第四节配对检验精选文档.ppt

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1、第四节配对检验本讲稿第一页，共二十二页非配对设计要求试验单位尽可能一致。如果试验单位非配对设计要求试验单位尽可能一致。如果试验单位变异较大，如试验动物的年龄、体重相差较大，若采变异较大，如试验动物的年龄、体重相差较大，若采用上述方法就有可能使处理效应受到用上述方法就有可能使处理效应受到 系统系统 误误 差的影差的影响而降低试验的准确性与精确性。响而降低试验的准确性与精确性。为了为了 消除试验单消除试验单位位 不一致对试验结果的影响，正确地估计处理效应，不一致对试验结果的影响，正确地估计处理效应，减少系统误差，降低试验误差，提高试验的准确性与减少系统误差，降低试验误差，提高试验的准确性与精确性，

2、可以利用局部控制的原则，采用配对设计。精确性，可以利用局部控制的原则，采用配对设计。下一张下一张 主主 页页 退退 出出 上一张上一张 本讲稿第二页，共二十二页 配对设计配对设计是指先根据配对的要求将试验单位两是指先根据配对的要求将试验单位两两配对，然后将配成对子的两个试验单位随机地分两配对，然后将配成对子的两个试验单位随机地分配到两个处理组中。配对的要求是，配成对子的两配到两个处理组中。配对的要求是，配成对子的两个试验单位的初始条件尽量一致，不同对子间试验个试验单位的初始条件尽量一致，不同对子间试验单位的初始条件允许有差异，每一个对子就是试验单位的初始条件允许有差异，每一个对子就是试验处理的

3、一个重复。处理的一个重复。配对配对 的的 方式有两种：自身配对方式有两种：自身配对与同源配对。与同源配对。下一张下一张 主主 页页 退退 出出 上一张上一张 本讲稿第三页，共二十二页自身配对自身配对 指同一试验单位在二个不同时间上分别接受前后两指同一试验单位在二个不同时间上分别接受前后两次处理，用其前后两次的观测值进行自身对照比较；次处理，用其前后两次的观测值进行自身对照比较；或同一试验单位的不同部位的观测值或不同方法的或同一试验单位的不同部位的观测值或不同方法的观测值进行自身对照比较。如观测某种疾病治疗前观测值进行自身对照比较。如观测某种疾病治疗前后临床检查结果的变化；观测用两种不同方法对农

4、后临床检查结果的变化；观测用两种不同方法对农产品中毒物或药物残留量的测定结果变化等。产品中毒物或药物残留量的测定结果变化等。下一张下一张 主主 页页 退退 出出 上一张上一张 本讲稿第四页，共二十二页同源配对同源配对 指将来源相同、性质相同的两个个体配成一对，如将畜别、品种、指将来源相同、性质相同的两个个体配成一对，如将畜别、品种、窝别、性别、年龄、体重相同的两个试验动物配成一对，然后对配窝别、性别、年龄、体重相同的两个试验动物配成一对，然后对配对的两个个体随机地实施不同处理。对的两个个体随机地实施不同处理。配对设计试验资料的一般形式见表配对设计试验资料的一般形式见表5-6。下一张下一张 主主

5、 页页 退退 出出 上一张上一张 本讲稿第五页，共二十二页 表表5-6 配对设计试验资料的一般形式配对设计试验资料的一般形式 配对设计两样本平均数差异显著性检验的基本步配对设计两样本平均数差异显著性检验的基本步骤如下：骤如下：下一张下一张 主主 页页 退退 出出 上一张上一张 本讲稿第六页，共二十二页 （一）提出无效假设与备择假设（一）提出无效假设与备择假设 其其中中 为为两两样样本本配配对对数数据据差差值值d总总体体平平均均数数，它它等于两样本所属总体平均数等于两样本所属总体平均数 与与 之差，即：之差，即：所设无效假设、备择假设相当所设无效假设、备择假设相当 于：于：下一张下一张 主主 页

6、页 退退 出出 上一张上一张 本讲稿第七页，共二十二页（二）计算（二）计算t值值 计算公式为计算公式为式中，式中，为差异标准误，计算公式为为差异标准误，计算公式为:式中：式中：d为两样本各对数据之差，即：为两样本各对数据之差，即：本讲稿第八页，共二十二页 Sd为为d的标准差；的标准差；n为配对的对子数，即试验的重复为配对的对子数，即试验的重复数。数。下一张下一张 主主 页页 退退 出出 上一张上一张 本讲稿第九页，共二十二页（三）查临界（三）查临界t值，作出统计推断值，作出统计推断 根据根据df=n-1查临界查临界t值：值：t0.02（n-1）和和t0.01（n-1），将计算所得将计算所得t值

