研究生統(tǒng)計(jì)學(xué)講義非參數(shù)檢驗(yàn)與Ridit分析PPT學(xué)習(xí)教案

1、會(huì)計(jì)學(xué)1研究生統(tǒng)計(jì)學(xué)講義非參數(shù)檢驗(yàn)與研究生統(tǒng)計(jì)學(xué)講義非參數(shù)檢驗(yàn)與Ridit分分析析 非參數(shù)統(tǒng)計(jì)的優(yōu)點(diǎn)是不受總體分布類型的限制，應(yīng)用范圍廣，對(duì)數(shù)據(jù)的要求不象參數(shù)檢驗(yàn)?zāi)菢訃?yán)格，不論定量變量和分類變量均可用非參數(shù)檢驗(yàn)。非參數(shù)檢驗(yàn)的不足之處是：對(duì)符合用參數(shù)統(tǒng)計(jì)的資料，用非參數(shù)檢驗(yàn)(如兩樣本均數(shù)比較，符合檢驗(yàn)條件時(shí)，用秩和檢驗(yàn))，一般犯第二類錯(cuò)誤的概率比參數(shù)檢驗(yàn)大，若要使相同，非參數(shù)檢驗(yàn)要比參數(shù)檢驗(yàn)需要更多的樣本例數(shù)。故適合參數(shù)統(tǒng)計(jì)條件的資料，一般先選參數(shù)檢驗(yàn)，若參數(shù)檢驗(yàn)的應(yīng)用條件得不到滿足，才用非參數(shù)檢驗(yàn)。 用SPSS11.5進(jìn)行非參數(shù)檢驗(yàn)，由主菜單Analysis下拉菜單中的Nonparametri

2、c tests菜單導(dǎo)出，其中列出了8 種非參數(shù)分析方法： 第1頁(yè)/共67頁(yè) 1.Chi-square test（2檢驗(yàn)）：用2檢驗(yàn)作同一樣本中兩個(gè)或多個(gè)構(gòu)成比的比較，操作過(guò)程如例8.14，檢驗(yàn)變量的幾個(gè)取值所占百分比和期望的比例有無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)差異。注意：該檢驗(yàn)和一般用的2 檢驗(yàn)不一樣，一般的2檢驗(yàn)用Analyze 中 Descriptive Statistics下拉菜單的Crosstable完成，而不是這里。具體見P143E8.15。 2.Binomial Test（二項(xiàng)分布檢驗(yàn)）：用于檢驗(yàn)所給的變量是否符合二項(xiàng)分布，變量可以是兩分類的，也可以是連續(xù)性變量，按給出的分界點(diǎn)檢驗(yàn)。 3.Runs Te

3、st（游程檢驗(yàn)）：用于檢驗(yàn)?zāi)匙兞恐档淖兓欠耠S機(jī)，是否是圍繞著某個(gè)數(shù)值（如均數(shù)、中位數(shù)、眾數(shù)或自定義數(shù)值）隨機(jī)波動(dòng)。操作過(guò)程如P154例9.8、第2頁(yè)/共67頁(yè)4. 1-Sample K-S Test（即One-Sample Kolmogorov-Smirnov Test單個(gè)樣本的柯爾莫哥諾夫-斯米爾諾夫檢驗(yàn)）：用于分析變量是否符合某種分布，可檢驗(yàn)Normal（正態(tài)分布）、Uniform（均勻分布）、Poisson（Poission分布）和Exponential（指數(shù)分布）。操作過(guò)程如例3.1(血糖）中所做的探索性分析。 5. 2 Independent-Samples Tests（兩個(gè)獨(dú)立樣

