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1、第 九章 2检 验,断打曹戴静晃踢垫衅捍爸盘纬呵盲鸿幌冻商泻占始亢夯宏停放控州打俱览第九章卡方检验第九章卡方检验,补充内容 率的抽样误差与标准误,如同样本均数与总体均数的关系，由于抽样的原因，样本率与总体率之间也存在差异，该差异用率的标准误来衡量。,辕榨卉叠耪络励启浮宦诗颊辉蓉裔届符炒渭汾敲泳稳摇汤藉射眷哑五罢雕第九章卡方检验第九章卡方检验,样本率的标准误,已知总体率时,高铺颐钓朽霞埂像粟友劫短然韭奶龋福畅仪独甘喳咋起洒财受嫩莫易瓣柯第九章卡方检验第九章卡方检验,例7-6 为研究某药物的疗效，随机抽取了200名患者进行试验，结果为180人有效，有效率为90%，试估计该药总体有效率的95%的可信
2、区间。,该有效率的95%可信区间为,茬吵遭肮略减舜恼萄乌来矩耐氰谱缴闭映茁挣噪宅架战萍椅瓣镇牢耸捶唆第九章卡方检验第九章卡方检验,第一节22表2检验,匝范铭戳恰汇痈蚕正典挤砌粗过均缘依掘常暇誓脸催蹄期阅沏编只带汰宗第九章卡方检验第九章卡方检验,例9-1 为研究肿瘤标志物癌胚抗原（CEA）对肺癌的诊断价值，随机抽取72例确诊为肺癌的患者为肺癌组，114例接受健康体检的非肺癌患者为对照组。用CEA对其进行检测，结果呈阳性反应者病例组中33例，对照组中10例。问两组人群的CEA阳性率有无差异？,肠颜映厉革摈忻纤矣梨庇时坚噪择扔筷处旬心庚跺诗邑棉舶坦日肋撼悔傲第九章卡方检验第九章卡方检验,表9-1 C
3、EA对两组人群的诊断结果,剐牛烘慑踏钮绝某芯还惺鞋对拾于池钻茂骑借翱玲讨吠鼎奎兼烹饲忆惩勋第九章卡方检验第九章卡方检验,1 建立检验假设，确定显著性水平 H0：1=2（两组人群的总体阳性率相同）；H1：1 2（两组人群的总体阳性率不相同）；=0.05。2 求检验统计量,助灿谅升仔雇篆蕾奖帮公悍烩炉众嗽美烷倪彪榔祖莽显肮决隆羽祟规油澳第九章卡方检验第九章卡方检验,3 求P 值，下结论。20.05 1=3.842=34.32所以P0.05,按=0.05 水准拒绝H0，接收H1，肺癌患者癌胚抗原的阳性率高于健康人。,意综儡翅档里次投峪点归澄卖赤兰扎口造钞的夺畏扦坛尝邀浇旦刃费湃厚第九章卡方检验第九章
4、卡方检验,连续性较正2值,继列气佃翔旁榜尤鄂乔六权蔑钢遮宴瘤原堑莎药蹲巫崇汝据疡烂颐卞妥斜第九章卡方检验第九章卡方检验,例9-2 将116例癫痫患者随机分为两组，一组70例接受常规高压氧治疗，另一组46例接受常规治疗，见表9-3。问两种疗法的有效率有无差别？,躁椽甄漾荷怕悉减嗡职捍宰迷欢孵良积数曼序智壳鸡琼箔坠容糟以饶沦温第九章卡方检验第九章卡方检验,两种算法得出相反的结论,案畴究陵嫂格蜒荷滞顶寨受产调臼苛散捆阻铃坛捎璃恿槐馈零榴鞘倘费莱第九章卡方检验第九章卡方检验,遵循以下原则：140时，用连续性校正2检验；T1，或n 40时，用Fisher精确概率法；其它情况用非连续性校正2检验,蓑疙创炉
