スチューデントのt検定

平均に有意な差があるかどうかを判定する仮説検定を行います。

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p < 0.05が実際に意味すること 🖖

p値とは、H₀が真であると仮定した場合に、あなたの検定統計量と同じかそれ以上に極端な値が観測される確率です。これはH₀が真である確率ではありません。p値が0.03であるということは、もし帰無仮説が真であれば、これほど極端な結果が偶然生じるのはわずか3%の場合だけであり、棄却するには十分珍しいということを意味します。しかし有意水準5%は、真の帰無仮説を単なる偶然で棄却してしまう検定が20回に1回あることを意味します(第一種の過誤)。αを小さくするとより厳格になりますが、第二種の過誤(実際の効果を見逃すこと)が増加します。グラフはこれを直接示しています。赤い線が黄色のしきい値を超えていれば、p < αです。

平均値のための信号対雑音比 🖖

本質的に、t統計量は信号対雑音比にすぎません。グループ平均の差(信号)を標準誤差(無作為抽出による雑音)で割ったものです。t が大きければ差はばらつきの中で際立っており、t が小さければ偶然の可能性が高いことを意味します。実践的な教訓は、同じ平均差でも、標本が大きいほど、あるいはばらつきが小さいほど説得力が増すということです。分母の雑音が小さくなるからです。

ウェルチの自由度は整数ではない 🖖

自由度は独立した情報の個数を表すきれいな整数だと思うかもしれません。しかしウェルチのt検定はウェルチ・サタスウェイトの式を用い、通常は df = 17.4 のような小数値を返します。これは意図的な近似です。分散が等しくない場合、正確な整数の自由度は存在しないため、真の分布にできるだけ一致するよう補間するのです。だからこそウェルチの自由度は、古典的な n₁ + n₂ − 2 とは通常異なります。

t 検定 — どの設計か、そして判定は実際に何を言っているのか

あなたはどの t 検定のケースにいますか?

ここではすべてを二つの問いが決めます。第一に設計です。1 つの群を主張された値と比べるのか、2 つの群どうしを比べるのか。これで式と自由度が決まります。第二に読み方です。小さい p は帰無仮説を棄却しますが、大きい p はそれを証明しません。たいていは標本が小さすぎて見分けられなかっただけです。この二つの取り違えは計算間違いよりも多く起こります。

1 標本を主張された値と比べる — 証拠が基準を越える t = (x̄ − μ₀) / (s/√n)
差が小さい場合 — 判定なし。それは効果なしとは違う p > α ⇏ H₀
独立な 2 群 — 等分散を仮定しないウェルチの検定 SE = √(s₁²/n₁ + s₂²/n₂)
同じ比較で検出力不足 — 標本が分解できない差 1 − β ∝ δ√n/s

01

1 標本を主張された値と比べる — 証拠が基準を越える

わかっていること: 測定値の群が 1 つと、それを照らし合わせる数値が 1 つ。統計量は t = (x̄ − μ₀)/(s/√n)、自由度は n − 1 です。

統計量: t = (x̄ − μ₀) / (s/√n)

計算例: x̄ = 78 を μ₀ = 72 と比べ、s = 8、n = 30 → 標準誤差 1.461、t = 4.108、自由度 29、p = 0.0003

このケースを開く: 試験(H₀を棄却)
1 標本を主張された値と比べる — 証拠が基準を越える. 観測された t は臨界値のはるか外側、塗られた棄却域の奥に落ちます。 測定値の群が 1 つと、それを照らし合わせる数値が 1 つ。統計量は t = (x̄ − μ₀)/(s/√n)、自由度は n − 1 です。
観測された t は臨界値のはるか外側、塗られた棄却域の奥に落ちます。

02

差が小さい場合 — 判定なし。それは効果なしとは違う

わかっていること: 同じ設計、同じ n。ただし差はばらつきに対して小さい。p は有意水準を上回り、帰無仮説は棄却されません。

統計量: p > α ⇏ H₀

計算例: x̄ = 73 を μ₀ = 72 と比べ、s = 8、n = 30 → t = 0.685、p = 0.499

このケースを開く: 試験(棄却しない)
差が小さい場合 — 判定なし。それは効果なしとは違う. 観測された t は臨界値の間、検定がどちらとも決められない領域に収まります。 同じ設計、同じ n。ただし差はばらつきに対して小さい。p は有意水準を上回り、帰無仮説は棄却されません。
観測された t は臨界値の間、検定がどちらとも決められない領域に収まります。