4、本檢驗(yàn)）：完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的兩樣本均數(shù)比較的非參數(shù)檢驗(yàn)，操作過(guò)程如例11.3。 6. K Independent Samples（多個(gè)獨(dú)立樣本檢驗(yàn)）：完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的多個(gè)樣本均數(shù)比較的非參數(shù)檢驗(yàn)，操作過(guò)程如例11.5 第3頁(yè)/共67頁(yè)7、2 Related-Samples Tests（兩相關(guān)樣本檢驗(yàn)）：配對(duì)設(shè)計(jì)兩樣本均數(shù)的非參數(shù)檢驗(yàn)。操作過(guò)程如例11.1、例9.1。 8、 K Related Samples Test（多個(gè)相關(guān)樣本檢驗(yàn)）：配伍設(shè)計(jì)多個(gè)樣本均數(shù)的非參數(shù)檢驗(yàn)，操作如例11.7 第二節(jié) 配對(duì)設(shè)計(jì)資料的秩和檢驗(yàn)(Wilcoxon法) 所謂秩(rank), 又稱等級(jí), 實(shí)際上就是按數(shù)值大小順序

5、作1, 2, 3, , 等級(jí)的一種編碼. 秩和檢驗(yàn)常用于有序分類變量或不符合用參數(shù)檢驗(yàn)的資料. 兩個(gè)或多個(gè)有序分類變量(等級(jí)資料)的比較, 如臨床療效分為治愈, 顯效，好轉(zhuǎn), 無(wú)效; 尿糖分為, , , , ;針麻效果分為，級(jí)等. 第4頁(yè)/共67頁(yè) 可以列成2k 表或RC表，用RC表的 2 檢驗(yàn)比較差異，但2 檢驗(yàn)?zāi)苷f(shuō)明各等級(jí)構(gòu)成或各對(duì)比率是否相同，但不能說(shuō)明對(duì)比各組療效的優(yōu)劣或針麻效果好壞等。而秩和檢驗(yàn)與Ridit分析則可以起作用。 配對(duì)設(shè)計(jì)資料的符號(hào)秩和檢驗(yàn)（Wilcoxon法）不僅可用于配對(duì)比較，亦可用于樣本中位數(shù)與總體中位數(shù)比較，基本思想是：若H0成立，則配對(duì)數(shù)值的差值應(yīng)服從均數(shù)T :

6、 標(biāo)準(zhǔn)差T :T =n(n+1)/4，24/ )12)(1( nnnT 的對(duì)稱分布,將配對(duì)的差值按絕對(duì)值大小編秩并標(biāo)上原來(lái)差值的符號(hào)后,帶正號(hào)、帶負(fù)號(hào)的秩和在理論上是均勻的, 即使有些差別,也只是隨機(jī)因素造成的差別,應(yīng)在一定范圍內(nèi)。 第5頁(yè)/共67頁(yè) 如果正、負(fù)秩和相差懸殊，統(tǒng)計(jì)量 T 特別小或特別大，則 H0 為真的可能性很小，從T 界值表(附表12)也可看出，當(dāng) n 確定以后，T 界值的下限愈小，上限愈大時(shí)，P 值愈小。因而可按小概率原理，拒絕H0；反之，不能拒絕H0 。隨著 n增大，T 分布逐漸逼近:均數(shù):T=n(n1)/4，方差為: 24)12)(1(2 nnnT 的正態(tài)分布?？捎?u

7、 檢驗(yàn)。 Wilcoxon法配對(duì)符號(hào)秩和檢驗(yàn)對(duì)子數(shù) n 必須大于5。因n5時(shí)，可以排出差值編秩的所有組成共有32種情況。當(dāng)各配對(duì)的差值符號(hào)相同時(shí)，秩和絕對(duì)值較小者為0，較大者為15的5個(gè)自然數(shù)之和15，即T0或T15；其它情況下0T15；可知n5時(shí)，T的取值范圍是015，第6頁(yè)/共67頁(yè) 而P(T0)P(T15)1/320.03125，雙側(cè)概率為0.0312520.06250，已大于0.05。所以當(dāng)n5時(shí)，用符號(hào)秩和檢驗(yàn)不能得出雙側(cè)概率P0.05，以0.05水準(zhǔn)不拒絕H0，差值總體中位數(shù)與0的差異有無(wú)統(tǒng)計(jì)意義，尚不能認(rèn)為兩法檢測(cè)谷-丙轉(zhuǎn)氨酶的結(jié)果不同。 a.在n25時(shí)，可查統(tǒng)計(jì)用表11，用T值

