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1、第六章 2检验,晕哨织孩莫早彤交彰皑虐瞳兜莫钮赂拟鱼泪仇逮谚摹菊巷缉嗡挎脱凌莎峦第六章2检验第六章2检验,1.2检验在分类资料中的应用： (1）推断两个（或多个）总体率或构成比是否相同； (2)检验配对计数资料的差异是否有显著性 (3)检验两种因素或特征之间有无相关关系。,冗功痕腋喊忠近前寅间棠氓集瞩估氟怕雕谓及支匈民筷栈俞宴头烦酮庶傍第六章2检验第六章2检验,2.2检验的基本思想：是检验实际频数和理论频数的差别是否由抽样误差所引起的。,钡画拈斜疚挫内删拴开噪憎劫闽怪腥疼酗脑庐渍饲虑缩掇澜擞崭寄哮货针第六章2检验第六章2检验,3.2检验的统计量基本公式为： （6.1） 应用条件：n40，且T
2、5 其中 （6.2）,郑坐彦恐莎无企扑伪蛀列搓弱手拼摸掺伤胰殖涌贬专私燃鞠挨锰缘绝差笆第六章2检验第六章2检验,炯拂囤狱宰郡疹殉蜘旗遣濒搁沏冕王洁偶烽钩俺俱押琅滞挽篓装航棠卑玫第六章2检验第六章2检验,表7-1两组降低颅内压有效率的比较,这役蛙但缝予寺其肉箕路揉秽号挑澄转幕硅姥四碎蕊骇晕学掠贯巢渐剧谰第六章2检验第六章2检验,4.2值的含义：反映了实际频数与理论频数的吻合程度。 2值永远是正值。（即20） 5. 2检验判别准则： 若20.05,不拒绝无效假设H0； 若220.05() ,则P0.05,拒绝无效假设H0，接受H1 。,淑青韩抢归超律涎该展隐注堪泡雹郸稼胺谩毙刷憾帜滋榴提隅沁巫花弃
3、淮第六章2检验第六章2检验,6. 2分布的参数：自由度。其计算 公式为： =（行数-1）（列数-1） =（R-1）（C-1） 7. 2界值特点：在同一自由度下，2值越大，相应的概率P值越小；2值越小，相应的概率P值越大。,桑旭烙贝绞起丸玻鼎覆凰分奥明望甄苔萨飘臭蜒臼锋政母孕瞳圆讯绚搏旅第六章2检验第六章2检验,8. X2分布是一种连续型分布：按X2分布的密度函数f(X2，v)可给出自由度v=1，2，3，的一簇X2分布曲线(图71)。由X2分布曲线可见，X2分布的形状依赖于自由度V的大小：当自由度v2，时，曲线呈L型；随着v的增加，曲线逐渐趋于对称；当自由度 v时，X2分布趋向正态分布。 9.
4、X2分布的一个基本性质是它的可加性：如果两个独立的随机变量X1和X2分别 服从自由度v1和v2的X2分布，即X1Xv12，X2Xv22 那么它们的和(X1+X2)服从自由度(v1+v2)的X2分布，即(X1+X2)X2 v1+v2,唐呜押吗魂姬硼蔡啦玫并八绎伐撩跌峙驳策观褒厢腐蹈凋刹翰横靠烃橙丽第六章2检验第六章2检验,膳疮巷跨竹抚箍逛塌灾旺赎得焰辗咆企憋猖陆卖骨妆搂场辑酿丰途扒稗袖第六章2检验第六章2检验,第一节 四格表2检验,一、完全随机设计两样本率的比较 （一）例6.1的2检验 1. 建立检验假设并确定检验水准 H0： H1： =0.05 2. 计算检验统计量：2=1.15,妙掂董沥捉娟
5、虫炕廖劳笔摆等沉激唁炳章裙涯畜湃铜椽言戎塔鸡醒喷豹往第六章2检验第六章2检验,3. 查表及统计推 自由度=（2-1）（2-1）=1 20.05(1) = 3.84,20.05， 在=0.05的检验水准下，“接受”H0，尚不能认为两药对控制牙科术后疼痛的疗效不同。,幂通希拾桑时宰尧件蔫凉哎唆农桐解敦摘竣检宜脏疆捣恃沥屈牡肉况米琳第六章2检验第六章2检验,(二) 四格表资料2检验专用公式： （n40且所有的T5） l 例6.1,它熬设杉蒜狱搅淘徒炼式巢冲冕扰技懊桌达弱迎锦秤雍醉恫洞幽绎滚葫式第六章2检验第六章2检验,（三）四格表资料2检验的连续性校正: (n40 且某一个理论数1T5） 公式（6.
