：一、假設檢驗的概念：一般科研程序：一般科研程序：統計上的假設檢驗統計上的假設檢驗: :假設檢驗亦稱為顯著性檢驗，是判斷樣本指標與總體指假設檢驗亦稱為顯著性檢驗，是判斷樣本指標與總體指標或樣本指標與樣本指標之間的差異有無統計學意義的一種標或樣本指標與樣本指標之間的差異有無統計學意義的一種統計方法。統計方法。假說假說驗

2、證驗證對假說作出結論對假說作出結論v假設檢驗的原理：假設檢驗的原理： 假設檢驗的基本思想是反證法和小假設檢驗的基本思想是反證法和小概率的思想。概率的思想。v反證法思想：首先提出假設（由于未經檢驗是否成立，反證法思想：首先提出假設（由于未經檢驗是否成立，所以稱為無效假設），用適當的統計方法確定假設成立的所以稱為無效假設），用適當的統計方法確定假設成立的可能性大小，如果可能性小，則認為假設不成立，拒絕它；可能性大小，如果可能性小，則認為假設不成立，拒絕它；如果可能性大，還不能認為它不成立。如果可能性大，還不能認為它不成立。v小概率思想：是指小概率事件在一次隨機試驗中認為小概率思想：是指小概率事件在

3、一次隨機試驗中認為基本上不會發生。基本上不會發生。概率小于多少算小概率是相對的，在進行統計分析概率小于多少算小概率是相對的，在進行統計分析時要事先規定，即檢驗水準時要事先規定，即檢驗水準 。二、假設檢驗的基本步驟：二、假設檢驗的基本步驟：例例6-1 6-1 已知北方農村兒童前囟門閉合月齡為已知北方農村兒童前囟門閉合月齡為14.114.1月。某研究人月。某研究人員從東北某縣抽取員從東北某縣抽取3636名兒童，得囟門閉合月齡均值為名兒童，得囟門閉合月齡均值為14.314.3月，月，標準差為標準差為5.085.08月。問該縣兒童前囟門閉合月齡的均數是否大于月。問該縣兒童前囟門閉合月齡的均數是否大于一

4、般兒童？一般兒童？3608. 53 .141 .140 nsX 已已知知： 從統計學角度考慮東北某縣與北方兒童前囟門閉合從統計學角度考慮東北某縣與北方兒童前囟門閉合月齡有差別有兩種可能：月齡有差別有兩種可能：1 1）差別是由于抽樣誤差引起的，統計學上稱為差異）差別是由于抽樣誤差引起的，統計學上稱為差異無顯著性。無顯著性。2 2）差異是本質上的差異，即二者來自不同總體。）差異是本質上的差異，即二者來自不同總體。統計學上稱為差異有顯著性。統計學上稱為差異有顯著性。3608. 53 .141 .140 nsX 已已知知：造成兩者不等的原因：造成兩者不等的原因： 非同一總體，即非同一總體，即 存在本質

5、上的差別，同時有存在本質上的差別，同時有抽樣誤差存在。抽樣誤差存在。0 0 同一總體，即同一總體，即 但有抽樣誤差存在；但有抽樣誤差存在；0 0 X0 0 X假設檢驗的基本步驟假設檢驗的基本步驟（采用反證法思想）采用反證法思想） 1 1、建立檢驗假設與單雙側、建立檢驗假設與單雙側 假設有兩種：一種為檢驗假設或稱無效假設，符號為假設有兩種：一種為檢驗假設或稱無效假設，符號為H H0 0；一種為備擇假設，符號為一種為備擇假設，符號為H H1 1。這兩種假設都是根據統計推斷。這兩種假設都是根據統計推斷的目的要求而提出的對總體特征的假設。應當注意檢驗假設的目的要求而提出的對總體特征的假設。應當注意檢驗

