صفحه 1:
صفحه 2:
مرکز مطالعلت ape أموزش علوم بزشكي
gil gi i ya
eet
رضايي
صفحه 3:
Education is not the filling of a
pail but the lighting of a fire
William battler
نکتر منصور رضایی
صفحه 4:
نار با عا یی )ال
whe var hos Ported every
thie fearced ia school.
© Olen intestine
نکتر منصور رضایی
صفحه 5:
0 آمار
آمار تحلیلی یا آزمون
فرضیه (احتمال صحت
استنباط مبتنی بر نمونه)
دکتر منصور رضایی.
صفحه 6:
۰ ۰ ۳۳۳۳ ۱
J ۰ ۰
امروز جی خواهيم كفت 5
لا مفهوم و تاریخچه آزمون فرضیه
0 خطای نوع آلفا و بتا
3 آمار تحلیلی و انواع آزمونها
0 مرور ساده چند آزمون رایج پارامتریک و ناپارامتریک
لامفهوم حطس )
6 نکتر متصور رضایی
صفحه 7:
صفحه 8:
کارل پوپر .. . . = آزمون فرضیه.
صفحه 9:
صفحه 10:
آمار تحليلي ۱
# علم آمار داراي دو بخش اساسي آمار توصيفي و
آمار استتباطي است.
#توصیف کردن تنها يك جنبه از کارکرد علم آمار
است و محور بسیار مهم‌تر این علم استنباط
هس1۳ است.
"ادر فرهنگ Debster آمده است: "استنباط
کردن" يعني "نتيجه‌گيري به‌عنوان يك پیامد یا
اچتمال.
نکتر منصور رضایی
صفحه 11:
آمار تحليلي
٩ آمار استنباطي سعي دارد بر اساس مشاهده بخشي از
رویدادها درباره طیف وسيع‌تري از آنها نتيجه‌گيري
منطقي ارائه دهد.
به عبارتي آمار تحليلي علمي است که به كمك آن بر اساس
اطلاعات حاصل ان يك نمونه تصادفي (آماره)» درباره
وضعیت صفت در جامعه (پارامتر) قضاوت مي‌کنيم.
"" آمار تحليلي نشان مي دهد که شانس و تصادف تا چه حد
مي تواند روبط بین متغيرهاي مشاهده شده را توجیه نماید.
11 دکتر منصور رضایی
صفحه 12:
SS ۲ ۵
خطاي نوع اول
# خطاي نوع اول هنگامي رخ مي‌دهد که فرضیه
صفر واقعا صحیح باشد. اما نتایج حاصل از
نمونه گيري (صرفاً به دلیل خطاي تصادفي)
فرضیه صفر را تایید نکنند و محقق فرضیه
صفر را به اشتباه رد نماید. احتمال بروز چنین
خطايي را سطح معناداري [Level oF
[عسجسلم:3) مي‌گویند و با علامت آلفا(»)
نشان ميدهند.
صفحه 13:
ES
برآورد فاصله‌اي
اگر بخواهیم عدد منفردي را براي پارامتر جمعیت (مثلا ميانكين يا
2 لا) در نظر بگیریم. برآورد نقطه‌اي آن در نمونه (يعني آماره
بهترین برآورد است.
بدون دركير شدن با فرمولهاي رياضي 5 آماري.
فاصله اطمينان براي يك يارامتر جامعه عبارت است از
اماره آن پارامتر به‌علاوه و منهاي
خطای معیار آن آماره ضرب‌در
مقدار مربوط به ضریب اطمینان.
صفحه 14:
برآورد فاصله‌ای
اگر بخواهیم عدد منفردي را براي پارامتر جمعیت
(مثلا میانگین با لا) در نظر بگیریم. بر آورد نقطه‌اي
آن در نمونه (بعني آمارمیر ) بهترین برآورد است.
بدون درگیر شدن با فرمولهاي رياضي و آماري, فاصله اطمینان براي يك
پارامتر جامعه عبارت است از:
(آماره آن پارامتر) به‌علاوه و منهاي (خطاي معیار آن آماره) ضرب‌در (مقدار مربوط به ضریب اطمینان)
مثلاً در مورد میانگین داریم :
oy (o/Vn) جع : y(t) لت
J 14 منصور رضایی
صفحه 15:
A M ۰
براورد فاصله‌ای
یا در مورد نسبت:
Ch. y(t)? PEZ, a. a (1- 207
همين كار را براي هر نوع پارامتري که توزیع نمونه‌اي آن معلوم
باشد. با ضریب اطمینان دلخواه می‌توان انجام داد.
