Published at 2022-09-23 08:38
Author：zhixy
View：3275
教科书及其他参考资料中，不乏关于P值的准确定义，即：当无效或无差异的零假设成立时，检验统计量取当前值及更加极端值的概率。但实践应用中对P值的误解和滥用仍屡见不鲜。
统计学主要任务之一的假设检验，要求我们在面对诸如：“样本平均数是否与理论值存在差异？”这样的问题时，首先建立一对对立的假设，即“零假设”和“备择假设”。
零假设认为，样本平均数与理论值没有差异（所以零假设又称无效假设，意指某项处理因素是无效的）；备择假设则反之。如果零假设成立，即意味着，我们所观察到的样本平均数与理论值之间的差异是由随机因素造成，或者说是偶然出现的。例如，假设理论值是1.0，三个样本观测值分别取1.1，1.2，0.9，因此样本均值约为1.066667，与理论值之差为0.066667。这0.066667的差异是由测量时的随机误差造成的。
此时，我们用双尾t检验的计算过程将是这样的：
首先，考虑到样本容量属于小样本，以及理论分布的方差未知，因此我们须要用t分布来描述样本均值的分布。根据样本均值
、理论均值
和样本标准误
来计算t值，公式和计算如下。
以上公示定义的t统计量，实际上是对样本均值的标准化。且其中隐含了一个重要假定，即：“样本是抽样自均值为1.0的正态总体的“。该隐含假定与零假设是等价的，所以通过该公式计算而得t值，以及后续的概率计算(P值)，就有了“零假设成立”的条件。
然后，根据t值表，当自由度时，
，所以
，得结论在0.05的显著水平下，应该接受零假设。
最后，计算P值，定义已明确表明P值是当无效或无差异的零假设成立时，检验统计量取当前值及更加极端值的概率。这里零假设成立的前提条件已经满足了，检验统计量当前等于0.7559289，那么去当前值及更加极端值的概率是多少呢？从t分布的概率密度函数中不难算出，等于0.5286，也就是P值等于0.5286。下图中蓝色区域的面积也就是我们求的的P值。
那么这里的P值为0.5286具体应该如何解释呢？
在上例中，P值0.5286是当零假设成立时，得到检验统计量t大于等于0.7559289的概率，或者得到样本均值与理论值之差大于等于0.066667的概率。
概率为0.5286的事件是容易发生的，也就是说由随机测量误差造成0.066667甚至更大的均值之差是很可能发生的。所以现有证据远不足以否定零假设。
换作置信区间的语言，由于样本均值95%的置信区间为 (0.6872084, 1.4461250)，包含了理论值1.0，同样应该接受零假设。
如果把第三个样本取值改为1.2，即三样本取值分别为1.1，1.2，1.2。再进行t检验，得；
；95%置信区间为 (1.023245, 1.310088)。仍然取0.05的显著性水平，P值 0.03775 < 0.05，因此应该拒绝零假设，转而接受备择假设。
同理，P值0.03775是当零假设成立时，得到检验统计量t大于等于5的概率，或者得到样本均值与理论值之差大于等于0.166667的概率。
概率为0.03775的事件是小概率事件，不容易发生。也就是说由随机测量误差造成0.166667甚至更大的均值之差是发生的概率很小。所以我们有足够的信心认为零假设是不成立的，也就说三样本应该是抽自均值不等于1.0的正态总体的。
从不同的角度讲，P值是对“意外”的测度，也就是样本来自均值为1.0的正态总体的前提下，测量得到样本均值与理论值的差异出现的可能性。离理论值越近的样本均值出现的可能性越大，这是正态分布的性质告诉我们的。那么如果零假设成立时，我们得到一个离理论值较远的样本均值，那就纯粹是“运气”、“意外”了，因为它发生的概率要小。或者我们关于零假设的前提是错误的，样本是抽自另一个正态总体的。
基于P值的假设检验，采用的基本逻辑是，想要证明备择假设成立，需要证明所得数据不支持零假设。对不支持零假设的判断是由分析人员根据P值而做出的，数学工具不能做出假设是真是假的判断。所以假设检验的数学框架中，实际上包含了四种可能性的：
零假设为真时，接受零假设；
零假设为真时，拒绝零假设（第一类错误、弃真概率）；
零假设为假时，接受零假设（第二类错误、存伪概率）；