6、假設是針對總體而言，而不是針對樣本。是針對總體而言，而不是針對樣本。H H0 0是從反證法的思想提是從反證法的思想提出的，出的，H H1 1和和H H0 0是相聯系的但又是相對立的假設。是相聯系的但又是相對立的假設。 H H0 0一般設為某兩個或多個總體參數相等，即認為一般設為某兩個或多個總體參數相等，即認為他們之間的差別是由于抽樣誤差引起的。他們之間的差別是由于抽樣誤差引起的。 H H1 1的假設和的假設和H H0 0的假設相互對立，即認為他們之間的假設相互對立，即認為他們之間存在著本質的差異。存在著本質的差異。H H1 1的內容反映出檢驗的單雙側。的內容反映出檢驗的單雙側。 單雙側的確定一

7、是根據專業知識，已知東北某縣囪單雙側的確定一是根據專業知識，已知東北某縣囪門月齡閉合值不會低于一般值；二是研究者只關心東北門月齡閉合值不會低于一般值；二是研究者只關心東北某縣值是否高于一般人群值，應當用單側檢驗某縣值是否高于一般人群值，應當用單側檢驗。一般認一般認為雙側檢驗較為穩妥，故較為常用。為雙側檢驗較為穩妥，故較為常用。2 2、確定檢驗水準：亦稱為顯著性水準，符號為、確定檢驗水準：亦稱為顯著性水準，符號為，是預，是預先給定的概率值。是判定樣本指標與總體指標或兩樣本先給定的概率值。是判定樣本指標與總體指標或兩樣本指標間的差異有無統計學顯著性意義的概率水準，在實指標間的差異有無統計學顯著性意

8、義的概率水準，在實際工作中，際工作中，常取常取0.050.05。可根據不同的研究目的給予可根據不同的研究目的給予不同的設置，如方差齊性檢驗，正態性檢驗不同的設置，如方差齊性檢驗，正態性檢驗常取常取0.10.1或或0.20.2。3 3、選擇檢驗方法并計算統計量：要根據所分析資料的類、選擇檢驗方法并計算統計量：要根據所分析資料的類型和統計推斷的目的要求選用不同的檢驗方法。型和統計推斷的目的要求選用不同的檢驗方法。 4 4、確定、確定P P值：值：P P值是指由值是指由H H0 0所規定的總體中做隨機抽樣，所規定的總體中做隨機抽樣，獲得等于及大于（或等于及小于）現有統計量的概率。當獲得等于及大于（或

9、等于及小于）現有統計量的概率。當求得檢驗統計量的值后，一般可通過特制的統計用表直接求得檢驗統計量的值后，一般可通過特制的統計用表直接查出查出P P值。值。 5 5、作出推斷結論：（、作出推斷結論：（包括統計結論和專業結論）包括統計結論和專業結論）按按水準，拒絕水準，拒絕H H0 0，接受，接受H H1 1差別有統計學差別有統計學意義。意義。按按水準，不拒絕水準，不拒絕H H0 0，差別無統計學意義。，差別無統計學意義。統統 計計 結結 論論P P值值t t 值值 ,tt ,tt P P1 1、建立檢驗假設與單雙側、建立檢驗假設與單雙側2 2、確定檢驗水準、確定檢驗水準3 3、選擇檢驗方法并計算

10、統計量、選擇檢驗方法并計算統計量4 4、確定、確定P P值值5 5、作出推斷結論、作出推斷結論05. 02(:1 .1410100、單側），：、HH 3、計算統計量：根據資料類型和檢驗方法、計算統計量：根據資料類型和檢驗方法選擇選擇是隨機樣本的函數，它不包含是隨機樣本的函數，它不包含任何未知參數。任何未知參數。351361236. 03608. 51 .143 .140 nnsXt 4 4、確定、確定P P值值 P P值的意義：如果總體狀況和值的意義：如果總體狀況和H H0 0一致，統計量獲得現一致，統計量獲得現有數有數值以及更不利于值以及更不利于H H0 0的數值的可能性（概率）有多大。的數

