前面講過,兩小樣本均數(shù)比較的t檢驗(yàn),要求相應(yīng)的兩總體方差相等,即方差齊性。兩樣本方差S21和S22分別是兩總體方差σ21和σ22的無偏估計(jì)。即使σ21＝σ22,但由于抽樣誤差的關(guān)系,兩樣本方差也很少相等,但相差不會(huì)很大,當(dāng)兩樣本方差相...[繼續(xù)閱讀]

    t′檢驗(yàn)的公式為:Cochran&Cox近似法校正臨界值t′α的公式為:當(dāng)確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)α后,公式(3-12)中的tα/2,v1和tα/2,v2即可分別按v1和v2由附表2,t界值表查得。有了t′及校正界值t′α就可得出P值,作出推斷結(jié)論。例3-7對(duì)例3-6資料進(jìn)行t′檢驗(yàn)...[繼續(xù)閱讀]

    Satterthwaite法是對(duì)自由度進(jìn)行校正,t′檢驗(yàn)的公式為式(3-11)。本法自由度校正公式為:對(duì)例3-7資料t′檢驗(yàn)按Satterthwaite法進(jìn)行自由度校正,得:查t界值表,得t0.001/2,12＝4.318,t′=18.12>4.318,則P<0.001,按α=0.05水準(zhǔn),拒絕H0,接受H1,差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)...[繼續(xù)閱讀]

    樣本均數(shù)與總體均數(shù)比較的Z檢驗(yàn)也稱單樣本均數(shù)比較的Z檢驗(yàn)(onesampleZtest)。它主要適用于:①總體標(biāo)準(zhǔn)差σ0已知的情況;②樣本含量較大如(n>100)時(shí)。對(duì)于樣本含量較大,是因?yàn)閚較大,v也較大,則t分布很接近Z分布的緣故。Z值的計(jì)算公式...[繼續(xù)閱讀]

    兩樣本均數(shù)比較的Z檢驗(yàn)也稱為獨(dú)立樣本Z檢驗(yàn)(independentsampleZtest),適用于兩樣本含量較大(n1>50且n2>50)時(shí),Z值可按下式計(jì)算。例3-9某地對(duì)40～50歲年齡組的男、女不同性別的健康人群隨機(jī)測定了β脂蛋白,其中男性193人,得均數(shù)為3.97g/...[繼續(xù)閱讀]

    可信區(qū)間用于推斷總體均數(shù)的范圍,而假設(shè)檢驗(yàn)用于推斷總體均數(shù)間是否相等。兩者既有區(qū)別,又有聯(lián)系。可信區(qū)間亦可部分回答假設(shè)檢驗(yàn)的問題,但可信區(qū)間并不能完全代替假設(shè)檢驗(yàn)?？尚艆^(qū)間只能在預(yù)先規(guī)定的檢驗(yàn)水準(zhǔn)下進(jìn)行計(jì)算...[繼續(xù)閱讀]

    一、思考題1.t檢驗(yàn)的應(yīng)用條件是什么?如何判斷?2.為什么假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果P≤0.05可以下“拒絕H0”的結(jié)論,而P>0.05不能下“拒絕H0”的結(jié)論?3.怎樣正確運(yùn)用單側(cè)檢驗(yàn)和雙側(cè)檢驗(yàn)?4.兩樣本均數(shù)比較0.02<P<0.05與0.001<P<0.002在意義上有什...[繼續(xù)閱讀]

    方差分析的基本思想就是把全部觀察值的不同(即總變異),按研究目的和設(shè)計(jì)類型分解成兩個(gè)或多個(gè)組成部分,除隨機(jī)誤差外,其余每個(gè)部分的變異可以由某個(gè)因素的作用加以解釋,將其與隨機(jī)誤差進(jìn)行比較,從而判斷該因素對(duì)觀測指標(biāo)有...[繼續(xù)閱讀]

    進(jìn)行方差分析的數(shù)據(jù)應(yīng)滿足以下兩個(gè)條件:1.觀察值Xij獨(dú)立,來自正態(tài)分布的總體任何兩個(gè)觀察值之間均不相關(guān),并且服從正態(tài)分布。如果樣本含量較大,雖然總體分布偏離正態(tài),但是中心極限定理保證了樣本均數(shù)的抽樣分布仍然服從正態(tài)...[繼續(xù)閱讀]

    完全隨機(jī)設(shè)計(jì)方差分析的總變異如公式(4-4)、(4-5)可分為組間變異和組內(nèi)變異兩部分。總變異、組間變異和組內(nèi)變異的離均差平方和SS、自由度v、均方MS和F計(jì)算公式如表4-2完全隨機(jī)設(shè)計(jì)方差分析表。表中校正數(shù)C=(∑X)2/N。表4-2完全隨...[繼續(xù)閱讀]