8、與T界值進(jìn)行比較若T值在上、下界范圍內(nèi)，則 P 值大于相應(yīng)概率；若T值為上、下界值或范圍外，則 P 值小于相應(yīng)概率 第8頁(yè)/共67頁(yè)在n 25時(shí)，可用連續(xù)的u檢驗(yàn)作不連續(xù)T分布的近似，即: 24/ )12)(1(5 . 0|4/ )1(| nnnnnTu在相同差值太多時(shí)（不包括差值為0），由于求得的u值偏小，要進(jìn)行校正，即 )(48124)12)(1(5 . 0|4/ )1(|3iittnnnnnTu ti為第i個(gè)相同秩次的個(gè)數(shù) 第9頁(yè)/共67頁(yè)SPSS11.5，建立數(shù)據(jù)文件P147E1.sav , Analyze， Nonparametric Tests，2 Related Samples

9、解法2:軟件計(jì)算第10頁(yè)/共67頁(yè) 表中顯示：按y-x的正秩輸出，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Z=-1.913，雙側(cè)大約概率P=0.056，故以=0.05水準(zhǔn)不拒絕H0，接受H1。 第11頁(yè)/共67頁(yè)二、單樣本資料的秩和檢驗(yàn) 樣本中位數(shù)與總體中位數(shù)比較的目的是推斷樣本是否來(lái)自某已知中位數(shù)的總體。檢驗(yàn)方法步驟和配對(duì)比較的符號(hào)秩和檢驗(yàn)一樣，唯一不同的是用每一個(gè)樣本觀測(cè)值與已知總體中位數(shù)相減來(lái)計(jì)算“差值”。 【例9.2】已知某地正常人尿氟含量的中位數(shù)為0.86mg/L，今在該地某廠隨機(jī)抽取12名工人，測(cè)得尿氟含量（mg/L）為：0.84，0.86，0.88，0.94，0.97，1.01，1.05，1.09，1.20，

10、1.28，1.35，1.83。推斷該廠工人的尿氟含量是否高于當(dāng)?shù)卣Ｈ恕Ｒ驌?jù)經(jīng)驗(yàn)?zāi)蚍坎粷M足正態(tài)性，本例小樣本資料，雖經(jīng)正態(tài)性檢驗(yàn)不拒絕H0，還是按不滿足正態(tài)性處理，采用Wilcoxon符號(hào)秩和檢驗(yàn)。 第12頁(yè)/共67頁(yè)H0：該廠工人的尿氟含量與當(dāng)?shù)卣Ｈ讼嗤形粩?shù)Md0.86；H1：該廠工人的尿氟含量高于當(dāng)?shù)卣Ｈ耍?Md0.86。0.05。分別求12個(gè)觀測(cè)值與總體中位數(shù)0.86之差（標(biāo)明正負(fù)號(hào)），有一個(gè)差值為0，不編秩，依差值的絕對(duì)值從小到大編秩11個(gè)，標(biāo)上原差值的正負(fù)號(hào)，統(tǒng)計(jì)正、負(fù)秩和分別為1.5、64.5，取T1.5。用n11查配對(duì)秩和檢驗(yàn)T界值表（附表11），T1.5在單側(cè)T0.

11、005/2（12）561的范圍外，P0.05，只能以0.05水準(zhǔn)接受H0，兩總體分布相同，不能認(rèn)為兩種劑量的效果不同 解法2: 用SPSS11.5統(tǒng)計(jì)軟件第18頁(yè)/共67頁(yè)H0：兩總體分布相同；H1：兩總體分布不相同0.05。第19頁(yè)/共67頁(yè)第20頁(yè)/共67頁(yè)Test Statisticsb 表中給出了Mann-Whitney U統(tǒng)計(jì)量為15、Wilcoxon W統(tǒng)計(jì)量為43, 兩法的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Z= -0.857, 雙側(cè)近似P值=0.391, 確切概率=0.445。故雙側(cè)檢驗(yàn)接受H0兩總體分布相同,不能認(rèn)為葛根兩種劑量的效果不同。 第21頁(yè)/共67頁(yè)解法3 :用DPS 數(shù)據(jù)處理系統(tǒng)輸入兩組數(shù)

