Chuong 4 Thống kê sinh học

Chương Chương Kiểm định giả thuyết Thống kê Sinh học – Bùi Tấn Anh Tổng quan Kiểm định mẫu Kiểm định hai mẫu Kiểm dịnh phù hợp lý thuyết thực nghiệm Kiểm định tính độc lập Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 Giả thuyết không đối thuyết Thí dụ Kiểm định giả thuyết toán xác định có nên chấp nhận hay bác bỏ khẳng định giá trị tham số tổng thể Giả thuyết không, ký hiệu H0 , giả định thăm dò tham số tổng thể Đối thuyết, ký hiệu H1, khẳng định có trạng thái đối lập với giả thuyết Chúng ta định bác bỏ giả thuyết H0 xác suất xuất kiện quan sát coi “nhỏ” Thời gian mang thai bò có phân bố chuẩn, x ~ N(285, 102) Ở giống bò người ta xác định thời gian mang thai 295 ngày Liệu giá trị quan sát có phù hợp với trung bình tổng thể (nghĩa thời gian mang thai giống bò trung bình 285 ngày) hay hoàn toàn khác? Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên Giải Giải Giả thuyết H0:  = 285 H1:  ≠ 285 Ta cần tính xác suất giá trị trung bình >295 ngày 295) Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 = < 12/11/2010 < = P (1 < Z < –1) = * P (Z < – 1) = * 0.1587 = 0.3174 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 Biểu đồ phân bố xác suất Kết luận Đây xác suất lớn (1/3)  lý để bác bỏ giả thuyết trung bình tổng thể 285 ngày 0.159 0.159 275 295 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 Thí dụ Giải Giả sử thời gian mang thai quan sát giống bò 305 ngày Ta kết luận gì? Giả thuyết H0:  = 285 H1:  ≠ 285 Ta cần tính xác suất giá trị trung bình > 305 ngày < 265 ngày (nghĩa   20 ngày) Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 10 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 Biểu đồ phân bố xác suất Giải Xác suất biến cố là: P(X < 265 X > 305) = < < = P (2 < Z < –2) = * P (Z < – 2) = * 0.0228 = 0.0456 0.0228 0.0228 265 11 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 12 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 305 12/11/2010 Kết luận Các loại sai lầm Đây xác suất nhỏ (1/20)  Bác bỏ giả thuyết H0  = 285 ngày  Có thể kết luận trung bình tổng thể lớn có ý nghĩa so với 285 ngày 13 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 Bởi kiểm định giả thuyết dựa số liệu mẫu, nên có khả xảy sai lầm Sai lầm loại I bác bỏ H0 đúng, ký hiệu  Xác suất mắc phải sai lầm loại I giả thuyết H0 đại lượng gọi mức ý nghĩa kiểm định 14 Các loại sai lầm Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 Kết luận Bác bỏ Ho H0 Quyết định Sai lầm loại I H0 sai Sai lầm loại II Quyết định Thông thường người ta hay tập trung ý vào sai lầm loại I kiểm định phải khống chế cho rủi ro loại I không vượt qua mức ý nghĩa  16 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 Kiểm định giá trị trung bình – Các bước Tổng quan Kiểm định mẫu Kiểm định hai mẫu Kiểm dịnh phù hợp lý thuyết thực nghiệm Kiểm định tính độc lập Xây dựng giả thuyết (kiểm định phía) H0 :  =  H1 :    Xác định mức ý nghĩa  (thường 0.05) Lấy mẫu tính giá trị thống kê kiểm định Dùng giá trị thống kê kiểm định để tính P-value Kết luận • • Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên Chấp nhận Ho Thực tế Chương 17 12/11/2010 Các loại sai lầm Sai lầm loại II chấp nhận H0 sai, ký hiệu  Rất khó để kiểm soát sai lầm loại II Trong kiểm định, để hạn chế gặp phải sai lầm loại II, người ta thường sử dụng khẳng định “không bác bỏ H0” mà không dùng khẳng định “chấp nhận H0” 15 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 18 Nếu P-value <  Bác bỏ H0 Nếu P-value >  Không bác bỏ H0 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 Biểu đồ phân bố Kiểm định z (z test) – biết s Thời gian mang thai bò có phân bố chuẩn x ~ N(285, 102)  = 285 