单个样本t检验 实创分析 5.礼以接通建大妮调巴地断生儿出生 递地产儿与一版生儿平均出多 ,地产儿与一新生儿平的出 体重不两？ ■来例巴加慧体的教6-一3.30k 0.05. ,但感体标准是8来 知，n-35为小样来5=0.40kg,故选用单年本 ▣2.计第松脸晚计量 检 在医=原0成立的前提条件下，计第妮计量为： 单个样本t检脸 检脸步豫 第二节配对样本均数t检脸 ■影对样本期数t检脸简恭配对检脸Dai阳dtet). 3.确变P维，服出兼断此论 文絲来独立局样本均教脸陵，通用手配对護计计量 本创自由n135-134,套附表2，播 mu=2.032。 教所代表的求知恶体均教是否有差刮。 国为t<6Os234,款P0.05.泰明姜开无桃计净 ■对设计pared design)是普试对象热要 意义，换Q0.05水准不框绝H6,表插呢有样本 征近台原则廊成对子，对中两个个体随 信息，南不急认为诚地唯产儿与一极新生儿平均 机地给予两种处理。 出生体重不同。 配对设计概述 配对样本均教t检脸原理 ”在服意对钱计了双成十安脸尚活装不位制春纯复商来.我专 ·配对浸计处厦合配方或正专有三种情元： 心县共白资拼学有时往生收韩不天培台技性完 道华务装计金种事对我痛内的返值山特d 未的而个标分，随机分配盖委局升13 单个样本t 检验——实例分析 � 例5.1 以往通过大规模调查已知某地新生儿出生 以往通过大规模调查已知某地新生儿出生 以往通过大规模调查已知某地新生儿出生 以往通过大规模调查已知某地新生儿出生 体重为3.30kg. 3.30kg. 3.30kg. 3.30kg.从该地难产儿中随机抽取 从该地难产儿中随机抽取 从该地难产儿中随机抽取 从该地难产儿中随机抽取35名新生 儿作为研究样本 儿作为研究样本 儿作为研究样本 儿作为研究样本,平均出生体重为 平均出生体重为 平均出生体重为 平均出生体重为3.42kg, 3.42kg, 3.42kg, 3.42kg,标准差为 0.40kg, 0.40kg, 0.40kg, 0.40kg,问该地难产儿出生体重是否与一般新生儿 问该地难产儿出生体重是否与一般新生儿 问该地难产儿出生体重是否与一般新生儿 问该地难产儿出生体重是否与一般新生儿 体重不同? � 本例已知总体均数 本例已知总体均数 本例已知总体均数 本例已知总体均数µ0=3.30kg =3.30kg =3.30kg =3.30kg，但总体标准差 ，但总体标准差 ，但总体标准差 ，但总体标准差σ未 知,n=35为小样本,，S=0.40kg =0.40kg =0.40kg =0.40kg，故选用单样本 ，故选用单样本 ，故选用单样本 ，故选用单样本t 检验。 14 单个样本t检验——检验步骤 � 1. 建立检验假设，确定检验水准 建立检验假设，确定检验水准 建立检验假设，确定检验水准 建立检验假设，确定检验水准 H0：µ=µ0，该地难产儿与一般新生儿平均出生 ，该地难产儿与一般新生儿平均出生 ，该地难产儿与一般新生儿平均出生 ，该地难产儿与一般新生儿平均出生 体重相同; H1：µ ≠µ0，该地难产儿与一般新生儿平均出生 ，该地难产儿与一般新生儿平均出生 ，该地难产儿与一般新生儿平均出生 ，该地难产儿与一般新生儿平均出生 体重不同; α=0.05。 � 2. 计算检验统计量 计算检验统计量 计算检验统计量 计算检验统计量 在μ=μ0成立的前提条件下 成立的前提条件下 成立的前提条件下 成立的前提条件下，计算统计量为 ，计算统计量为 ，计算统计量为 ，计算统计量为： 15 单个样本t 检验——检验步骤 0 0 3.42 3.30 1.77 0.40 / 35 X X X t S S n − − µ µ − = = = = 3. 确定P值，做出推断结论 值，做出推断结论 值，做出推断结论 值，做出推断结论 本例自由度ν=n-1=35-1=34，查附表2，得 t0.05/2,34=2.032。 因为t < t0.05/2,34 0.05/2,34 0.05/2,34 0.05/2,34，故P>0.05，表明差异无统计学 ，表明差异无统计学 ，表明差异无统计学 ，表明差异无统计学 意义，按 α=0.05水准不拒绝H0，根据现有样本 ，根据现有样本 ，根据现有样本 ，根据现有样本 信息，尚不能认为该地难产儿与一般新生儿平均 信息，尚不能认为该地难产儿与一般新生儿平均 信息，尚不能认为该地难产儿与一般新生儿平均 信息，尚不能认为该地难产儿与一般新生儿平均 出生体重不同。 出生体重不同。 出生体重不同。 