11、值的可能性（概率）有多大。25. 0682. 0)35(25. 0)35(25. 0 Pttt得得指從指從H0規定的總體中隨機抽得等于及規定的總體中隨機抽得等于及大于（或等于及小于）現有樣本獲得大于（或等于及小于）現有樣本獲得的檢驗統計量值的概率。的檢驗統計量值的概率。查查 t t 值表：值表：5 5、做推斷結論、做推斷結論：假設檢驗的推斷結論是對假設檢驗的推斷結論是對“H H0 0是否是否真實真實”作出判斷。這種判斷是通過作出判斷。這種判斷是通過比較比較P P值與檢驗水準值與檢驗水準的大小來進的大小來進行的。行的。 按按=0.05=0.05水準，不拒絕水準，不拒絕H H0 0，差別無統計學意

12、義，差別無統計學意義，故還不能認為該縣兒童前囟門閉合月齡的均數大于故還不能認為該縣兒童前囟門閉合月齡的均數大于一般兒童。一般兒童。 第六章第六章 假設檢驗基礎假設檢驗基礎 第一節第一節 假設檢驗的概念及原理假設檢驗的概念及原理第二節第二節 t t 檢驗檢驗第三節第三節 二項分布與二項分布與poissonpoisson分布資料的分布資料的z z檢驗檢驗第四節第四節 假設檢驗的功效假設檢驗的功效)(:000100 或或單側單側：HH一、一組樣本資料的一、一組樣本資料的t t檢驗檢驗(one sample/group t-test)(one sample/group t-test)目的：推斷該樣本所

13、代表的未知總體均數目的：推斷該樣本所代表的未知總體均數與已知總體均數與已知總體均數0 0是是否相等已知總體均數否相等已知總體均數0 0是指標準值，理論值或經大量觀察所得是指標準值，理論值或經大量觀察所得的穩定值。的穩定值。現有取自正態總體現有取自正態總體N(,N(,2 2）、容量為）、容量為n n 的一份完全隨機樣本。的一份完全隨機樣本。1),(0 ntnsXt 二、配對設計資料的二、配對設計資料的t t檢驗檢驗 配對設計是研究者為了控制可能存在的主要非處理因素而配對設計是研究者為了控制可能存在的主要非處理因素而采用的一種試驗設計方法。采用的一種試驗設計方法。形式：形式：1 1、將受試對象配成

14、特征相近的對子，同對的兩個受試、將受試對象配成特征相近的對子，同對的兩個受試對象隨機分別接受不同處理；對象隨機分別接受不同處理；2 2、同一樣品分成兩份，隨機分別接受不同處理（或測量）；、同一樣品分成兩份，隨機分別接受不同處理（或測量）；3 3、同一受試對象處理前后，數據作對比。、同一受試對象處理前后，數據作對比。)00(0:010 ddddHH 或或單單側側： 1,0 ntnSdtd 表表6-1 6-1 用藥前后患兒血清中免疫球蛋白用藥前后患兒血清中免疫球蛋白IgG(mg/dl)IgG(mg/dl)含量含量例例6-2 6-2 某兒科采用靜脈注射人血丙種球蛋白治療小兒急性毛細某兒科采用靜脈注射

15、人血丙種球蛋白治療小兒急性毛細支氣管炎。用藥前后患兒血清中免疫球蛋白支氣管炎。用藥前后患兒血清中免疫球蛋白IgG(mg/dl)IgG(mg/dl)含量如含量如表所示。試問用藥前后表所示。試問用藥前后IgGIgG有無變化？有無變化？序號序號用藥前用藥前用藥后用藥后差值差值d11206.441678.44472.002921.691293.36371.6731294.081711.66417.584945.361416.70471.345721.361204.55483.196692.321147.30454.977980.011379.59399.588691.011091.46400.4599

16、10.391360.34449.9510568.561091.83523.27111105.521728.03622.5112757.431398.86641.4411112),/(552.1912/2747.84066.4752747.841121295.5707166.2793182,166.279318266.47512/95.5707,95.5707,1205. 00:02210dlmgtSdndddnHHddd：查查t t臨界值表：臨界值表：t t0.05/2,110.05/2,11=2.201=2.201，tttt0.05/2,110.05/2,11, ,得得P0.05P F=3.