در مطالعات علوم پزشکی معمولاً ضریب اطمینان را 95 درصد مي‌گیرند. پس
به‌جاي مقدار مربوط به آن 7
aD Ses
(~%) ۱
.از جدول نرمال عدد 0.90 را مي‌توان قرار داد
,15 نکتر منصور رضایی
صفحه 16:
در مطالعات علوم پزشكي معمولا ضربب
اطمینان را 95 درصد مي‌گیرند. پس به‌جاي
۱ مقدار
7
يعني عدد 1.96 را مي‌توان قرار داد.
صفحه 17:
SS
:مثال
اگر ميانگین فشار خون سيستوليك نمونه‌اي صد نفري از
دانشجویان 10) ميلي‌متر جیوه باشد و فرض کنیم انحراف
معیار فشار خون جامعه دانشجویان 19 باشد.
مي‌توان گفت که فاصله .4 *(0©9(/)000) + ©00)
& )9.499 + 409) با (94.199و <006.096)
با اطمینان 06 درصد. میانگین فشار خون جامعه
دانشجویان(۱) ) را در بر مي‌گیرد.
یا مي‌توان گفت با ضریب اطمینان 060 درصد میانگین
فشارخون جامعه (ل) در فاصله فوق قرار مي‌گیرد.
17 نکتر منصور رضایی
صفحه 18:
SS ee i
براورد فاصله‌ای
یا در مورد اختلاف دو نسبت:
: (252 -61) يوري ول
(Pe P2) )ري وض [x (- 7
7
صفحه 19:
SS ee 7
براورد فاصله‌ای
یا در مورد اختلاف دو میانگین:
Cha, yy,(ul- 2):
۵ 2/۰ )] ورد جع (ض (M-
af) <=
صفحه 20:
آزمون فرضیه
* فرضیه آماري حکمي است درباره يك جامعه که مي‌خواهيم
بر مبناي اطلاعات حاصل از يك نمونه تصادفي از همان
جامعه» آن حکم را تأیید يا رد نماییم.
" آزمون آماري مجموعه قواعدي است که بر اساس آنها
درباره تأیید یا رد فرض تصمیم مي‌گيريم.
"ا دو نوع فرضيه:
[OW Wypothesis| فرضیه خنتي 0
[@hercaive Wypotbesis] C2 Bile فرضیه
"" این دو فرضیه طوري تنظیم مي‌شوند که امکان ندارد
همزمان صحیح باشند.
20 نکتر منصور رضایی
صفحه 21:
ای ۲
آزمون فرضیه
* فرضیه خنني: فرضيه‌اي است که توسط محقق تحت آزمون قرار
مي كيرد و محفق مايل است آنرا به نفع فرضيه خود رد نمايد. اين
فرض اغلب بر عدم تفاوت دلالت دارد (WO
2 فرضیه جایگزین: فرضیه يا حکمي که محقق مایل است آنرا
تأیید نماید و به لحاظ مفهوم در مقابل فرضیه صفر قرار مي گیرد
(Wa)
"ا مثال:
"ا فرضيه خنثي: "ميانكين انسولين در افراد مبتلا به سكته
(Ul با مینگین سطحاولین در افرد سلم(0ا) 000
ae
حایکرین: Bt سطح نسولین در افراد ميقلا به سكته
(i از میانگین سطح انسولین در افراد سالم(۵) بیشتر
mee
نکتر منصور رضایی
صفحه 22:
SS 0
آزمون فرضیه
فرض جایگزین را در حالت فوق فرض يكطرفه 12-7
Dated] مي‌گویند.
6 < ۱ سا فیح ۵ :1۸
* ممکن است محقق صرفاً ادعا کند میانگین سطح انسولین
در افراد مبتلا به سکته قلبي با افراد سالم تفاوت دارد و
درباره بیشتر یا کم‌تر بودن آن نظري نداشته باشد. در اين
حالت فرضیه جایگزین را دو 4255 [Die Dated]
مي‌گویند:
WO: ۳0 هع Wes: ۳۹۵9 :
صفحه 23:
Oe amy a ها مشاهد
تبديل به اطلاعات 2
eS ea ارام ۲۳
مداخله در جامعه ۶
ایجاد حدس يا
فرضیه 5
۱ ۱
۷ 6 انجام مطالعات تجربي
آزمون فرضیه دا
استنباط علمي
23 نکتر منصور رضایی
صفحه 24:
ES
خطا در آزمون
اجون نمونهها به روش امي انتخاب و داده‌ها
جمع‌آوري می شوند. نتايج نيز تحت تأثير
خطا ي تصادفي است و به همین دلیل نتیجه
آزمون آماري به‌صورت گزاره احتمالي بیان
ميشود.
خطاي ناشي از تغییرات تصادفي به دو a:
صورت متمایز بر نتایج اثر مي‌گذارد (خطاي
نوع اول و دوم).