出生体重不同。 16 第二节 配对样本均数t 检验 � 配对样本均数t检验简称配对t检验(paired (paired (paired (paired t test), 又称非独立两样本均数 又称非独立两样本均数 又称非独立两样本均数 又称非独立两样本均数t检验,适用于配对设计计量 适用于配对设计计量 适用于配对设计计量 适用于配对设计计量 资料均数的比较 资料均数的比较 资料均数的比较 资料均数的比较,其比较目的是检验两相关样本均 其比较目的是检验两相关样本均 其比较目的是检验两相关样本均 其比较目的是检验两相关样本均 数所代表的未知总体均数是否有差别。 数所代表的未知总体均数是否有差别。 数所代表的未知总体均数是否有差别。 数所代表的未知总体均数是否有差别。 � 配对设计(paired design) (paired design) (paired design) (paired design)是将受试对象按某些重要 是将受试对象按某些重要 是将受试对象按某些重要 是将受试对象按某些重要 特征相近的原则配成对子，每对中的两个个体随 特征相近的原则配成对子，每对中的两个个体随 特征相近的原则配成对子，每对中的两个个体随 特征相近的原则配成对子，每对中的两个个体随 机地给予两种处理。 机地给予两种处理。 机地给予两种处理。 机地给予两种处理。 17 配对设计概述 � 应用配对设计可以 应用配对设计可以 应用配对设计可以 应用配对设计可以减少实验的误差和控制非处理因素 控制非处理因素 控制非处理因素 控制非处理因素，提高 统计处理的效率。 � 配对设计处理分配方式主要有三种情况： 配对设计处理分配方式主要有三种情况： 配对设计处理分配方式主要有三种情况： 配对设计处理分配方式主要有三种情况： ①两个同质受试对象分别接受两种处理，如把同窝、同性别 ，如把同窝、同性别 ，如把同窝、同性别 ，如把同窝、同性别 和体重相近的动物配成一对，或把同性别和年龄相近的相 和体重相近的动物配成一对，或把同性别和年龄相近的相 和体重相近的动物配成一对，或把同性别和年龄相近的相 和体重相近的动物配成一对，或把同性别和年龄相近的相 同病情病人配成一对； 同病情病人配成一对； 同病情病人配成一对； 同病情病人配成一对； ②同一受试对象或同一标本的两个部分，随机分配接受两种 或同一标本的两个部分，随机分配接受两种 或同一标本的两个部分，随机分配接受两种 或同一标本的两个部分，随机分配接受两种 不同处理，如例 不同处理，如例 不同处理，如例 不同处理，如例5.2资料； ③自身对比(self-contrast) (self-contrast) (self-contrast) (self-contrast)。即将同一受试对象处理（实验或 。即将同一受试对象处理（实验或 。即将同一受试对象处理（实验或 。即将同一受试对象处理（实验或 治疗）前后的结果进行比较，如对高血压患者治疗前后、 治疗）前后的结果进行比较，如对高血压患者治疗前后、 治疗）前后的结果进行比较，如对高血压患者治疗前后、 治疗）前后的结果进行比较，如对高血压患者治疗前后、 运动员体育运动前后的某一生理指标进行比较。 运动员体育运动前后的某一生理指标进行比较。 运动员体育运动前后的某一生理指标进行比较。 运动员体育运动前后的某一生理指标进行比较。 18 配对样本均数t检验原理 配对设计的资料具有对子内数据一一对应的特征 配对设计的资料具有对子内数据一一对应的特征 配对设计的资料具有对子内数据一一对应的特征 配对设计的资料具有对子内数据一一对应的特征,研究 者应关心是对子的 者应关心是对子的 者应关心是对子的 者应关心是对子的效应差值而不是各自的效应值。 而不是各自的效应值。 而不是各自的效应值。 而不是各自的效应值。 进行配对t检验时,首选应计算各对数据间的差值 首选应计算各对数据间的差值 首选应计算各对数据间的差值 首选应计算各对数据间的差值d,将d 作为变量计算均数。 作为变量计算均数。 作为变量计算均数。 作为变量计算均数。 配对样本t检验的基本原理是 检验的基本原理是 检验的基本原理是 检验的基本原理是假设两种处理的效应相 假设两种处理的效应相 假设两种处理的效应相 假设两种处理的效应相 同，理论上差值 同，理论上差值 同，理论上差值 同，理论上差值d的总体均数μd 为0，现有的不等 于0差值样本均数可以来自 差值样本均数可以来自 差值样本均数可以来自 差值样本均数可以来自μd = 0的总体,也可以来 μd ≠ 0的总体