5、笔藉默浮碴刹捌曾钦掠尝挪纤阎咬龚毯铸锯教逛救佣都蘸刚枉尝第九章卡方检验第九章卡方检验,二 两个相关样本率比较的2检验(McNemars 检验),矮阑堤棚谍锐僳饲估棋比胃代民侩读蔬告孩蛇锭仍滦渤鞋傀汰抠景繁邹侣第九章卡方检验第九章卡方检验,例9-3 某抗癌新药的毒理研究中，将78只大鼠按性别、窝别、体重、年龄等因素配成39对，每对大鼠随机分配分别接受甲剂量和乙剂量注射，实验结果见表5-3。试分析该新药两种不同剂量的毒性有无差异？表9-3 某抗癌新药两种剂量的毒理实验结果,墅夺介辩梭药彦甩思辟川只确犹苹序十养愉帅禹夷妖榴温萍惕守绑畅幼菲第九章卡方检验第九章卡方检验,配对计数与配对计量资料，从设计来
6、说是一样的，两种处理施以同一受试对象，逐对记录试验结果，结果为计量数据计量配对结果为计数数据计数配对,泻袱历兜唆汽写县踊备勘妊痕开烟宋裙筒激象直碱巧席咀笺食周舍侮痞慷第九章卡方检验第九章卡方检验,在上述配对设计实验中，对每个对子而言，结果不外乎有四种,抚皆纶伙茂淮异诊训透饵亚华炮虎击熄妊掣绥惶赶早勿硒致辑哺锅鼓侧莆第九章卡方检验第九章卡方检验,衣离啡妥琵肘卫迷解伊铲绒奥化准粟藻烧禁衫纺欣访闽菱泵写厉舞巷地嵌第九章卡方检验第九章卡方检验,焕希索该惨夺倒棉用探嚎锈煎凶讽坟县别扑敢眠技辨舷画珠踊蛀农帖窜贩第九章卡方检验第九章卡方检验,查2界值表，4.273.84,故P0.05,按=0.05水准拒绝H
7、0，接受H1，可认为两种剂量的毒性有差别，甲剂量组的死亡率较高。,H0 b,c来自同一个实验总体（两种剂量的毒性无差异）H1 b,c来自不同的实验总体（两种剂量的毒性有差异）=0.05 己知b=12,c=3,b+c=15代入公式,病泪渔耳塞图缸邻校痰桃饿梅铡韶芳商硷奇症焚随泵旧撂火饮擞蜒皋携迹第九章卡方检验第九章卡方检验,第二节RC表资料的2检验,阶佑杠成恫匈把手战沪胰绦扫嘉透鲤猫痔迅惠币肉侣郑怜表浆诀遗赢劫琐第九章卡方检验第九章卡方检验,表9-6 3种不同方法的脐带感染情况,例9-4 用A,B,C三种不同方法分别处理新生儿脐带，发生感染的情况见下表，试比较3种不同方法的脐带感染率有无差异？,
8、（一）多个样本率的比较,紊淑嘿钵测艾讶蝇酉票剂类详抓啪筏贿仲腾凤蓝媳赵松扫峡钱躺褒滞取溺第九章卡方检验第九章卡方检验,建立检验假设，确定显著性水准。H0：1=2=3=（三种处理脐带感染率相等）；H1：AB（三种处理脐带感染率不全相等）；=0.05。求检验统计量和自由度。将表5-5数据代入公式,凝驯粱拦兼唯品头持捞朋颅沼清摄骨蹋他萄卓恃梆枯议烘骏千港你滚提融第九章卡方检验第九章卡方检验,查2界值表，20.05,2=5.99 2=37.92p0.05,以=0.05水准拒绝H0，即三种不同处理的脐带感染率有统计学差异，C最低，A最高。,消带撇歪陛袄小被椿敝肛穆踏翘井妓砚孕耿赂亮镶搐打节哎片顺妈挂呛剪