12、據(jù)試驗(yàn)統(tǒng)計(jì)非參數(shù)檢驗(yàn)兩樣本檢驗(yàn)結(jié)果各個(gè)處理數(shù)據(jù)的秩 3g 組 12.0 2.01.0 5.0 6.0 7.010.05g 組 13.0 4.08.0 3.0 11.0 9.0Wilcoxon檢驗(yàn) n1=7 n2=6 秩和T=48.00 Txy=15 兩組間差異顯著檢驗(yàn)的精確p=0.4452214 正態(tài)近似 統(tǒng)計(jì)量U=0.7857 p=0.4320351 第22頁(yè)/共67頁(yè)2分類資料的兩樣本比較 例 用蠲哮湯治療熱哮型支氣管哮喘67例，對(duì)照組30例以牡荊油膠丸治療，兩組在年齡、病情等到方面具有可比性，兩組的療效見表11-3，試作比較。H0:兩組總療效相同; H1 :兩組療效不相同;0.05。 臨

13、控顯效有效無(wú)效合 計(jì)治療組232712567對(duì)照組4691130合 計(jì)2733211697表11-3 某藥對(duì)兩種病情支氣管炎療效的秩和檢驗(yàn)計(jì)算表 第23頁(yè)/共67頁(yè)第24頁(yè)/共67頁(yè)第25頁(yè)/共67頁(yè)第26頁(yè)/共67頁(yè)第27頁(yè)/共67頁(yè)Test Statisticsb表給出Mann-Whitney U統(tǒng)計(jì)量=531.500、Wilcoxon W統(tǒng)計(jì)量=2809.5，兩法的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Z= -3.844，雙側(cè)近似P值=0.000，故可拒絕H0，接受H1，認(rèn)為兩組的總療效不相同，可認(rèn)為蠲哮湯治療哮型支氣管哮喘的總療效優(yōu)于牡荊油膠丸。 第28頁(yè)/共67頁(yè)第四節(jié) 完全隨機(jī)設(shè)計(jì)多樣本比較的秩和檢驗(yàn)(H檢驗(yàn)

14、) 完全隨機(jī)分組資料比較, H0為各總體分布相同. H0成立時(shí), 容量分別為ni (1ik) 的k個(gè)樣本來(lái)自同一總體. 定量資料編秩時(shí), 同組相同數(shù)據(jù)取順序秩次, 不同組相同數(shù)據(jù)取平均秩次. 分類資料編秩時(shí), 同一等級(jí)取平均秩次. 記N=ni ,Ti為容量為ni樣本的秩和當(dāng) ni 增大時(shí), Ti構(gòu)成的 H 統(tǒng)計(jì)量近似于自由度為k1的卡方分布，即 )1(3)1(122 NnTNNHiix2，dfk1 第29頁(yè)/共67頁(yè)這種方法稱完全隨機(jī)分組秩和檢驗(yàn)（KruskalWallis法）, 在ni 較小時(shí), 可查統(tǒng)計(jì)用表13, 用H值與H界值進(jìn)行比較 在ni 較大時(shí)，可用 H 統(tǒng)計(jì)量近似作 x2 檢驗(yàn)，

15、并在相同秩次太多時(shí)校正，即 )/()(133NNttHHiiC 例為比較不同批號(hào)藥盒檢驗(yàn)結(jié)果是否一致，將三個(gè)批號(hào)各四個(gè)藥盒一一測(cè)定了某一標(biāo)本。結(jié)果如表11-4，試問(wèn)不同批號(hào)測(cè)定結(jié)果有無(wú)差別？H0:不同批號(hào)測(cè)定值總體分布位置同；H1:不同批號(hào)的測(cè)定值總體分布位置不同或不全相同.0.05。第30頁(yè)/共67頁(yè)1號(hào) 1.80 1.92 2.00 2.01 2.11 n1=5 2號(hào) 2.11 2.21 2.25 2.57 n2=43號(hào) 2.75 3.10 3.27 3.27 n3=4 rank 1 2 3 4 5.5 T1=15.5 rank 5.5 7 8 9 T2=29.5 rank 10 11 1