17、76,F F0.05,(7,11) 0.05,(7,11) ，得，得P0.05P0.05 按按=0.05=0.05水準拒絕水準拒絕H H0 0，接受，接受H H1 1，故可認為兩個總體方，故可認為兩個總體方差不相等。差不相等。 方差齊性檢驗的另一個方面是比較兩組觀測數據的測方差齊性檢驗的另一個方面是比較兩組觀測數據的測量精度。（兩個總體的變異程度是否相同）量精度。（兩個總體的變異程度是否相同）例例6-7 6-7 將同一瓶液樣分成將同一瓶液樣分成2020份。將此份。將此2020份樣品隨機分成份樣品隨機分成兩組，每組兩組，每組1010份。用不同的方法分別檢測液樣中某物質的份。用不同的方法分別檢測液

18、樣中某物質的含量含量(mmol/L)(mmol/L)。結果兩種方法測得樣本均數相同，樣本標。結果兩種方法測得樣本均數相同，樣本標準差分別為準差分別為1.021.02與與0.560.56。試問兩法檢測精度是否相同？。試問兩法檢測精度是否相同？9110, 9110,3176. 356. 002. 105. 0,:212222212221122210SSFHH查查F F 臨界值表臨界值表3.23.2： F F0.05,(9,9)0.05,(9,9)=4.03,F F=4.03,F 0.05P0.05 按按=0.05=0.05水準不拒絕水準不拒絕H H0 0，故還不能認為兩法檢測結果，故還不能認為兩法

19、檢測結果精度不同。精度不同。四、兩樣本所屬總體方差不等且兩總體均為正態分布四、兩樣本所屬總體方差不等且兩總體均為正態分布近似近似t t檢驗檢驗- - 檢驗檢驗 方差不齊時，兩小樣本均數的比較，可選擇以下方法：方差不齊時，兩小樣本均數的比較，可選擇以下方法：1 1）采用適當的變量變換，使達到方差齊的要求。）采用適當的變量變換，使達到方差齊的要求。2 2）采用秩和檢驗。）采用秩和檢驗。3 3）采用近似法檢驗（包括對臨界值和自由度校正兩種）。）采用近似法檢驗（包括對臨界值和自由度校正兩種）。當所兩小樣本均數的比較時，其總體分布不呈正態分布當所兩小樣本均數的比較時，其總體分布不呈正態分布時，可選擇的方

20、法有兩種即變量變換和秩和檢驗。時，可選擇的方法有兩種即變量變換和秩和檢驗。t)(:2121211210或單側：HH 1nS1nSSS,nSnSXXt24X14X22X2X222121212121 當當H H0 0成立時，檢驗統計量成立時，檢驗統計量(Satterthwaite(Satterthwaite近似法近似法) )例例6-5 6-5 為探討硫酸氧釩對糖尿病性白內障的防治作用，研究為探討硫酸氧釩對糖尿病性白內障的防治作用，研究人員將已誘導糖尿病模型的人員將已誘導糖尿病模型的2020只大鼠隨機分為兩組。一組用只大鼠隨機分為兩組。一組用硫酸氧釩治療（硫酸氧釩治療（DVDV組），另一組作對照觀察

21、（組），另一組作對照觀察（D D組），組），1212周后周后測大鼠血糖含量測大鼠血糖含量(mmol/L)(mmol/L)。結果為。結果為DVDV組組1212只，樣本均數為只，樣本均數為6.5mmol/L6.5mmol/L，標準差為，標準差為1.34 mmol/L 1.34 mmol/L ；D D組組8 8只，樣本均數為只，樣本均數為13.7mmol/L13.7mmol/L，標準差為，標準差為4.21 mmol/L 4.21 mmol/L 。試問兩組動物血糖含。試問兩組動物血糖含量的總體均數是否相同？量的總體均數是否相同？ 此資料總體方差不等。此資料總體方差不等。87. 934. 121. 42