零假设为假时，拒绝零假设（检验的功效）。
面对任何实际问题应用检验方法时，我们不可能证明零假设是否为真，所以不管接受还是拒绝零假设都有犯错的可能。其中第四种情况的概率，即检验的功效，也就是差异被检测出来的概率。通常我们在完成一个研究时功效至少应该是0.8。为什么在假设检验时必须考虑检验的功效呢？
因为，我们不仅要求在某一次检验中拒绝不成立的零假设，也就是得到小于显著性水平的P值，而且还要能够在多次检验中重现这种结果。比如在上面第二个例子中，我们得到了P值0.03775，计算检验的功效 (R函数：Power.t.test(n=3, delta=0.166667, sd=0.05773503, sig.level=0.05)) 仅为0.7528399。也就是说从均值为1.166667、标准差为0.05773503的总体中随机抽取三个样本进行100次同样的检验，其中有约75%的检验会得到P值小于显著性水平0.05。
影响检验功效的因素有三：
其中样本容量是最值得推敲的因素。增加样本容量，可以有效的提高功效，在上面第一个例子中，P值等于0.5286的不显著结果。现在我们来模拟从均值为1.066667、标准差为0.1527525的总体中抽出100个样本，再进行一次t检验，将会发现P值变为了0.0003043，远小于显著性水平。而此时的检验功效为0.8667374。
当样本容量增加时，检验结果截然相反，由之前的接受零假设，变成拒绝零假设，而且功效较大。也就是说当样本容量足够时，即使0.066667这样的微小偏差也可以有效的检出。
计算假设检验的功效，在统计分析实践中往往会被忽视。造成的后果是，当功效较低时，虽然能够观测到偏差，但不能得出统计意义上的显著性，造成假阴性结果。而有些时候，这样的结果代价是巨大的，比如比较两种药物的副作用时，由于样本量不够而得出两种药物同样安全的结论。另一方面，当为了刻意追求显著性结果，而增加样本容量，得到较高功效时，即使非常微小的偏差也能被有效检出。而这种微小的偏差并没有实际的意义。
当两组统计分析得到两个不同的P值时，或许有人会想比较两个P值的大小，以期从中解读更多的信息。这其实是徒劳的，因为P值不能作为衡量统计证据强弱的指标。能够作为一种衡量指标，首先需要满足一个基本条件，即相同的P值能够表达相同的证据强度。这一点P值不能满足的。比如，有两组试验分别得到相同的P = 0.03，但两组试验的样本容量不同，一个为11，另一个为98。虽然在0.05的显著性水平下，零假设都被否定了，两组试验所获得现有证据对零假设的否定程度是不同的。样本容量小的试验，功效往往低于样本容量大的试验，小样本试验组得到较小的P值，很可能是因为其考察的处理效应偏差较大。而对于大样本试验组，在大样本的优势下，并不能得到更低的P值，表明大样本试验组面对的处理效应偏差较小。对于零假设的否定，显然处理效应偏差越大，否定的程度越大；处理效应偏差越小，否定的程度越小。因此，P值仅对一次试验设计下的一组观察数据有意义。
P值的大小与样本均值与理论值之差的实际意义无关。统计意义上的显著性，并不代表实际意义上的显著性。当我们对一个确实有很大影响的处理因素（可以得到与理论值偏离很大的样本均值）进行考察时，也就是是实际意义上是有显著性的，我们会得到较小的P值。但当对一个影响很小的处理因素，搜集足够多的数据时，也可得到较小的P值。此时虽然实际差异较小，但这种小差异的确定性被大量样本数据固定了下来了。所以得到统计意义上显著的结果，并不意味着我们真正关心的处理因素有实际价值。
当一项研究得到较低的P值时，如0.001，往往会错误的理解为：这个接受备择假设即处理因素有效的结果错误的概率只有0.001。而实际上，在P值小于显著性水平的情况下，发生假阳性判断的可能性是不能被忽视的。P值是在无效假设的前提下计算得到的，它表示当前数据及更极端数据出现的可能性，而不是处理因素有效的可能性。处理因素有效（即样本均值与理论值有实质差异）的概率，称为基础概率。当应对基础概率很低的处理因素时，发生假阳性判断的可能性则更高。例如在对100种癌症药物进行是否有效的检验中，基础概率即药物有效的概率只有10%，检验功效为0.8时，10种真正有效的药物被检出的只有约8种，显著性水平设为0.05时，即有5%的可能将无效判定为有效()，所以真有效的8种和假有效的5种，其中假阳性的概率高达0.38。
