分类推断第四版预防衡明莉版.ppt

3.确定P值，作出推断结论 ?2=6.36 ?20.05,1=3.84,Pα，按0.05检验水准拒绝H0,差异有统计学意义；根据现有资料，尚不能认为服药组的感染率与对照组相同。 表11.4 男女HBV检测情况表 分组 感染 未感染 合计 男 12 50 62 女 3 50 53 合计 15 100 115 ?2检验流程图 假设(两组相同) 两组数据合并 确定实际频数A，计算理论频数T A－T (A－T)2 (A－T)2/T ?2＝?(A－T)2/T 即为?2的基本公式 四格表专用公式 为了不计算理论频数T, 可由基本公式推导出，直接由各格子的实际频数（a、b、c、d）计算卡方值的公式： 四格表检验专用公式 组别 阳性 阴性 合计 A组 a b a+b B组 c d c+d 合计 a+c b+d a+b + c+d 组 别 发病人数 未发病人数 合计 用药组 40（50.49） 190（179.51） 230 对照组 50（39.51） 130（140.49） 180 合 计 90 320 410 表11-1 两组人群流感发病率的比较 ?2分布是一连续型分布，而四格表资料属离散型分布，由此计算得的?2 统计量的抽样分布亦呈离散性质。为改善?2 统计量分布的连续性，则进行连续性校正。 四格表资料检验的校正公式 条件：任一格的1≤T＜5，且n≥40时，需计算校正值。 基本公式 专用公式 ?2分布是一连续型分布，而四格表资料属离散型分布，由此计算得的?2 统计量的抽样分布亦呈离散性质。为改善?2 统计量分布的连续性，则进行连续性校正。四格表资料检验的校正公式 四格表资料 ?2检验公式选择条件： 1.n ≥ 40,T ≥5，不校正的理论或专用公式,公式11.7或11.10； 2. n≥40,1 ≤ T 5，校正公式，公式11.11或11.12 ； 3. n40或T1,直接计算概率(fisher’s确切概率法) ?2连续性校正仅用于?=1 的四格表资料，当 ?1时，一般不作校正。 例11.6 ： 表11-2 穿甲乙两种隔离服医生某种传染病感染率比较 类别 感染 未感染 合计 感染率(%) 甲 1（3.76） 10（7.24） 11 9.09 乙 13（10.24） 17（19.76） 30 43.33 合计 14 27 41 34.15 1.建立假设，确定检验水准 H0:π1=π2 H1:π1≠π2 α=0.05 2.选择检验方法，计算检验统计量 本例n=4140,T最小=11*14/41=3.765,应选择校正公式 专用公式 基本公式 3.确定P值，作出推断结论 2.8213.84,P0.05,按α=0.05检验水准，不拒绝H0，差异无统计学意义；根据目前样本信息，尚不能认为甲乙两种隔离服感染率不同。 本例若对?2值不校正， ?2 =4.197，得P ＜ 0.05，结论正好相反。 　　　与计量资料推断两总体均数是否有差别有成组设计和配对设计一样，计数资料推断两个总体率（构成比）是否有差别也有成组设计和配对设计，即四格表资料和配对四格表资料。 数值变量配对的三种形式，同样适用于分类资料，只是变量的类型是分类变量而不是数值变量了 配对四格表资料的?2检验 预防医学 -----------------医学统计学 分类变量资料的统计推断 公卫教研室衡明莉 hmlyes@ [学习内容] 第一节 率的抽样误差与可信区间 第二节 率的统计学推断 一、样本率与总体率比较的u检验 二、两个样本率比较的u检验 第三节 卡方检验 一、卡方检验的基本思想 二、四格表专用公式 三、连续性校正公式 四、配对四格表资料的χ2检验 五、行×列（R×C）表资料的χ2检验 计数资料的统计学推断 [学习目标] 熟悉率的抽样误差及总体率的估计 熟悉率的u检验 掌握χ2检验的基本思想 掌握四格表资料的适用条件，掌握四格表资料的χ2检验及校正方法的计算 熟悉行*列表资料独立性χ2检验 掌握配对资料的χ2检验的计算 熟悉行列表χ2检验时的注意事项 一、率的抽样误差和标准误 从同一个总体中随机抽出观察数相等的多个样本，样本 率与总体率、各样本率之间往往会有差异，这种差异被 称作率的抽样误差。率的抽样误差用率的标准误表示 。 计算公式 例11.1某地随即抽查了368名5岁儿童，检查得龋齿患病率为62.5%，试计算该地5岁儿童龋齿患病率的标准误 该地