16、2.5 12.5 T3=46n1+n2+n3=N=13392.1014344645 .2955 .15)14(1312222 HH =10.449，P 值0.05，B藥和C藥比較，尚需增大樣本含量才能了解是否總體分布位置不同。 第42頁(yè)/共67頁(yè)二、等級(jí)資料多樣本比較的秩和檢驗(yàn) 【例9.6】某醫(yī)院以蛞蝓膠囊為主綜合治療（簡(jiǎn)稱蛞蝓綜合法）中晚期肺癌，并與中西醫(yī)結(jié)合治療及聯(lián)合化療作比較觀察，其近期療效分部分緩解，穩(wěn)定，擴(kuò)展三級(jí)，資料見表9-5，比較三組的療效。H0：三組療效相同；H1：三組療效不全相同；=0.05。 第43頁(yè)/共67頁(yè)療效蛞蝓綜合法中西醫(yī)結(jié)合聯(lián)合化療合計(jì)秩次范圍平均秩次=蛞蝓綜合法

17、秩和=中西醫(yī)結(jié)合秩和=聯(lián)合化療秩和緩解109163513518180162288穩(wěn)定41027413676562245601512擴(kuò)展241016779284.5169338845合計(jì)n1=16n2=23n3=53N=92T 1=573T2=1060T3=2645表9-5 三種方法治療中晚期肺癌近期療效秩和檢驗(yàn)計(jì)算表 第44頁(yè)/共67頁(yè)等級(jí)資料（單向有序RC表）,用Kruskal-wallis H檢驗(yàn)。取0.05H0：三種方法療效的總體分布位置相同，H1：三種方法療效的總體分布位置不全相同。 編秩，求秩和，見表9-5第欄。按（式9.4）、（式9.5）： 93353264523106016573

18、939212222H3.4309 第45頁(yè)/共67頁(yè)（ti3ti）（35235）+（41241）+（16216）=115800Hc 3.4309/1115800/（92392） = 4.0303 以自由度dfk-12查2界值表（附表4），20.1（2）=4.61，故P0.10，按=0.05水準(zhǔn)不能拒絕H0，不能認(rèn)為三種方法的療效不同。第五節(jié) 配伍組設(shè)計(jì)多個(gè)樣本比較的秩和檢驗(yàn) 1配伍設(shè)計(jì)多個(gè)樣本比較的秩和檢驗(yàn) 這里介紹Friedman M檢驗(yàn)。 第46頁(yè)/共67頁(yè)【例9.7】某醫(yī)師按中醫(yī)辨證，把肺癌病人分成五類，研究辨證分型的療效，由于療效又受病期的影響，所以又按病期分為、三個(gè)配伍組（b3），資

19、料見表9-6。分析不同辨證分型肺癌病人的一年生存率是否不同。 24/5120/292/72/80/124/5020/354/153/81/2注：表中分母為觀察數(shù)，分子為一年生存數(shù)。表9-6 肺癌病人辯證與一年生存比例病期別（區(qū)組數(shù)b=ni=3）陽(yáng)虛氣陰兩虛氣虛陰陽(yáng)兩虛氣滯血瘀21/578/263/122/40/6第47頁(yè)/共67頁(yè)T0.471（4）0.690（5）0.286（3）0.250（2）0.000（1）0.480（3）0.571（5）0.267（1）0.375（2）0.500（4）各處理組的秩和Ti1113696表9-7 用小數(shù)表示各期病人的一年生存率病期 （b=ni=3）陽(yáng)虛氣陰兩虛

20、氣虛陰陽(yáng)兩虛氣滯血瘀0.268（4）0.308（3）0.250（2）0.500（5）0.000（1）Ti2430第48頁(yè)/共67頁(yè)第49頁(yè)/共67頁(yè)第50頁(yè)/共67頁(yè)第六節(jié) 游程檢驗(yàn) 第51頁(yè)/共67頁(yè)第七節(jié) Ridit分析 一、意義 Ridit分析(Ridit analysis)亦稱參照單位分析，系I.D.J.Bross于20世紀(jì)五十年代中期所提出，Ridit一詞為relative to an identified distribution的縮寫Rid與unit的詞尾it組成，意為“與特定分布相對(duì)應(yīng)的單位”。適用于兩個(gè)或多個(gè)有序分類變量以及如抗體滴度等具有無(wú)確切數(shù)字(如1:320)的半定量變

