Z检验和卡方检验
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4.6 二项分布和Poisson 分布大样本资料的Z 检验
1.二项分布总体概率的Z 检验(大样本,n 较大)
设 X B n ~(,)π,当n 相当大,以致n π和n ()1-π 都较大(例如,大于5)时,前已学过,
X 近似地服从 N n n (,())πππ1-,
P 近似地服从 N n
(,
()
)πππ1-
(1) 单组样本
例4.7 传染科人员n =150中,乙肝化验阳性35名, 问总体阳性率是否高于当地一般人群的阳性率17%?
欲检验 H H 0010:,:ππππ=≠ (或 H 10:ππ> 或 H 10:ππ<) ,05.0=α
H 0成立时, Z P n
N =
--πππ0
00101()
~(,) 若Z 的当前值所对应的P 值很小,则拒绝H 0, 否则,不拒绝H 0。
例4.7的解:欲检验%17:%,17:10>=ππH H (单侧) α=005.,
Z =--=35
1500170171017150
206..(.)
.,
2.06>1.645,P<0.05,故拒绝H 0 。
可认为传染科人员的总体阳性率高于当地一般人群的阳性率。
(2) 两组样本
例4.8 常规治疗组:80名中有效者48名
常规+心理治疗组:75名中有效者55名 问两组有效率是否相等?
P X n 111
= 近似地服从))
1(,
(1111n N πππ- P X n 222
= 近似地服从))
1(,
(2222n N πππ- P P 12- 近似地服从
N n n (,()()
)ππππππ12111222
11--+-
欲检验 H H 012112:,:ππππ=≠ (或 H 112:ππ>) α=005.,
H 0成立时会如何? πππ12==
先求π的联合估计 P X X n n 012
12
=
++, 再用P 0代替ππ12,:
P P 12- 近似地服从N P P n P P n (,
()()
)011001002
-+- Z P P P P n n N =---+120012
111
01()()
~(,)
据Z 的当前值查Z 分布表得P 值,若P 值很小,则拒绝H 0;
否则,不拒绝H 0。
例4.8的解:欲检验 H H 012112:,:ππππ=≠
α=005.,
H 0成立时,作联合估计
155
103758055480=++=P
计算Z 的当前值
Z =--+=-4880557510315511031551801
75
176()(). 查Z 分布表,得双侧P =008.,不能拒绝H 0。
尚不能认为两组有效率的差异有统计学意义。
2.Poisson 分布总体均数的Z 检验(大样本,λ较大)
“λ较大”,例如,20≥λ (1) 单个观察值
例4.9 规定:一定时间内放射质点数的总体均数不 得超过50.现一次测定结果为X =58,问总体均数是否 超过50?
欲检验 H H 0010::λλλλ=≠ α=005.,
设 X ~()∏λ,大样本时,X 近似地服从N (,,)λλ H 0成立时会如何?
X 近似地服从N (,)λλ00 Z X =
-λλ0
近似地服从N (.)01
例4.9的解:欲检验H H 0150
50::λλ=> (单侧)
α=005.,
Z X =
-=-=50505850
50
113. 查正态分布表,得单侧 P>0.05, 不能拒绝H 0。
尚不能认为总体均数超过50。
(2) 两个观察值 X X 12,
例4.10 两样品各测1分钟,X X 12150120==,,
问相应的两个总体均数是否相等?
欲检验 H H 012112::λλλλ=≠ α=005.,
H 0成立时会如何?记λλλ12==
X 1 近似地服从N (,,)λλ, X 2近似地服从N (,,)λλ
X X 12-近似地服从N (,)02λ
但λ 未知,只能用X X 12
2
+近似地代替λ
)
2(20
)(2121X X X X Z +--=
近似地服从N (,)01 即 2
12
1X X X X Z +-= 近似地服从N (,)01
据Z 的当前值查正态分布表,得双侧P 值, 若P 值很小,则拒绝H 0;
否则,不拒绝H 0
例4.10的解:欲检验 H H 012112::λλλλ=≠
α=005., Z X X X X =
-+=-+=12
12
150120*********.
查正态分布表,得双侧 P>0.05,不能拒绝H 0。
尚不能认为相应的两个总体均数的差异有统计学意义。
(2) 两组观察值
例4.11 A 样品:测10分钟,X X 11121500++= ,
B 样品:测15分钟,X X 21221800++=
问以1分钟为观察单位,A 、B 两样品总体均数是否相等?
A 组:独立重复观察n 1个时间单位,
记观察值为X X 1112,, ,平均值为 1X