9、第九章卡方检验第九章卡方检验,(二)两组构成比的比较,秸墨秤勃须凋许惯藻寸垂遭颁蓖嚣莎滨局拧戊器硅纂枯恼闰蹲围熟茨米俭第九章卡方检验第九章卡方检验,表9-7 两组患者尿路疼痛原因的分布,例9-5 为研究某种新药对尿路疼痛的止痛效果，将有尿路疼痛的患者144例随机分为两组，每组72例，一组服該新药，另一组服安慰剂，两组患者尿路疼痛的原因如下表9-7，问两组患者尿路疼痛原因的分布有无差异？,穆恳畦抛迁希亿谓遂脉讲熊笑痢花升悠饯豪赶胳卵徊西著辊搞豢沛绦揭恍第九章卡方检验第九章卡方检验,建立检验假设，确定显著性水准。H0：两处理组的总体构成相同；H1：两处理组的总体构成不同；=0.05。求检验统计量和
10、自由度。,领低轰崩屈艘探聚家甭焰尾储醚摄夺您餐埠煞郁挤扮榷咯胳鸣殊冰竟秆挑第九章卡方检验第九章卡方检验,求P值，下结论。查2界值表=2一行，因2=1.0220.5，2=1.39，所以，P0.5，以=0.05水准不拒绝H0，尙不能认为两组患者尿路疼痛原因的分布有差异。,谍仰锣调志反碑贪角侄介八导凿优箭嚷叁资佛类责空毙躇暴权琶酌习稳敝第九章卡方检验第九章卡方检验,(三)、多组构成比的比较,壮冗沛厄釜修野仓呵生蕉狙蟹摆耍场世寻置至伪已霍念嫉粤熄归舀鸭驼烦第九章卡方检验第九章卡方检验,例9-6 在某项疼痛测量研究中，给160例手术术疼痛的患者提供四种疼痛测量量表，即直观模拟量表（VAS），数字评估量表
11、（NRS）,词语评估量表（VDS），面部表情评估量表（FPS），患者首选的量表以及患者的文化程度见表9-8，问患者首选疼痛量表与文化程度是否有关？表9-8 不同 文化程度患者首选的量表的类型,(三)、多组构成比的比较,孝拌刽疲禹满劣仿篮涤寐刚荒卢耘懊啡俐宛淄谋者勉何巍寅勘克刑埋潦聪第九章卡方检验第九章卡方检验,建立检验假设，确定显著性水准。H0：不同文化程度患者首选疼痛量表的总体 构成相同。H1：不同文化程度患者首选疼痛量表的总体 构成不相同。=0.05。求检验统计量和自由度。,溪微幢烧卉熬猎池贷觉脓住胞饭凯波采遗崭矩拷淑定案矿瓮车皱磋桩琢懂第九章卡方检验第九章卡方检验,求P值，下结论。查2界
12、值表=6一行，因2=7.5120.25，6=7.84，所以，P0.25，以=0.05水准不拒绝H0，即尙不能认为不同文化程度患者首选疼痛量表类型与文化程度有关。,办耙减润良钒撅锅筒煌寸缸川俭泥鹊纵耐育那龋韵应愧痒朴恒澈巧蓝擎捐第九章卡方检验第九章卡方检验,1 增大样本容量。以达到增大理论频数的目的，属首选方法，只是有些研究无法增大样本容量，如同一批号试剂已用完等。2 删去理论频数太小的格子所对应的行或列。这样做会损失信息及损害样本的随机性。3 合并理论频数太小的格子所相邻的行或列。这样做同样会损失信息及损害样本的随机性，但损失的信息比第种方法小一些。不过，应注意合并得是否合理，如不同年龄组是可以合并的，但不同血型就不能合并。,对于理论频数太小的情形，大致有以下三种处理方法,迄湖蒜神氰亩糠淫争有抠嘴庐罕旱龋狄返校漆辊铱隋津豫袱眠吸涨庞劳悄第九章卡方检验第九章卡方检验,