ngày s = 10 ngày Ở giống bò người ta ghi nhận thời gian mang thai bò: Phân phối mẫu Z  X  s/ n Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Không bác bỏ H0 /2 = 025 /2 = 025 307 z -1.96 19 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 20 Kiểm định z (z test) – s biết Giải Nếu độ lệch chuẩn trường hợp 10 ngày Như có chứng cho thấy trung bình thời gian mang thai giống bò khác với 285 ngày? Đặt giả thuyết: H0:  = 285 ngày H1:   285 ngày Trung bình mẫu Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 22 Giải 283 294 297 12/11/2010 (307 + 293 + 293 + 283 + 294 + 297) = 294.5 ngày Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 Giải Kiểm định Z = ( − ) = Tính P = 294.5 < < 275.5 = 2.33 < < −2.33 =2× < −2.33 = × 0.010 = 0.020 Nhận xét: P < 0.05  bác bỏ H0 Kết luận: Thời gian mang thai giống bò có giá trị trung bình lớn có ý nghĩa so với 285 ngày ( − ) ( ) Trong thí dụ = 23 293 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên = 21 293 1.96 294.5 − 285 (10) /6 = 2.33 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 24 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 Bảng xác suất phân bố chuẩn tắc Áp dụng Minitab Khi thử nghiệm thuốc gây mê chó, người ta muốn kiểm tra xem mức độ epinephrine huyết máu dùng phương pháp gây mê có khác biệt so với phương pháp cũ không Phương pháp cũ cho kết quả: trung bình = 0.4 ng.ml–1 độ lệch chuẩn = 0.2 ng.ml–1 Phương pháp cho kết mẫu: 0.64 25 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 26 Các bước tiến hành 0.74 0.48 0.66 0.34 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 0.70 12/11/2010 Mô tả liệu Nhập liệu Mô tả liệu: • Stat > Basic Statistics > Descriptive Statistics … 27 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 28 Mô tả liệu 29 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 Mô tả liệu 12/11/2010 30 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 31 Kiểm tra tính phân bố chuẩn Kiểm định Z • Graph > Boxplot …/Simple • Stat > Basic Statistics > 1-sample Z… Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 32 Kiểm định Z 33 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên Kết kiểm định 12/11/2010 34 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2010 Nhận xét kết luận Kiểm định t (t-test) – s P = 0.018 / Variances 50 Kiểm tra F 51 < Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Kiểm tra F Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 52 Kiểm tra F Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Kiểm định t gộp Đặt giả thuyết: H0 : 1 = 2 H1 : 1  2 Test for Equal Variances F-Test Test Statistic P-Value 0.74 0.631 10 12 14 16 18 20 22 Vì P > 0.05 nên xem phương sai hai mẫu 53 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 54 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Kiểm định t gộp Kiểm định t gộp Trong thí dụ Các công thức tính: ̅ − ̅ = = 1 ( + ) ̅ − ̅ ( ̅ − ̅ ) Trung bình mẫu (kg) = Giống 153.70 10.62 12.30 Độ lệch chuẩn mẫu (kg) Trong sp độ lệch chuẩn gộp 1−1 Giống 196.20 + 2−1 + − 2 − = 196.2 − 153.7 = 42.5kg ( = ) ( ) = 134.33kg Độ tự = 55 −1 + 2− = Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên + −2 10.62 kg < 56 12/11/2011 Kiểm định t gộp − = = 57 1− = 12/11/2011 Kiểm định t gộp ( + = = 134.33 = 11.59kg < 12.3 kg Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 134.33( Nếu giả thuyết H0 (nghĩa 1 = 2) t = 9.46 thuộc phân bố t với độ tự =25 Giá trị P cho kiểm định t là: = ( − < −42.5 − > 42.5) = ( 25 < −9.46 25 > 9.46 = 2 x 25 < −9.46 = 2 x 0.0000 = 0.0000 ) 1 + ) = 4.489kg 12 15 42.5 = 9.46 4.489 = 12 + 15 − = 25 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 58 12/11/2011 