21、量比較，它不光能說(shuō)明各等級(jí)構(gòu)成或各對(duì)比率是否相同，又能說(shuō)明對(duì)比各組的優(yōu)劣。其獨(dú)到之處在于將有序分類資料或等級(jí)分配的數(shù)據(jù)，經(jīng)過(guò)特定的變換轉(zhuǎn)化為定量數(shù)據(jù)(連續(xù)型變量值)，從而可按正態(tài)分布的理論來(lái)作統(tǒng)計(jì)推斷。由于存在一種似近算法，不需作平方和的運(yùn)算就能估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤，所以應(yīng)用簡(jiǎn)便。 第52頁(yè)/共67頁(yè)例9.9 某醫(yī)院用中草藥制劑甲治療慢性支氣管炎病人3420例，療效很好。今又制成一種中草藥新的制劑乙，與甲制劑相比，不知乙制劑療效如何？為此，又進(jìn)行了105例臨床試驗(yàn)，結(jié)果如表11-7。檢驗(yàn)步驟如下： 表9-8兩制劑對(duì)慢性支氣管炎的療效制劑無(wú)效好轉(zhuǎn)顯效痊愈合計(jì)甲7761926685333420乙 11 55

22、 2415 105第53頁(yè)/共67頁(yè)1 .參照單位 R 的定義 設(shè)有等級(jí)資料:等級(jí)i 1 2 k 合計(jì)頻數(shù) m1 m2 mk n頻率 f1 f 2 f k Ri R1 R2 Rk iifffR2121 其中, n=m1+m2+mk1121fR Ri 稱為第 i 等級(jí)的參照單位或Ridit值 21221ffR ,.,第54頁(yè)/共67頁(yè)把按等級(jí)分布的計(jì)數(shù)資料變換為一組計(jì)量資料.由數(shù)理統(tǒng)計(jì)可以得知: R服從0，1上的均勻分布，由均勻分布的理論知： 21 R 1212 R nnRR121 標(biāo)準(zhǔn)誤 當(dāng) n 充分大時(shí), 近似服從 R),(2RRN RRRu 近似服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布 N(0,1)的1的置信區(qū)間

23、為： R )121,121(nuRnuR 第55頁(yè)/共67頁(yè)若0.05，則 296. 105. 0 u的95%的置信區(qū)間為: R )31,31(nRnR 可以證明，參照組（或標(biāo)準(zhǔn)組） 0.5，因此參照組 95% 的置信區(qū)間為： RR )315 . 0 ,315 . 0(nn 2、應(yīng)用條件 : 適用于單向有序資料 3、方法1)取例數(shù)多的一組作為參照組（標(biāo)準(zhǔn)組）2)一般取合并組為參照組(平均Ridit分析) 第56頁(yè)/共67頁(yè)4、判斷 二、樣本與總體比較的Ridit分析 設(shè)對(duì)比組的 R 的總體均數(shù)為設(shè) H0：若對(duì)比組 的置信區(qū)間不包含0.5 , 則以顯著水平拒絕H0 , 認(rèn)為 與平均療效 0.5

24、的差異有統(tǒng)計(jì)意義, 若等級(jí)從“差好”, 值越大，表示效果越“好”；同時(shí)，注意到 是在0，1上取的值, 所以在作對(duì)比分析時(shí)可把它理解為對(duì)比組中的個(gè)體效果更好的概率。例如，若 =0.8，則該組中的個(gè)體比標(biāo)準(zhǔn)組中的個(gè)體獲得較好效果的可能性為80，即平均100例中約有80例獲得較好效果。R 5 . 0 R R R RRR第57頁(yè)/共67頁(yè)返回到例9.9 , (1) 選定標(biāo)準(zhǔn)組： (2) H0: 乙制劑治療慢性支氣管炎效果與甲制劑相同，即對(duì)比組總體 0.5； RH1: 乙制劑治療慢性支氣管炎效果與甲制劑不相同，即對(duì)比組總體 0.5。0.05 R等級(jí) 無(wú)效 好轉(zhuǎn) 顯效 痊愈 合計(jì)頻數(shù) 776 1926 6