22、22221 SS89542. 71121234. 118821. 41234. 1821. 46817. 41234. 1821. 45 . 67 .1334. 1, 5 . 6,12,21. 4, 7 .13, 805. 0:22222222222212121222111211210 nSnSXXtSXnSXnHH ：查查t t臨界值表：臨界值表： t t0.05/2,80.05/2,8=2.306=2.306 t t t t0.05/2,80.05/2,8，得，得P0.05P0.05 按按=0.05=0.05水準拒絕水準拒絕H H0 0，接受，接受H H1 1，故可認為經硫酸氧，故可認為經

23、硫酸氧釩治療的大鼠與未治療大鼠的血糖含量不同。釩治療的大鼠與未治療大鼠的血糖含量不同。 第六章第六章 假設檢驗基礎假設檢驗基礎 第一節第一節 假設檢驗的概念及原理假設檢驗的概念及原理第二節第二節 t t 檢驗檢驗第三節第三節 二項分布與二項分布與poissonpoisson分布資料的分布資料的z z檢驗檢驗第四節第四節 假設檢驗的功效假設檢驗的功效一、二項分布資料的一、二項分布資料的z z檢驗檢驗( (一）一組樣本資料的一）一組樣本資料的z z檢驗檢驗 如果二項分布的如果二項分布的或或1-1-不太小，則當不太小，則當n n足夠大時，即足夠大時，即陽性數與陰性數都大于等于陽性數與陰性數都大于等于

24、5 5時，近似地有時，近似地有nXPnNPnnNX1,1,(0100: HH檢驗假設為：檢驗假設為： 1 , 011 , 01000000NnpZNnnXZ 當當H0成立時，檢驗統計量為：成立時，檢驗統計量為：當當n n不太大時，需作連續性校正：不太大時，需作連續性校正： 1 , 015 . 01 , 015 . 0000000NnnpZNnnXZ 05. 0),(8 . 0:8 . 0:100 單單側側HH例例6-8 6-8 某醫院稱治療聲帶白斑的有效率為某醫院稱治療聲帶白斑的有效率為80%80%，今統計前來，今統計前來求醫的此類患者求醫的此類患者6060例，其中例，其中4545例治療有效。

25、試問該醫院宣稱例治療有效。試問該醫院宣稱的療效是否客觀？的療效是否客觀？8069. 0602 . 08 . 0605 . 08 . 075. 0 Z按按=查查t t 臨界值表：臨界值表： （單側）（單側）Z Z0.10, 0.10, =1.2816=1.2816 Z Z Z 0.10P0.10 按按=0.05=0.05水準不拒絕水準不拒絕H H0 0，故可認為該醫院宣稱的有，故可認為該醫院宣稱的有效率尚屬客觀。效率尚屬客觀。211210: HH( (二）兩組獨立樣本資料的二）兩組獨立樣本資料的z z檢驗檢驗應用條件為當所比較的兩組陽性數與陰性數都大于等于應用條件為當所比較的兩組陽性數與陰性數都

26、大于等于5 5時時檢驗假設為：檢驗假設為：當當H0H0成立時，檢驗統計量為：成立時，檢驗統計量為： 2121212121111115 . 0,111nnppnnppZnnppppZcccc2121nnXXpc 例例6-9 6-9 用硝苯吡啶治療高血壓急癥患者用硝苯吡啶治療高血壓急癥患者7575例，有效者例，有效者5757例，例，用硝苯吡啶用硝苯吡啶+ +卡托普利治療同類患者卡托普利治療同類患者6969例，例，6666例有效。試問兩例有效。試問兩療法的有效率是否相同？療法的有效率是否相同？85417. 069756657,95652. 06966,76. 0755721 cppp05. 0,:2