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Khoảng tin cậy 95% Kiểm định t gộp Nhận xét: P (hai đuôi) < 0.05  giả thiết H0 bị bác bỏ  sai khác hai trung bình mẫu có ý nghĩa mặt thống kê với độ tin cậy 95% x1  thứ x2  tdf(  giống thứ có trọng lượng lớn giống hai 95% CI = / 2) 1 1 x1  x2  tdf( / 2)  s     x1  x2  tn(0.025) n  se  n1 n2  1   s     x1  x2  tn(0.025)  se( x1  x2 )  n2   n1 n2  = 42.5 kg  2.06 x 4.498 = 42.5 ± 9.246 = (33.2 , 51.7) kg 59 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 60 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 10 Khoảng tin cậy 95% Áp dụng Minitab Như có đến 95% hội cho khác biệt hai trung bình mẫu nằm khoảng từ 33.2 kg đến 51.7 kg Nhập liệu Kiểm tra điều kiện: • Độ lệch chuẩn • Phân bố chuẩn Nếu khoảng tin cậy 95% giá trị giả thuyết Ho: 1 – 2 = bị bác bỏ 61 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Kiểm định t Nhận xét kết luận 62 Kiểm tra điều kiện Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên Kiểm tra điều kiện Summary for Group A Summary for Group B A nderson-D arling N ormality T est 180 190 200 12/11/2010 210 A -S quared P-V alue 0.30 0.530 Mean StD ev V ariance Sk ew ness Kurtosis N 196.17 10.62 112.70 0.95961 1.81461 12 Minim um 1st Q uartile Median 3rd Q uartile Maximum 220 A nderson-Darling Normality Test 180.30 188.25 195.50 202.57 221.10 140 95% C onfidence Interv al for M ean 189.43 150 160 170 180 7.52 153.70 12.30 151.32 0.666732 0.317929 15 135.30 146.20 151.20 163.50 181.80 95% C onfidence Interv al for M ean 202.92 146.89 202.55 160.51 95% C onfidence Interv al for M edian 95% C onfidence Interval for S tD ev % C onf ide nce Inter v als 0.36 0.407 Mean S tDev V ariance S kew ness Kurtosis N Minim um 1st Q uartile Median 3rd Q uartile Maximum 95% C onfidence I nterval for Median 188.28 A -S quared P -V alue 146.24 18.02 163.09 95% C onfidence Interv al for S tDev % Confidence Inter v als Mean 9.01 19.40 Mean Median 190 195 200 Median 205 145 63 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 64 Kiểm định t gộp 65 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 150 155 160 165 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Kiểm định t gộp 12/11/2011 66 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 11 Hai mẫu độc lập, Phương sai không Kiểm định t gộp Thí dụ: So sánh % tăng trọng lượng cóc ếch sau nhúng ngập nước Dữ liệu thống kê mô tả cho thấy Two-sample T for Group A vs Group B N Mean StDev Group A 12 196.2 10.6 Group B 15 153.7 12.3 SE Mean 3.1 3.2 Ếch Difference = mu (Group A) - mu (Group B) Estimate for difference: 42.48 95% CI for difference: (33.23, 51.72) T-Test of difference = (vs not =): T-Value = 9.46 P-Value = 0.000 DF = 25 Both use Pooled StDev = 11.5901 67 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên Cóc Trung bình mẫu (kg) 6.46 Độ lệch chuẩn mẫu (kg) 6.10 20.58 9.84 Cóc hay ếch thu nhận nước nhiều hơn? 12/11/2011 68 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên Kiểm định t Satterthwaite Kiểm định t Satterthwaite Đặt giả thuyết: H0 : 1 = 2 H1 : 1  2 Các công thức tính: t Độ tự df  12/11/ 2011 x1  x ( s12 / n1  s 22 / n ) (s / n1 )  ( s12 / n1 ) Khoảng tin cậy n1  ( s 22 / n )   ( s 22 / n ) n2  x1  x  t / ( s12 / n1 )  ( s 22 / n ) 69 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 70 Áp dụng Minitab Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Áp dụng Minitab Nhập liệu 71 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 72 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 12 Mô tả liệu Mô tả liệu Stat > Basic Statistics > Display Descriptive Statistics… 73 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 