صفحه 25:
SS
# خطاي نوع اول هنگامي رخ مي‌دهد که فرضیه صفر واقعاً
صحیح باشد. اما نتایج حاصل از نمونه گيري (صرفاً به دلیل
خطاي تصادفي) فرضیه صفر را تایید نکنند و محقق فرضیه
55 را به اشتباه رد نمايد. احتمال بروز جنين خطايي را,
سطح معناداري نمی [Devel oP ميكويند و با
علامت آلفا(0) نشان ميدهند.
8 از طرفي ممکن است در حالي که واقعاً فرضیه صفر غلط
است نتایج حاصل از نمونه‌گيري نتواند اختلاف معناداري
بین دو گروه نشان دهد. به عبارت دیگر دلایل كافي براي رد
فرضیه صفر فراهم نمي‌شود و محقق فرضیه صفر را
بپذیرد. در این حالت خطاي نوع دوم رخ داده است. احتمال
بروز این خطا را با علامت Gy (8) نشان ميدهند.
صفحه 26:
وضعیت بروز دو نوع خطا :
نتیجه آزمون
owls HO
مود
0 رد ميشود
وضعيت واقعي فرض HO
0 ولقعاً غلطلستا|
خطاي نوع (8) ۱
تصميم درست
ny spa
HO ولقعاً صحیح
۲
تصميم درست
خطاي نوع (©) 1
صفحه 27:
Se
Peston oP hypotheses
Dye Vand Pppe 11 Errors
Hees
. تصمیم از روی شواهد نمونه : تسردان
He توان أزمون ى نوع اول
)6 (با احتمال )۱7(
Hodes | خطای نوع دوم سطح اطمينان آزمرن
(\-a) )8 (با احتمال
© - level of significance 1-f - power of the test
27 نکتر منصور رضایی
صفحه 28:
SS ۲ ۵3۵
به‌طور خلاصه براي انتخاب آزمون آماري
مناسب بايد به :
0-هدف مطالعهء
طرح تحقیق (نرع مطالعه)»
2- مقیاس اندا زهگيري»
۴ توزیع صفت»
2 روش نمونه گيري»
حجم نمونه و
> نحوه برخورد با عوامل مخدوش کننده
توجه شود.
نکتر منصور رضایی
صفحه 29:
انتخاب نوع آزمون فرضیه بر اساس مقیاس متغیر وابسته و استقلال گروه‌ها
استقلال متغيرهاي كمي |متغيرهاي
كرودها كيفي
دو گروه | آزمون T آزمون كاي دو
آزمون ۲ زوجي | آزمون مك نمار
نکتر منصور رضایی
صفحه 30:
مون | مستقل
5
2 وابسته < آزمون ! زی
ESSE _ —_Bs
1
See تناس
:
E
| 2 تم
بت Jd
Saf
30
صفحه 31:
EEE
فرایند كلي آزمون فرضیه (با ذکر مثال):
1- بيان فرضيه صفر؛ عدر :اماك
2- تعيين يك يا دو دامنهبودن آزمون؛ ©©>لإنيناك يا #66 We
3- محاسبه آماره آزمون متناسب با موضوع با استفاده از نمونه؛
xX snr
4- تعیین سطح معناداري 9 ©©>1-0) , 0700.009 و بيدا كردن عدد
بحراني از جداول آماري متناسب با سطح معناداري و دامنه آزمون؛ مثل
Are 4) ورگ
یا عدد 1.96 .
5- مقایسه مقادیر به‌دست آمده در مرحله 3 و 4 و تصمیم در مورد رد یا تأیید فرضیه:
الف) اگر قدر مطلق آماره بزرگ‌تر یا مساوي عدد بحراني باشد. فرض صفر را رد مي‌کنيم.
ب) اكر مقدار آماره كوجكتر باشد. دليل كافي براي رد فرض صفر نداريم. :
gfe -6 مفهوم تصمیم مرحله : مثلاً مي توارنر كفت ميانكين صفت در جامعه 22 نمي باد
صفحه 32:
32 نکتر منصور رضایی
صفحه 33:
5۳5
om ROR
صفحه 34:
صفحه 35:
rae
صفحه 36:
eee
مطالعه مورد شاهدی
مواجهه گروه
مورد شاهد
دارد A 8
ندارد 6
N2 N1 ds
A*D/B*C=OR
نکتر منصور رضایی
صفحه 37:
نسبت شانس ۳؟) عل64
معیاری است که محاسبه آن فقط در مطالعه مورد-
شاهدى امكان يذير مى باشد و براورد يا تقريبى از
send
شانس بیمار برای تماس پا عامل خطر
OR =
شانس فرد سالم برای تماس با عامل خطر
صفحه 38:
ا ۳
صفحه 39:
eso
99
0666©
(oleae tn
Pa خير
ase 6
2۵۶ | ۵
999 ۱ ۵
صفحه 40:
SS ee i
براورد فاصله‌ای
مثلاً در مورد 008 داريم :
Ch, 24 02OR :InOR+Z, ,,(SHINOR
“)
که در آن :
SHInOR = SORTI/a+1/b+1/c+1/d)
در آخر از دو عدد با و () بدست آمده عکس لگاریتم را
میگیریم تا برای 206015 فاصله اطمينان به دست آيد.