27、11210 HH 33799.369175185417.0185417.095652.076.0n1n1p1pppZ21cc21 按按=查查t t臨界值表：臨界值表： Z Z0.001/2, 0.001/2, =3.2905=3.2905Z ZZ Z0.001/20.001/2，得，得P0.001P0.001按按0.050.05水準拒絕水準拒絕H H0 0，接受，接受H H1 1，可為兩種療法有效率不同。，可為兩種療法有效率不同。0100: HH二、二、PoissonPoisson分布資料的分布資料的z z檢驗檢驗當總體均數當總體均數2020時，時，PoissonPoisson分布近似正態分布

28、。分布近似正態分布。( (一）一組樣本資料的一）一組樣本資料的z z檢驗檢驗當當H H0 0成立時，檢驗統計量為：成立時，檢驗統計量為： 1 , 000NXZ 例例6-10 6-10 某地十年前計劃到某地十年前計劃到20002000年把孕產婦死亡率將到年把孕產婦死亡率將到25/1025/10萬以下。萬以下。20002000年監測資料顯示，該地區平均而言，年監測資料顯示，該地區平均而言，每每1010萬例活產兒孕產婦死亡萬例活產兒孕產婦死亡3131人。問該地區降低孕產婦死人。問該地區降低孕產婦死亡的目標是否達到？亡的目標是否達到？31,250 X 05. 025:25:100 HH2 . 1252

29、53100 XZ按按=查查t t臨界值表：臨界值表：( (單側單側) ) Z Z0.10, 0.10, =1.2816=1.2816Z ZZ 0.10P0.10按按=0.05=0.05水準不拒絕水準不拒絕H H0 0，故可認為該地區達到了預定目標。，故可認為該地區達到了預定目標。211210: HH 1 , 02121NXXXXZ ( (二）兩組獨立樣本資料的二）兩組獨立樣本資料的z z檢驗檢驗 1 , 0221121NnXnXXXZ 當當H H0 0成立時，檢驗統計量為：成立時，檢驗統計量為：當兩樣本觀測單位數相等時：當兩樣本觀測單位數相等時：當兩樣本觀測單位數不等時：當兩樣本觀測單位數不等

30、時：例例6-12 6-12 甲、乙兩檢驗師分別觀察甲、乙兩檢驗師分別觀察1515名正常人末梢血嗜名正常人末梢血嗜堿性白細胞數量。每張血片均觀察堿性白細胞數量。每張血片均觀察200200個視野。結果甲計個視野。結果甲計數到嗜堿粒細胞數到嗜堿粒細胞2626個，乙計數到個，乙計數到2929個。試問兩位檢驗師個。試問兩位檢驗師檢查結果是否一致？檢查結果是否一致？40452. 02926292605. 0,:2121211210XXXXZHH 按按=查查t t 臨界值表：臨界值表： Z Z0.5/2, 0.5/2, =0.6745=0.6745 Z Z Z 0.5P0.5 按按=0.05=0.05水準不

31、拒絕水準不拒絕H H0 0，故尚不能認為兩檢驗師檢查結，故尚不能認為兩檢驗師檢查結果有差異。果有差異。 第六章第六章 假設檢驗基礎假設檢驗基礎 第一節第一節 假設檢驗的概念及原理假設檢驗的概念及原理第二節第二節 t t 檢驗檢驗第三節第三節 二項分布與二項分布與poissonpoisson分布資料的分布資料的z z檢驗檢驗第四節第四節 假設檢驗的功效假設檢驗的功效第第類錯誤：如果實際情況與類錯誤：如果實際情況與H H0 0一致，僅僅由于抽樣的原因，一致，僅僅由于抽樣的原因，使得統計量的觀察值落到拒絕域，拒絕原本正確的使得統計量的觀察值落到拒絕域，拒絕原本正確的H H0 0，導致推，導致推斷結論