74 Mô tả liệu 75 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Mô tả liệu 12/11/2011 76 Mô tả liệu 77 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Mô tả liệu 12/11/2011 78 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 13 Mô tả liệu Mô tả liệu Kết hiển thị cửa sổ session 79 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 80 Mô tả liệu Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Kiểm định Stat > Basic Statistics > 2-sample t… 81 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 82 Kiểm định 83 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Kiểm định 12/11/2011 84 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 14 Hai mẫu liên hệ - So sánh cặp Nhận xét kết luận Qua kết phân tích ta thấy P = 0.009 < 0.05 chứng tỏ cóc thu nhận nhiều nước ếch Thí dụ: để so sánh phần vỗ béo cho heo: • phần bình thường (khẩu phần A) • phần có bổ sung Cu (khẩu phần B) Tiến hành 15 nông trại, nông trại bố trí hai chuồng heo giống nhau, hai phần ăn phân bố ngẫu nhiên đồng vào hai chuồng Tăng trọng trung bình (lb/ngày) heo chuồng ghi nhận Sự bổ sung Cu phần ăn có ảnh hưởng đến tăng trọng trung bình lợn hay không? 85 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 86 Hai mẫu liên hệ - So sánh cặp Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Hai mẫu liên hệ - So sánh cặp Ở thí dụ trên, tiến hành theo phương pháp so sánh hai mẫu độc lập, bỏ sót nguồn biến động quan trọng nông trại Trong trường hợp phương pháp tốt so sánh cặp, gọi kiểm định t cặp (pair t-test) 87 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 88 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên Hai mẫu liên hệ - So sánh cặp Hai mẫu liên hệ - So sánh cặp Sự sai khác hai phần ăn là: d = phần B – phần A Giả thuyết H0 : d = H1 : d  Nông trại … 15 Sai khác 1.17 – 0.93 1.03 – 1.16 1.23 – 1.05 … 1.30 – 1.17 d = 0.24 = – 0.13 = 0.18 = 12/11/2011 0.13 Có tất n = 15 sai khác: d1, d2, , dn Nếu bổ sung Cu ảnh hưởng trung bình chung sai khác (d) 89 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 90 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 15 Công thức tính Tính theo công thức Trung bình mẫu : ̅ = 0.09 lb/ngày Độ lệch chuẩn : s = 0.107 Cở mẫu : n = 15 cặp ̅ = / t với độ tự df = n – Khoảng tin cậy 95%  s /n 95%CI  d  tn 1 se Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 0.09 0.107 / 15  3.25 df = n – = 15 – = 14 P = 2*P(t14 > 3.25) = 0.006  /2 91 d 12/11/2011 92 Tính theo công thức Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Nhận xét Kết luận Khoảng tin cậy 95% Vì P < 0.05 nên giả thuyết H0 bị bác bỏ Như ta kết luận bổ sung Cu 95%CI  d  tn/21 se  d  t14( 0.025) se  0.09  2.145  0.107 / 15  (0.0306, 0.1494) (khẩu phần B) làm tăng trọng có ý nghĩa mức trung bình 0.09 lb/ngày %CI  d  t /2 se  d  t ( 0.025) se  0.09  2.145  0.107 /15  (0.0306, 0.1494)  0.09  2.145  0.107 / 15  (0.0306, 0.1494) 93 95 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 94 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên Áp dụng Minitab Áp dụng Minitab Nhập liệu Kiểm định Stat > Basic Statistics > Paired t… Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 96 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 12/11/2011 16 Áp dụng Minitab 97 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên Áp dụng Minitab 12/11/2011 Áp dụng Minitab 99 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 98 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Kết 12/11/2011 00 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Chương Kết Tổng quan Kiểm định mẫu Kiểm định hai mẫu Kiểm dịnh phù hợp lý thuyết thực nghiệm Kiểm định tính độc lập 01 