ny spa 40
صفحه 41:
41
مطالعه همكروهى
مواجهه
بدون مواجهه
دارد
RR=(B/N2)/(A/N1)
بيامد
ندارد
ny spa
N1
N2
صفحه 42:
Se aa خطر نسبى
میزان بروز درافراد مواجه یافته با عامل خطر
میزان بروز درافراد مواجه نيافته با عامل خطر
صفحه 43:
صفحه 44:
qo 609 ۱ ۵ يلى
er ose | 9ed خير
9 | 0066 | 499 مجمو:
صفحه 45:
Se i
براورد فاصله‌ای
: مثلاً در مورد 0808 داريم
الخنص للك ) ين سن ج11 : الفط [)يوى Che.
كه در آن :
SH1InRB = SQRTU0/a- 1/(a+ ( +1 6- 1/)6+ 0(1[
در آخر از دو عدد با و () بدست آمده عکس لگاریتم را
میگیریم تا برای 6) فاصله اطمینان به دست آید.
45 نکتر منصور رضایی
صفحه 46:
7 ها ای ۲
براورد فاصله‌اي
در مورد واريانس داريم :
: (10) مور 617
239 > *1 -2) ]
21/59 *(1 -22)]ر
صفحه 47:
صفحه 48:
SS ete
مطالعه ارزش تشخیصی
قست استاندارد طلایی
مثبت منفى كل
مثبت TP مع 1
منفی TE TN FN
جمع N D- D+
+2100*12/0.مء5
-Spe.=100*TN/D
+PPV.=100*TP/T
-NPV.=100*TN/T
Acc.=100*(TP+TN)
48 ذكثر منصور رضایی /N
صفحه 49:
را نشان داده و نمی توان از آنها استنباط
استنباط علیتی اثریک با چند متغیر مستقل روی متغیر مورد مطالعه (وابسته ) ضمن
کنترل عوامل مخدوشگر کار oul
صفحه 50:
x y_yhat residu residu)
اد eal
d.o- 9.00
4.49 9
9.0- |
4.99 9
aer- 9
=SSEC9.6eS
| =SSROF.O7S}
50
صفحه 51:
صفحه 52:
" ۲۲۲۲۲۲۳ ete
02 ساس
ميانكين فشار خون خانها و آقایان مورد بررسي به ترتیب ""
©00 و 0260 بدست آمدء اين اختلاف از نظر. آماري
معني دار است (500.00م).
معني عبارت فوق جيست؟
صفحه 53:
=
age الل
' 5 ۳
1
دکتر منصور رضایی
دكتر منصور
رضايي
Education is not the filling of a
pail but the lighting of a fire
William battler
دکتر منصور رضایی
3
Education
is that which remains
when one has forgotten every
thing learned in school.
Albert intestine
دکتر منصور رضایی
4
دنیای زیبای آمار
جدول
آمار تحل.یلی یا آزمون
فرضیه (احتمال صحت
استنباط مبتنی بر نمونه)
احتماالت
آمار توصیفی
نمودار
شاخصهای مرکزی و پراکندگی
5
دکتر منصور رضایی
امروز چی خواهیم گفت :
مفهوم و تار.یخچه آزمون فرضیه
خطای نوع آلفا و بتا
آمار تحلیلی و انواع آزمونها
مرور ساده چند آزمون رایج پارامتریک و ناپارامتریک
مفهوم P value
6
دکتر منصور رضایی
داستان آزمون فرضیه
Deduction
Induction
قیاس
استقراء
Falsificationآزمون فرضیه
کارل پوپر و منطق ابطال گرایی(آزمون فرضیه)
8
دکتر منصور رضایی
دیوید هیوم
برتراند راسل
ايرادات دانشمندان انگلیسی بر منطق استقراء
آمـار تحليلـي
عل.م آمار داراي دو بخش اساسي آمار توص.يفي و
آمار استنباطي است.
ن تنها يك جنبه از كاركرد علم آمار
توصيف كرد
است و محور بسيار مهم‌تر اين علم ،استنباط
Inferenceاست..
در فرهنگ Websterآمده است" :.استنباط
كردن" يعني "نتيج.ه‌گيري به‌عنوان يك پيامد يا
احتمال.