32、錯誤。這樣的錯誤稱為第斷結論錯誤。這樣的錯誤稱為第類錯誤。犯第類錯誤。犯第類錯誤的概類錯誤的概率大小為率大小為。第第類錯誤：如果實際情況與類錯誤：如果實際情況與H H0 0不一致，也僅僅由于抽樣的原不一致，也僅僅由于抽樣的原因，使得統計量的觀察值落到接受域，不能拒絕原本錯誤的因，使得統計量的觀察值落到接受域，不能拒絕原本錯誤的H H0 0，導致了另一種推斷錯誤。這樣的錯誤稱為第導致了另一種推斷錯誤。這樣的錯誤稱為第類錯誤。犯第類錯誤。犯第類錯誤的概率為類錯誤的概率為。實際情況實際情況檢驗結果檢驗結果拒絕拒絕H H0 0不拒絕不拒絕H H0 0H H0 0為真為真第第類錯誤類錯誤()()假陽性（

33、誤診）假陽性（誤診）結論正確結論正確(1- )(1- )置信度置信度H H0 0不真不真結論正確結論正確(1- )(1- )檢驗功效檢驗功效第第類錯誤類錯誤()()假陰性（漏診）假陰性（漏診）一、假設檢驗的兩類錯誤一、假設檢驗的兩類錯誤當樣本含量當樣本含量n n一定時，一定時，越小，越小，越大；若想越大；若想同時減少同時減少和和，只有，只有增大樣本含量。增大樣本含量。二、假設檢驗的功效二、假設檢驗的功效 1-1-稱為假設檢驗的功效稱為假設檢驗的功效 當所研究的總體與當所研究的總體與H H0 0確有差別確有差別時，按檢驗水準時，按檢驗水準能夠發現它能夠發現它( (拒絕拒絕H H0 0) )的概率

34、。的概率。 一般情況下對同一檢驗水準一般情況下對同一檢驗水準，功效大的檢驗方法更可取。，功效大的檢驗方法更可取。 在醫學科研設計中，檢驗功效在醫學科研設計中，檢驗功效(1-)(1-)不宜低于不宜低于0.750.75，否則，否則檢驗結果很可能反映不出總體的真實差異，出現非真實的陰性檢驗結果很可能反映不出總體的真實差異，出現非真實的陰性結果。結果。 當假設檢驗的結果根據當假設檢驗的結果根據P0.05P0.05作出無統計學意義的作出無統計學意義的“陰性陰性”結論時，研究者則面臨著犯第結論時，研究者則面臨著犯第類錯誤的可能性，類錯誤的可能性，應當考慮是否總體間的差異確實存在，有可能由于檢驗效能應當考慮

35、是否總體間的差異確實存在，有可能由于檢驗效能不足而未能把總體中確有的差異反映出來。近年來，許多國不足而未能把總體中確有的差異反映出來。近年來，許多國際會議對于假設檢驗中際會議對于假設檢驗中P0.05P0.05作出的作出的“陰性陰性”結論，應附有結論，應附有第第類錯誤概率為據，因而有必要介紹其計算方法。類錯誤概率為據，因而有必要介紹其計算方法。 ZnZ 1.1.一組樣本資料一組樣本資料t t 檢驗的功效檢驗的功效045. 1645. 15365 . 0 ZnZ例例6-13 6-13 計算例計算例6-1 6-1 檢驗的功效檢驗的功效1-1-。假定根據現有知識可。假定根據現有知識可以取以取=5=5月，月，=0.5=0.5月月, ,單側單側Z Z=1.645=1.645由標準正態分布表查由標準正態分布表查-1.045-1.045所對應的上側所對應的上側尾部面積，得到尾部面積，得到=0.8519=0.8519，于是，于是1-1-=0.1481=0.1481。說明該檢驗功效太小，即發現。說明該檢驗功效太小，即發現=0.5=0.5個月的差別的機會只有個月的差別的機會只有14.81%14.81%。Z Z是負值時，是負值時，0.50.5上 側 尾 部 面 積 為上 側 尾 部 面 積 為 = 1 - x = 1 - = 1 - x = 1 -0.1481=0.8519 1-=0.14810