上述关于功效的讨论告诉我们，当样本均值与理论均值偏差加大时，也就是处理效应较大时，偏差越容易检出，即更容易得到小于显著性水平的P值。假设某种药物对某症状的减轻程度平均为30%，对于同样的样本量，我们的患者可能运气不好，他们对药物不敏感；也可能这组受试对象恰好达到平均水平30%，但样本量不足以证明统计上的显著性，因此被置之不理了；也有可能这组受试对象运气非常好，他们用药后症状的减轻程度远超过30%，比如50%，这样即使低样本量也能得到统计上显著的结论。糟糕的是，如果仅仅基于P值小于显著性水平的试验，我们夸大了药物的效果。这种现象被称为真理膨胀或赢者灾难。有趣的是被扩大的效应往往出现在某个问题的开创性论文中 (因为大多数杂志都喜欢统计上显著的结论)，而后续的研究就不会那么夸张了。
“统计意义上的显著”与“统计意义上的不显著”被我们的大脑自然的分为截然不同的两类，这是人性和认知的习惯。当计算得到P值大于显著性水平时，很多作者会声称：“实验组与对照组不存在差异 (no difference between two groups)”。这种仅仅因为统计上不显著 (statistically non-significant) 的差异而得出不存在差异的结论，是错误的。此外，一个统计上具有显著性的结果与另一个统计上不显著的结果之间，很可能并不矛盾。假设检验中的任何判断都有犯错误的可能。即使研究人员可以进行重复一项完美的实验，每次都有0.8的功效达到P < 0.05，一个获得P < 0.01，而另一个P > 0.30一点也不奇怪。所以无论P值是小是大，都值得谨慎对待。
2016年，美国统计协会在The American Statistician杂志上发表文章“The ASA Statement on P-Values: Context, Process, and Purpose”，警告滥用统计意义和P值。2019年Valentin Amrhein、Sander Greenland、Blake McShane和其他800多个署名人，在Nature杂志发表题为“Retire statistical significance”的文章，再次呼吁研究者和期刊编辑放弃统计学意义之类的术语。除了建议在我们的文章中以合理的精度给出P值 (如P = 0.022)，废弃二进制不等式或星号标记，Amrhein等还提出了一个具有建设性的意见：将“置信区间”更名为“兼容性区间”，并以避免过度自信的方式解释它们。具体而言，他们建议研究人员描述区间内所有值的实际影响，特别是观察到的效果 (或点估计) 和限制。
同时作者还特别指出了以下四个事实：首先，区间内的值与数据最兼容，并不意味着区间以外的值不兼容，它们只是兼容性较低而已。其次，区间内所有的值并非与数据同等兼容。点估计是最兼容的，它附近的值比接近极限的值更兼容。第三，就像它产生的0.05阈值一样，用于计算区间的默认范围95%本身是任意约定的。最后，兼容性评估取决于用于计算区间的统计假设 (模型) 的正确性。在实践中，这些假设也受到相当大的不确定性的影响。尽可能清楚地说明这些假设，并测试我们可以测试的假设。
包括放弃统计学意义在内，还有一些其他改进统计学实践的提议，如分享分析方案和结果、报告假阳性率和结合认知规律图文并茂等（详见：“Five ways to fix statistics”）。实际上正确理解假设检验的原理以及P的意义，指导具体应用的关键是对随机性的正确理解，以及假设检验其实是一种应对随机性的数学方法。以大数定律和中心极限定理为基础的概率论，从不确定的随机性中发现确定性。比如服从正态分布的随机变量，每一个具体的取值是不确定的，但整体上随机变量会表现出向均值集中，且集中程度由方差决定的规律。所以在整体层面的规律是确定的，但个体层面就不确定了，一切皆有可能。从均值一大一小的两个的总体中，抽出的样本进行均值比较时有可能得到与总体均值关系相反的结果。
因此，勇于拥抱随机性、具体问题具体分析、综合全面地看待检验结果，应该是假设检验实践主要指导方针。