25、85 33 3420頻率 0.2269 0.5631 0.2002 0.0096 R 值 0.1135 0.5085 0.8902 0.9952 34209952. 0338902. 06855085. 019261135. 0776 標(biāo)標(biāo)R (3) 計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)組各等級(jí)的R值。 第58頁(yè)/共67頁(yè)5 . 034200756.1710 標(biāo)標(biāo)R可見R值計(jì)算無(wú)誤。 (4) 計(jì)算對(duì)比組的 值： R6329. 01059952. 0158902. 0245085. 0551135. 011 對(duì)對(duì)比比R (5) 計(jì)算對(duì)比組總體 值的可信區(qū)間。 Ru/ =0.62392.58 / =0.55120.6966

26、Rn1210512 (6) 推斷結(jié)論：如果對(duì)比組總體值的可信區(qū)間不包括0.5，可認(rèn)為對(duì)比組與標(biāo)準(zhǔn)組差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；反之，如果對(duì)比組總體值的可信區(qū)間包括0.5，則不能認(rèn)為對(duì)比組與標(biāo)準(zhǔn)組有差別。 第59頁(yè)/共67頁(yè) 本例樣本與總體比較的Ridit分析，對(duì)比組總體值的99可信區(qū)間不包括0.5，故在0.01的水準(zhǔn)上拒絕H0，接受H1 (P0.01)。從表11-23中可以看出，療效越好，R值越大，本例對(duì)比組值大于標(biāo)準(zhǔn)組，可認(rèn)為乙制劑治療慢性支氣管炎優(yōu)于標(biāo)準(zhǔn)組(甲制劑)。 虛線為標(biāo)準(zhǔn)組值, 供比較用。小圓圈為對(duì)比組的值, 小圓圈上下的兩條短橫線表示可信區(qū)間?？尚艆^(qū)間與橫線相交, 表示對(duì)比組與標(biāo)準(zhǔn)組差別無(wú)

27、統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；可信區(qū)間不與橫線相交, 則表示對(duì)比組與標(biāo)準(zhǔn)組差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。 第60頁(yè)/共67頁(yè)例9.10 觀察針刺與藥物治療內(nèi)分泌性突眼癥的臨床療效, 資料見表11-9, 試比較兩療法的療效有無(wú)差別？ 等級(jí) 痊愈 顯效 好轉(zhuǎn) 無(wú)效 合計(jì)針刺 19 32 8 13 72合計(jì) 22 38 12 42 114藥療 3 6 4 29 42 頻率 0.1929 0.3333 0.1052 0.3684 R 值 0.0965 0.3596 0.5789 0.81586767. 0428158. 0295789. 043569. 060965. 03 藥藥療療R5 . 0 合并合并R第61頁(yè)/共67頁(yè)(5)

28、 推斷兩R值差別有無(wú)統(tǒng)計(jì)意義：方法1:可信區(qū)間重疊法. 先分別各對(duì)比組求出總體 值的(1)可信區(qū)間，若可信區(qū)間有重疊，則按水準(zhǔn)認(rèn)為差別無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義; 如可信區(qū)間不重疊, 則不能認(rèn)為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義. 差別無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義時(shí), 若等級(jí)按“差”到“好”排列, 則 較大的那組效果較佳；反之，若等級(jí)按“好”到“差”排列，則 較小的那組效果較佳 本例, 分別各對(duì)比組按式(11.25)計(jì)算總體 值95 的可信區(qū)間： RRRRRn3723 423 針刺組： 1/ =0.39691/=0.39690.0680=0.3289 0.4649藥物組：0.67671/ =0.67670.0891423=0.5876 0.7658 第62頁(yè)/共67頁(yè) 推斷結(jié)論：本例兩組的可信區(qū)間無(wú)重疊，故認(rèn)為差別