10
دکتر منصور رضایی
آمار تحليلي
آمار استنباطي سعي دارد بر اساس مشاهده بخشي از
رويدادها درباره طيف وسيع‌تري از آنها نتيجه‌گيري
منطقي ار.ائه دهد.
به عبارتي آمار تحليلي علمي است ك ه به كمك آن بر اساس
ل از .يك نمونه تصادفي (آماره) ،درباره
اطالعات حاص
وضعيت صفت در جامعه (پارامتر) قضاوت مي‌كنيم.
آمار تحليلي نشان مي دهد كه شانس و تصادف .تا چه حد
مي تواند روبط بين متغير.هاي مشاهده شده را توجيه نمايد.
11
دکتر منصور رضایی
خطاي نوع اول
خ مي‌دهد كه فرضيه
ع اول هنگامي ر
خطاي نو
صفر واقعا ً صحيح باشد ،اما نتايج حاصل از
نمونه گيري (صرفا ً به دليل خطاي تصادفي)
فرضيه صفر را تاييد نكنند و محقق فرضيه
صفر را به اشتباه رد نمايد .احتمال بروز چنين
ح معناداري [Level of
خطايي را سط
] Significanceمي‌گويند و با عالمت آلفا()α
نشان ميدهند.
برآورد فاصله‌اي
ي پارامتر جمعيت (مثال ميانگين يا
م عدد منفردي را برا
اگر بخواهي
)µدر نظر بگيريم ،برآورد نقطه‌ا
ي آن در نمونه (يعني آماره )x
بهترين برآورد است.
بدون درگير شدن با فرمولهاي رياضي و آماري،
ك پارامتر جامع ه عبارت است از
فاصل ه اطمينان براي ي
ن پارامتر به‌عالوه و منهاي
آمار ه آ
ن آماره ضرب‌در
خطاي معيار آ
ب اطمينان.
مقدار مربوط به ضري
برآورد فاصله‌اي
اگر بخواهيم عدد منفردي را براي پارامتر جمعيت
(مثال ميانگين يا )µدر نظر بگيريم ،برآورد نقطه‌اي
ن در نمونه (يعني آماره ) xبهترين برآورد است.
آ
ن براي يك
ي و آماري ،فاصله اطمينا
ن با فرمولهاي رياض
ن درگير شد
بدو
ت از:
ت اس
پارامتر جامعه عبار
ط به ضريب اطمينان)
(آماره آن پارامتر) به‌عالوه و منهاي (خطاي معيار آن آماره) ضرب‌در (مقدار مربو
مث ً
ن داريم :
ال در مورد ميانگي
)CI(1 )% ( ) : x Z(1 ) ( / n
2
14
دکتر منصور رضایی
برآورد فاصله‌اي
يا در مورد نسبت:
) CI(1 )% ( ) : P Z(1 ) ( (1 ) n
2
ن كار را براي هر نوع پارامتري كه توزيع نمونه‌اي آن معلوم
همي
باشد ،با ضريب اطمينان دلخواه مي‌توان انجام داد.
ي معمو ً
س
ن را 95درصد مي‌گيرند .پ
ال ضريب اطمينا
در مطالعات علوم پزشك
به‌جاي مقدار مربوط به آن
Z
) (1
2
.از جدول نرمال عدد 1.96را مي‌توان قرار داد
15
دکتر منصور رضایی
در مطالعات علوم پزشكي معموالً ضري
ب
س به‌جاي
ن را 95درصد مي‌گيرند .پ
اطمينا
مقدار
) Z(1
2
يعني عدد 1.96را مي‌توان قرار داد.
:مثال
ي از
ي صد نفر
اگر ميانگين فشار خون سيستوليك نمونه‌ا
دانشجويان 118ميلي‌متر جيوه باشد و فرض كنيم انحراف
معيار فشار خون جامعه دانشجويان 16باشد،
مي‌توان گفت كه فاصله 118 ± )16(/)10(* 1.96
يا ( )118 ± 3.136يا (121.136و )114.864
با اطمينان 95درصد ،ميانگين فشار خون جامعه
دانشجويان ) )µرا در بر مي‌گيرد.
یا مي‌توان گفت با ضريب اطمينان 95درصد ميانگين
فشارخون جامعه ( )µدر فاصله فوق قرار مي‌گيرد.