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 02 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 17 Kiểm định “Khi bình phương” Kiểm định “Khi bình phương” Giả thuyết: H0: O = E O: tần suất thực nghiệm E: tần suất lý thuyết Tính 2 thực nghiệm: Nếu 2TN > 2 bảng mức xác suất P = 0.05 nghĩa P(2TN) > 0.05  giả thuyết H0 bị bác bỏ Kết luận: tần suất LT tần suất TN khác biệt có ý nghĩa với độ tin cậy 95% Nếu 2TN < 2 bảng mức xác suất P = 0.05  giả thuyết H0 bị bác bỏ Kết luận: tần suất LT tần suất TN không khác biệt TN  (O  E ) E Kiểm định Kết luận 03 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 04 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên Thí dụ Áp dụng Minitab Một nhà di truyền học tiến hành phép lai hai cá thể ruồi giấm F1 thu 176 cá thể F2 gồm Nhập liệu 12/11/2011 • 130 có kiểu hình hoang dại • 46 có kiểu hình đột biến Liệu kết thu có phù hợp với tỉ lệ trội : lặn theo định luật phân ly Mendel hay không? Kiểm định Stat >Tables > Chi-Square Goodness-of-Fit Test (One Variable) 05 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Áp dụng Minitab 07 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 06 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Áp dụng Minitab 12/11/2011 08 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 18 Kết 09 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên Kết 12/11/2011 10 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Nhận xét kết luận Nhận xét kết luận Giá trị 2 bảng = 3.84 Vì 2TN = 0.12121 < 3.84 (hoặc P-value > 0.05) nên không đủ sở để bác bỏ giả thuyết H0 Nói cách khác ta kết luận kết thu phù hợp với tỉ lệ phân ly 3:1 theo định luật Mendel 11 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 12 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên Thí dụ Thí dụ Dữ liệu Kết 12/11/2011 Tự nhận xét kết luận 13 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 14 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 19 Chương Thí dụ Tổng quan Kiểm định mẫu Kiểm định hai mẫu Kiểm định phù hợp lý thuyết thực nghiệm Kiểm định tính độc lập Một mẫu gồm 111 chuột chia thành hai nhóm: • Nhóm thí nghiệm gồm 57 chuột tiêm vi khuẩn gây bệnh kháng huyết • Nhóm đối chứng gồm 54 chuột tiêm vi khuẩn gây bệnh không tiêm kháng huyết Sau thời gian, có 38 chuột bị chết: • 13 có tiêm kháng huyết • 25 không tiêm kháng huyết 15 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Thí dụ Tổng cột Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Thí dụ Các liệu trình bày bảng tiếp liên (contingency table) x Có kháng HT Không có 16 Chết 13 25 Sống 44 29 Tổng hàng 57 54 38 73 111 Giả thiết H0 : khả sống chuột không phụ thuộc vào việc tiêm kháng huyết H1 : khả sống chuột nhờ vào việc tiêm kháng huyết Câu hỏi: Tỉ lệ chết chuột giảm tiêm kháng huyết hay ngẫu nhiên? 17 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 18 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên Thí dụ Kiểm định Bảng tiếp liên x khái quát dạng sau: Tính theo công thức: Tổng hàng x Tổng cột Tổng chung Độ tự (df) = (số hàng – 1) x (số cột – 1) Tần suất lý thuyết = Tổng hàng Có kháng HT Không có Tổng cột 19 a c a+c b d b+d Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên a+b c+d n 12/11/2011 12/11/2011 TN  20 (O  E ) E Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 20 Kiểm định Áp dụng Minitab Kết tính nhanh Nhập liệu (ad  bc )2 n [(13 x 29)  (44 x 25)]2 x 111 2    (a  b)(c  d )( a  c )(b  d ) 57 x 54 x 38 x 73 (  )2 [(13 x 29)  (44 x 25)]2 x 111   a  b)(c  d )(a  c )(b  d ) 57 x 54 x 38 x 73 x 29) (44 x 25)] x 111  6.796 21 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Kiểm định 23 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 22 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Kiểm định 12/11/2011 Kết 24 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Nhận xét kết luận Vì 2 thực nghiệm > 2 bảng (df = 1) dựa vào P < 0.05 nên giả thuyết H0 không chấp nhận Như việc tiêm kháng huyết có tác dụng làm giảm tỉ lệ chết chuột nhiễm khuẩn 25 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 26 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 21 [...]