7、的绝对值与其比较，作出推断。值的绝对值与其比较，作出推断。本讲稿第十页，共二十二页 【例例5.6】用家兔用家兔10只试验某批注射液对体温的影响，只试验某批注射液对体温的影响，测定每只家兔注射前后的体温，见表测定每只家兔注射前后的体温，见表5-7。设体温服从。设体温服从正态分布正态分布，问注射前后体温有无显著差异？，问注射前后体温有无显著差异？表表5-7 10只家兔注射前后的体温只家兔注射前后的体温下一张下一张 主主 页页 退退 出出 上一张上一张 本讲稿第十一页，共二十二页1、提出无效假设与备择假设、提出无效假设与备择假设 ，即假定注射前后体温无差异，即假定注射前后体温无差异 ，即假定注射前后

8、体温有差异，即假定注射前后体温有差异2、计算、计算t值值 经过计算得经过计算得:本讲稿第十二页，共二十二页 故故 且且下一张下一张 主主 页页 退退 出出 上一张上一张 本讲稿第十三页，共二十二页3、查临界、查临界t值，作出统计推断值，作出统计推断 由由df=9,查查t值表得：值表得：t0.01（9）=3.250，因为因为|t|t0.01（9），P0.01，否定，否定H0，接受，接受 H1，表明家，表明家兔注射该批注射液前后体温差异极显著，这里表现兔注射该批注射液前后体温差异极显著，这里表现为注射该批注射液可使体温极显著升高。为注射该批注射液可使体温极显著升高。本讲稿第十四页，共二十二页 例例

9、5-7 为为比比较较两两种种方方法法对对乳乳酸酸饮饮料料中中脂脂肪肪含含量量测测定定结结果果是是否否不不同同，某某人人随随机机抽抽取取了了10份份乳乳酸酸饮饮料料制制品品，分分别别用用脂脂肪肪酸酸水水解解法法和和哥哥特特里里罗罗紫紫法法测测定定其其结结果果如如表表5-8第第(1)(3)栏栏。问问两两法法测测定定结结果果是否不同？是否不同？本讲稿第十五页，共二十二页表表5-8 两种方法对乳酸饮料中脂肪含量的测定结果两种方法对乳酸饮料中脂肪含量的测定结果(%)本讲稿第十六页，共二十二页(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H0：d0，即两种方法的测定结果相同，即两种方法的测定结

10、果相同HA：d0，即两种方法的测定结果不同，即两种方法的测定结果不同=0.05 (2)计算检验统计量计算检验统计量本例本例n=10，d=2.724，d2=0.8483，本讲稿第十七页，共二十二页 (3)确定确定P值，作出推断结论值，作出推断结论 查查附附表表2的的t界界值值表表得得P0.001。按按=0.05水水准准，拒拒绝绝H0，接接受受H1，有有统统计计学学意意义义。可可认认为为两两种种方方法法对对脂脂肪肪含含量量的的测测定定结结果果不不同同，哥哥特特里里罗罗紫紫法法测定结果较高测定结果较高。df本讲稿第十八页，共二十二页Summary:本讲稿第十九页，共二十二页1 1、t t分布概念和性

11、质分布概念和性质随机变量随机变量X XN N（m m，s s2 2）标准正态分布标准正态分布N N（0 0，1 12 2）u变换标准正态分布标准正态分布N N（0 0，1 12 2）Student Student t t分布分布自由度：自由度：n n-1-1均数均数正态分布正态分布本讲稿第二十页，共二十二页t t分布曲线分布曲线 t t 分布分布有如下性质：有如下性质：单峰分布，曲线在单峰分布，曲线在t t0 0 处处最高，并以最高，并以t t0 0为中心左右对为中心左右对称称与正态分布相比，曲线最高与正态分布相比，曲线最高处较矮，两处较矮，两尾部翘得高尾部翘得高（见（见绿线）绿线）随自由度增大，曲线逐随自由度增大，曲线逐渐接近正态分布；分布的极渐接近正态分布；分布的极限为标准正态分布。限为标准正态分布。本讲稿第二十一页，共二十二页2.两均数差别检验的比较：两均数差别检验的比较：大样本也可近似用u检验本讲稿第二十二页，共二十二页