17
دکتر منصور رضایی
برآورد فاصله‌اي
يا در مورد اختالف دو نسبت:
CI(1 )%( 1 2) :
])(P1 P2) Z(1 ) ( (1 )[(1/ n1) (1/ n2
2
18
دکتر منصور رضایی
برآورد فاصله‌اي
يا در مورد اختالف دو میانگین:
CI(1 )%(1 2) :
])( x1 x2) Z(1 ) ( [(s1^2/ n1) (s2^2/ n2
2
19
دکتر منصور رضایی
آزمون فرضيه
فرضیه آماري حكمي است دربار.ه يك جامعه ك ه مي‌خواهيم
ل از يك نمونه تصادفي از همان
بر مبناي اطالعات حاص
جامعه ،آن حكم را تأييد يا رد نماييم.
آزمون آماري مجموعه قواعدي است كه بر .اساس آنها
درباره تأييد يا رد فرض تصميم مي‌گيريم.
دو نوع فرضيه:
-1فرضيه خنثي ][Null Hypothesis
-2فرضي ه جايگزين ].[Alternative Hypothesis
اين دو فر.ضيه طوري تنظيم مي‌شوند كه امكان ندارد
ح باشند.
همزمان صحي
20
دکتر منصور رضایی
آزمون فرضيه
ت آزمون قرار
ق تح
ط محق
ت كه توس
-1 فرضيه خنثي :فرضيه‌اي اس
ن
ت آنرا به نفع فرضي ه خود رد نمايد .اي
ل اس
مي گيرد و محقق ماي
ت دارد(.) H0
فرض اغلب بر عدم تفاوت دالل
ل است آنرا
-2 فرضيه جايگزين :فرضيه يا حكمي كه محقق ماي
ل فرضيه صفر قرار مي گيرد
تأييد نمايد و ب ه لحاظ مفهوم در مقاب
(.) Ha
مثال:
ن در افراد مبتال به سكته
ن سطح انسولي
فرضيه خنثي" :ميانگي
ن در افراد سال م( )µ2تفاوتي
ن سطح انسولي
قلبي( )µ1با ميانگي
ندارد".
ن در افراد مبتال به سكت ه
ح انسولي
فرضي ه جايگزين" :ميانگين سط
ح انسولين در افراد سالم( )µ2بيشتر
ن سط
قلبي ( )µ1از ميانگي
ت”.
اس
21
دکتر منصور رضایی
آزمون فرضيه
ت فوق فرض يكطرفه [One
ض جايگزين را در حال
فر
] Tailedمي‌گويند.
H0: µ1 =µ2
Ha: µ1 >µ2
ت محقق صرفا ً ادعا كند ميانگين سطح انسولين
ممكن اس
در افراد مبتال به سكته قلبي با افراد سالم تفاوت دارد و
ي نداشته باشد .در اين
درباره بيشتر يا كم‌تر بودن آن نظر
حالت فرضيه جايگزين را دو طرفه ][Two Tailed
مي‌گويند:
H0: µ1 =µ2
Ha: µ1≠µ2
22
دکتر منصور رضایی
گردآوري داده ها
3-4
مشاهد
1
ه
2
تبديل به اطالعات
چرخه اپيدميولوژي
انديشه و فهم
مداخله در جامعه
ايجاد حدس يا
فرضيه
23
9
5
7
آزمون فرضيه
ارزيابي نتيجه آن
10
6
استنباط علمي
دکتر منصور رضایی
انجام مطالعات تجربي
8
خطا در آزمون
ش تصادفي انتخاب و داده‌ها
چون نمونهها به رو
جمع‌آوري می شوند ،نتايج نيز تحت تأثير
خطاي تصادفي است و به همين دليل نتيجه
آزمون آماري به‌صورت گزاره احتمالي بيان
ميشود.
خطاي ناشي از تغييرات تصادفي به دو
صورت متمايز بر نتايج اثر مي‌گذارد (خطاي
نوع اول و دوم).
24
دکتر منصور رضایی
ي نوع اول و دوم
خطا
خ مي‌دهد كه فرضي ه صفر واقعا ً
ل هنگامي ر
خطاي نوع او
ل
ل از نمونه گيري (صرفا ً به دلي
ج حاص
ح باشد ،اما نتاي
صحي
ق فرضيه
خطاي تصادفي) فرضيه صفر را تاييد نكنند و محق
ن خطايي را
ل بروز چني
صفر را به اشتباه رد نمايد .احتما
ح معناداري ] [Level of Significanceمي‌گويند و با
سط
ن ميدهند.
عالمت آلفا( )αنشا
ط
ن است در حالي كه واقعا ً فرضيه صفر غل
از طرفي ممك
ف معناداري
ل از نمونه‌گيري نتواند اختال
است ،نتايج حاص
ل كافي براي رد
ت ديگر دالي
ن دهد .به عبار
بين دو گروه نشا
فرضيه صفر فراه م نمي‌شود و محقق فرضيه صفر را
ت خطاي نوع دوم رخ داده است .احتمال
ن حال
بپذيرد .در اي
ن خطا را با عالمت بتا ( )βنشان ميدهند.