... Statistics… 73 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 74 Mô tả dữ liệu 75 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Mô tả dữ liệu 12/11/2011 76 Mô tả dữ liệu 77 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên Thống kê Sinh học. .. > 2-sample t… 81 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 82 Kiểm định 83 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Kiểm định 12/11/2011 84 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 14 Hai mẫu liên hệ... 05 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Áp dụng Minitab 1 07 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 1 06 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Áp dụng Minitab 12/11/2011 1 08 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 18 Kết quả 1 09 Thống. .. Mendel 1 11 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 1 12 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên Thí dụ 2 Thí dụ 2 Dữ liệu Kết quả 12/11/2011 Tự nhận xét và kết luận 1 13 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 1 14 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên...  ( s 22 / n 2 ) 69 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 70 Áp dụng Minitab Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Áp dụng Minitab Nhập liệu 71 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 72 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011... tn/21 se  d  t 14( 0.025) se  0.09  2. 145  0.107 2 / 15  (0.0306, 0. 149 4) (khẩu phần B) làm tăng trọng có ý nghĩa ở mức trung bình là 0.09 lb/ngày %CI  d  t /2 se  d  t ( 0.025) se  0.09  2. 145  0.107 2 /15  (0.0306, 0. 149 4)  0.09  2. 145  0.107 / 15  (0.0306, 0. 149 4) 93 95 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 94 Thống kê Sinh học (Biostatistics)... (44 x 25)]2 x 111   a  b)(c  d )(a  c )(b  d ) 57 x 54 x 38 x 73 3 x 29) (44 x 25)] x 111  6.796 1 21 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Kiểm định 1 23 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 1 22 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Kiểm định 12/11/2011 Kết quả 1 24. .. Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Mô tả dữ liệu 12/11/2011 78 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 13 Mô tả dữ liệu Mô tả dữ liệu Kết quả hiển thị trong cửa sổ session 79 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 80 Mô tả dữ liệu Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011... Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên Áp dụng Minitab Áp dụng Minitab Nhập liệu Kiểm định Stat > Basic Statistics > Paired t… Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 96 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 12/11/2011 16 Áp dụng Minitab 97 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên Áp dụng... Khoa học Tự Nhiên Áp dụng Minitab 12/11/2011 Áp dụng Minitab 99 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 98 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Kết quả 12/11/2011 1 00 Thống kê Sinh học (Biostatistics) – Bùi Tấn Anh – Khoa Khoa học Tự Nhiên 12/11/2011 Chương 4 Kết quả Tổng quan Kiểm định một mẫu Kiểm định hai mẫu Kiểm dịnh