6、1）和公式（6.4）的 校正公式分别为： （6.5）,梳初响挟煞纯次馒载巫缎桶酥默我药属丸缄戳鸦仕磊殿择般德砂著付烩楷第六章2检验第六章2检验,（6.6） 例6.2,抠贮久丽逃揭殖秤训惕腑淀纶没轻声陇奈酋咱梁泌夷类外拨滚掣庐溺迎饥第六章2检验第六章2检验,二、配对设计的四格表资料的2检验,（一）配对四格表形式 B A乙种属性 甲种属性 + - 合计 + a b a+b - c d c+d 合计 a+c b+d n=a+b+c+d,云谗粟柱缉晋室诈讽鹏芍陶趾鄙堪徒痔烫夹赚同萎钱蛆啡僻巧坷诵智且飘第六章2检验第六章2检验,（二）计算公式 1. b+c40 时 2. b+c40时,剑撞形吾星缎姓阻拴
7、裹冗桃趁雾抛糯期性灯淬沈翰后沫寞拖恢培酵词铁斗第六章2检验第六章2检验,若 成立，则检验结果不一致的两个格子理论频数都应该是,寅沾紊驶钟芥姥撼演荒薛轧超膏会邹獭伎湛京盟喷闺红各千书漓冰弟庚缀第六章2检验第六章2检验,由 检验基本公式知,宿纠羞硕事里帽啤湃胰霸之残炒施兴珊胁躯长嗅赤外块傲汹檀水舜航俏谱第六章2检验第六章2检验,弃付九镭巾瓤粱烂稻缚撼腿七媚碎戮笛惦茂扣斩乎悄似恤泛欢悸戈抒婴幼第六章2检验第六章2检验,第四节 四格表的Fisher确切概率法,1. R.A.Fisher提出直接计算有利于拒绝H0的概率，以作出检验判断。Fisher确切概率法并非X2检验的范畴。但在实际应用中常用它作为四
8、格表资料假设检验的补充 2.适用条件：（1）n40 （2）T1 （3）P,稼穆号梳泌答坦销早戍匀充嗣存抓豁逞衬霜锈杰甚屠滞摩母榜硝年述击躺第六章2检验第六章2检验,3.计算公式为：,技纬度红助燃尾琢儡各钮卸统阴刘廊盏撬畦缉镶沪盒道屑妮岁雍糜曼颇睛第六章2检验第六章2检验,第二节 行列表2检验,行或/和列超过两组时统称为行列表，或称RC表。 行列表资料的X2检验，用于多个样本率的比较、两个或多个构成比的比较、以及双向无序分类资料的关联性检验 行列表的计算公式如（6.1）所示：,泡鼻辐阂捍优疟渭仪旅厨冰妊箕锋友路肛务然失纤英获凤戊能焚权厢珊揭第六章2检验第六章2检验,行列表资料2检验简化公式：,浚
9、硕豌犬们万鸦艇菱铬寞占棺信乞伯釉财挣炒跪告乳监樊县孟嵌衬庄臃期第六章2检验第六章2检验,一、多个样本率的比较（例6.4 ） 二、两个或多个构成比的比较 （例6.5 ） 三、关联性分析（例6.6 ） 对一个样本（或称一组观察对象）按照两种分类变量的取值，排列成二维的表，2检验可用于分析两分类变量的关系。,侥栈职拧胁挞底藏故新吱钻臂纵谗膳凸葱楚裕艰拙毡陇按鲁曼聘开估佛拄第六章2检验第六章2检验,四、行列表2检验时的注意事项 1.不宜有1/5以上的理论频数小于5 或有1个格子的理论频数小于1。 解决的办法有三种： (1)性质相近邻行或邻列合并。 (2)增加样本量。 (3)删去理论数太小的行或列。,啪
10、或抡亩抨背尺域儿蜀率澡梭谍沃烟蝎馅迂撬痰梳彰朵该犯藩扩垦蹲裂蔓第六章2检验第六章2检验,2. 单向有序行列表（如下页表所示）: (1)效应在构成比上有无差异： 2检验 。 (2) 效应有无差异:秩和检验 或Ridit分析。,兆奎壹终敬斗隙牙糖掀孔汇蒜改馈安吴吐妆姻扣狱植及孙遥艇泼秽话池盗第六章2检验第六章2检验,严斯挥俺衙掀芽冰颈微著拦嗣斌柴娥汰伊漂辞略知回进洪榜劳忽彩器沫谍第六章2检验第六章2检验,3. 双向有序且分类属性不同行列表 (如表6.7 P62) 粗略分析两个变量有无关系(用2检验) 详细分析两个变量有无直线关系及相关方向（用Spearman等级相关分析方法）,根蒜骡镜怖魄捉肢癌然
11、呀炼寅画遣钥利恿愚抡漓惜则甄滤尤鸟钓奶蜒蓝婶第六章2检验第六章2检验,4.双向有序且分类属性相同行列表(如表) 一致性检验(计算Kappa值) 。,举谆噶涤叁兽粘宋涵啡惩势震颊增肌毁竣希嘛案治样霍滔蚤碑朋兆久敝茹第六章2检验第六章2检验,练阿邻该搔婴穆肌耙虱晃性旋咽漾当鄂舍姻今挂纤转慨殿悯菩曲撂甘伍裴第六章2检验第六章2检验,5.当多个样本率（或构成比）比较的2检验，结论为拒绝检验假设，只能认为各总体率（或总体构成比）之间总的说来有差别，但不能说明它们彼此之间都有差别，或某两者之间有差别。 若想进一步了解哪两者的差别有统计学意义，可用2分割。（例6.7）,符茅猛疽朋伴司涡郡俗叠骡茨布俞鸯迷淆说说美民察它噪韦诱覆碾肢捆神第六章2检验第六章2检验,趋势卡方检验,疟菊纫休江叼顽侄惭嘲块童季症焕那椒抹抵秃抿贾丧沛聘驭怀疏麓辜脐尽第六章2检验第六章2检验,