03

独立な 2 群 — 等分散を仮定しないウェルチの検定

わかっていること: 別々の標本が 2 つ、それぞれに平均・ばらつき・大きさがあります。標準誤差は √(s₁²/n₁ + s₂²/n₂) で、自由度は小数になります。

統計量: SE = √(s₁²/n₁ + s₂²/n₂)

計算例: 40 人で 82 ± 10、38 人で 75 ± 12 → 標準誤差 2.508、t = 2.791、自由度 72.1、p = 0.0067

このケースを開く: 薬剤試験(有意)
独立な 2 群 — 等分散を仮定しないウェルチの検定. 二つのばらつき、二つの標本の大きさ、そして整数でない自由度 — ウェルチの署名です。 別々の標本が 2 つ、それぞれに平均・ばらつき・大きさがあります。標準誤差は √(s₁²/n₁ + s₂²/n₂) で、自由度は小数になります。
二つのばらつき、二つの標本の大きさ、そして整数でない自由度 — ウェルチの署名です。

04

同じ比較で検出力不足 — 標本が分解できない差

わかっていること: ふたたび 2 群。ただし人数が少なく、差も小さい。結果はばらつきと区別がつきません。

統計量: 1 − β ∝ δ√n/s

計算例: 25 人で 77 ± 11、28 人で 75 ± 12 → 標準誤差 3.160、t = 0.633、自由度 51.0、p = 0.530

このケースを開く: 薬剤試験(非有意)
同じ比較で検出力不足 — 標本が分解できない差. 観測された t は分布のほぼ中央、確率のほとんどが集まっている場所にあります。 ふたたび 2 群。ただし人数が少なく、差も小さい。結果はばらつきと区別がつきません。
観測された t は分布のほぼ中央、確率のほとんどが集まっている場所にあります。

全プロセスの詳細解説

  1. 母平均72においてスコア78を記録したサイズ30の標本 5 ステップ

    主張されている母平均が 72 であるのに対し、サイズ 30 のサンプルで平均 78、s = 8 が得られた。仮説検定を実行し、さらに p-value では答えられない問いに答えよ。

    1. 単一の平均値はノイズを含む推定値であり、そのノイズは標準誤差(サンプルの散らばりをサンプルサイズの平方根で割ったもの)である。サンプルサイズを大きくしても個々のデータのばらつきは減らない。平均値 のばらつきが減るのである。

    2. t統計量は、観測値と主張値が標準誤差何個分離れているかを問うものである。これはそれ自体の不確実性を単位として測定された距離である。

    3. 自由度はサンプルサイズより 1 小さい。なぜなら、標本平均の計算で中心の推定にすでに 1 つ消費されているからである。上の計算ツールはこれと統計量の両方を表示する。

    4. p値とは、主張が真である場合にこれほど大きな |t| が生じる確率である。ツールは 0.0002982、すなわち約 3 in 10 000 と表示する。

    5. 次に、p値が何も語らない部分、すなわち差がどれほど 大きい かについて説明する。コーエンの d は平均値の散らばりではなくデータの散らばりで割るため、サンプルが増えても縮小しない。

    解答

    t = 4.1079 on 29 df, p = 0.0002982. 効果量は d = 0.75 であり、真に大きな差を示している。この2つを明確に区別することこそが統計学の本質である。p は「これは単なるノイズか?」に答え、標準誤差に n が含まれるためデータを増やせば任意に小さくできる。d は「それは実質的に重要か?」に答え、n によって変化しない。n = 10 000 の研究では、d が 0.02 であっても p < 0.001 と報告されることがある — 統計的には確実だが、実質的には無に等しい。

学習の道すじ

データの「差」はいつ本物になるのか

この次に 分散分析

参考文献 (1)

例題