بروز اي
25
دکتر منصور رضایی
ت بروز دو نوع خطا :
وضعي
نتيجه آزمون
وضعيت واقعي فرض H0
H0وا\ق\ع\ًا غ\لطا\س\ت H0وا\ق\ع\ًا ص\حيح
ا\س\ت
H0ت\\أي\يد
خطاي نوع (II )β
تصميم درست
ش\ود
م\ي
ش\ود
H0رد م\ي
26
تصميم درست
دکتر منصور رضایی
خطاي نوع (I )α
Testing of hypotheses
Type I and Type II Errors
-
level of significance
1- - power of the test
دکتر منصور رضایی
27
ي انتخاب آزمون آماري
به‌طور خالصه برا
مناسب بايد به :
-1هدف مطالعه،
ح تحقيق (نوع مطالعه)،
-2طر
س اندازه‌گيري،
-3مقيا
-4توزيع صفت،
ش نمونه گيري،
-5رو
-6حج م نمونه و
ش كننده
-7نحوه برخورد با عوامل مخدو
توجه شود.
28
دکتر منصور رضایی
انتخاب نوع آزمون فرضيه بر اساس مقياس متغير وابسته و استقالل گروه‌ها
متغيرهاي كمي متغيرهاي
استقالل
گروه‌ها
دو
كيفي
گروه آزمون T
آزمون كاي دو
مستقل
آزمون Tزوجي آزمون مك نمار
دو گروه وابسته
29
دکتر منصور رضایی
ارتباط 2صفت با هم = همبستگی
پیرسون
1گروه
مقایسه با عدد ثابت = آزمون tیا z
مستقل = آزمون tمستقل
گ...روه2 .
وابسته = آزمون tزوجی
صفات
مقایسه صفات
تحلیل یایا مقایسه
تحلیل
تعداد گروها
متغير كيفي
3گروه و بیشتر
1گروه با عدد
ثابت
تعداد گروها
آنالیز واریانس یا anova
1گروه = کولموگروف اسمیرنف
مستقل = کای 2و فیشر
گ..روه2 .
وابسته = مک نمار
گ...روه .و 3
ب...یشتر
30
دکتر منصور رضایی
مستقل = کای 2
وابسته = کوکران
ن فرضيه (با ذكر مثال):
فرايند كلي آزمو
H0:µ=22
-1بيان فرضيه صفر؛
-2تعيين يك يا دو دامنهبودن آزمون؛ H1:µ<22يا H1: µ≠22
-3محاسب ه آماره آزمون متناسب با موضوع با استفاده از نمونه؛
Z، F، Tو 2
،
ح معناداري α=0.05, 1-α=95%و پيدا كردن عدد
-4تعيين سط
ب با سطح معناداري و دامنه آزمون؛ مثل
ل آماري متناس
ي از جداو
بحران
) Z(0/ 975) Z(1
2
يا عدد . 1.96
-5مقايس ه مقادير به‌دست آمده در مرحله 3و 4و تصميم در مورد رد يا تأييد فرضيه:
ض صفر را رد مي‌كنيم.
الف) اگر قدر مطلق آماره بزرگ‌تر يا مساوي عدد بحراني باشد ،فر
ب) اگر مقدار آماره كوچك‌تر باشد ،دليل كافي براي رد فرض صفر نداريم.
ن مفهوم تصميم مرحله :6مث ً
ميانگين صفت در جامعه 22نمي‌باشد.
ال مي‌توان گفت
-6بيا31
دکتر منصور رضایی
Parallel design (quasi
experimental)
i
Before
assessment
interve
ntion
Sample
nonrandom
allocated
After
assessment
comparison
Before
assessment
non
دکتر منصور رضایی
After
assessment
32
u
Pre experimental
comparison
sample
Before
assessment
interve
ntion
دکتر منصور رضایی
After
assessment
33
Crossover design (2
parallel design)
u
sample
Befor
e
i assess
ment
Before
assess
ment
inter
venti
on
non
After
assess
ment
After
asses
sment
intervention
compa
rison
دکتر منصور رضایی
Wash
out
period
non
34
Randomizationتصادفی سازی
Restrictionمحدود سازی
Matching
همسان سازی
در مرحله طراحی مطالعه
در مرحله تحلیل
ال.یه .ب...ندی Stratification
Modelingمدل سازی آماری
35
دکتر منصور رضایی
مطالعه مورد شاهدی
گروه
مواجهه
مورد
شاهد
دارد
A
B
ندارد
C
D
کل
N1
N2
A*D/B*C=OR
36
دکتر منصور رضایی
نسبت شانس Odds Ratio
معیاری است که محاسبه آن فقط در مطالعه مورد-
شاهدی امکان پذیر می باشد و برآورد یا تقریبی از
خطر نسبی است.
شانس بیمار برای تماس با عامل خطر
شانس فرد سالم برای تماس با عامل خطر
= OR
بررسی نقش عامل خطر در ایجاد بیماری
مجموع
مواجهه با عامل خطر
ابتال به بیماری
خیر
بلی
a+b
b
a
بلی
c+d
d
c
خیر
n
b+d
a+c
مجموع
a
a d
b
c
c b
d
نسبت شانس
بررسی نقش OCPدر ایجاد سرطان رحم
مجموع
سابقه OCP
سرطان رحم
خیر
بلی
250
98
152
بلی()Case
1634
478
787
خیر()Control
1884
945
939
مجموع
152
2.23
98
4.23
787
0.92
847
نسبت شانس
برآورد فاصله‌اي
مث ً
ال در مورد ORداريم :
)CI(1 )%(lnOR) : lnORZ(1 ) (SE(lnOR
2
که در آن :
)SE(lnOR) SQRT(1/ a 1/ b 1/ c 1/ d
دWر آخر از دو عدد Lو Uبدست آمده عکس لگاریتم را
میگیریم تا برای ORفاصله اطمینان به دست آید.
40
دکتر منصور رضایی
مطالعه همگروهی
پیامد
گروه
دارد
مواجهه
بدون مواجهه
ندارد
A
C
B
D
(RR=)B/N2(/)A/N1
41
دکتر منصور رضایی
جمع
N1
N2
خطر نسبی Relative Risk
معیاری است که محاسبه آن فقط در مطالعه همگروهی
امکان پذیر می باشد.
میزان بروز درافراد مواجه یافته با عامل خطر
میزان بروز درافراد مواجه نیافته با عامل خطر
= RR
بررسی نقش عامل خطر در ایجاد بیماری
مجموع
ابتال به بیماری
مواجهه با عامل خطر
خیر
بلی
a+b
b
a
بلی
c+d
d
c
خیر
n
b+d
a+c
مجموع
a
a b
c
c d
خطر نسبی
بررسی نقش پنبه نسوز در ایجاد سرطان ریه
مجموع
ابتال به سرطان ریه
مواجهه با پنبه نسوز
خیر
بلی
678
512
166
بلی
681
654
27
خیر
1359
1166
193
مجموع
166
0.24
678
8
27
0.03
654
خطر نسبی
برآورد فاصله‌اي
مث ً
ال در مورد RRداريم :
)CI(1 )%(lnRR) : lnRRZ(1 ) (SE(lnRR
2
که در آن :
])SE(lnRR) SQRT[(1/ a 1/(a b) 1/ c 1/(c d
دWر آخر از دو عدد Lو Uبدست آمده عکس لگاریتم را
میگیریم تا برای RRفاصله اطمینان به دست آید.
45
دکتر منصور رضایی
برآورد فاصله‌اي
در مورد واریانس داريم :
CI(1 )%(V ) :
[(n 1) * S^2] /[X ^2,0.025
]
,[(n 1) * S^2] /[X ^2,0.975
]
46
دکتر منصور رضایی
47
دکتر منصور رضایی
مطالعه ارزش تشخیصی
تست
48
استاندارد طالیی
مثبت
منفی
کل
مثبت
TP
FP
T+
منفی
FN
TN
T-
جمع
D+
D-
N
Sen.=100*TP/D+
-Spe.=100*TN/D
+PPV.=100*TP/T
-NPV.=100*TN/T
)Acc.=100*(TP+TN
/N
دکتر منصور رضایی
تمام آزمونهای فوق تنها ارتباط را نشان داده و نمی توان از آنها استنباط
علیتی نمود
استنباط علیتی اثریک یا چند متغیر مستقل روی متغیر مورد مطالعه (وابسته ) ضمن
کنترل عوامل مخدوشگر کار تحلیل رگرسیون است
x
y
yhat residu residu(
al
2)al
1
6
7.9
1.5
2
2.5
3
1.9-
12 10.85 1.15
10
13.8
3.8-
3.61
1.3225
14.44
18 16.75 1.25 1.5625
18
19.7
1.7-
2.89
=average2
12.8
=SSE23.825
total sum of
=squares108.8 =R20.781 =SSR84.975
دکتر منصور رضایی
50
interce
=pt
2
دکتر منصور رضایی
=slope
5.9
51
P value
ميانگين فشار خون خانها و آقايان مور.د بر.رسي به ترتيب
118و 124بدست آمد ،اين اختالف از .نظر .آماري
معني دار .است (.)p=0.01
معني عبارت فوق چيست؟
52
دکتر منصور رضایی
rezaei39@yahoo.com
دکتر منصور رضایی
53
