重復測量設計的方差分析spss例析

1、重復測量設計的方差分析 spss 例析重復測量的方差分析重復測量方差分析的基本概述：被試對象在接受不同處理后，對 同一因變量（測試指標）在不同時點上進行多次測量所得的資料，稱 為重復測量資料。 這里的重復并不是單一的反復， 而是在多個時點上 的測量。這種資料的特點是其定量觀測指標的數(shù)值會隨著時間的變化而發(fā) 生動態(tài)變化， 并且各時點上的數(shù)值是不滿足相互獨立的假設的。 因此 不能用方差分析的方法直接進行處理。如果在期初、期中、期末分別測量學生的電腦能力，則這是單變 量重復測量問題。如果分別在三個時期測量學生的電腦和數(shù)學成績， 則是多變量重復測量的問題。重復測量資料的方差分析需滿足的前提條件：1、一

2、般方差分析的正態(tài)性和方差齊性檢驗。2、協(xié)方差矩陣的球形對稱性或者復合對稱性； 需要進行球形檢驗， 檢驗對稱性。原假設：協(xié)方差滿足球形對稱。當拒絕球形假設 時，結果中還有其他表可以檢驗，見例題中的分析。被試對象處理測量時間123 4 mN11 N1 + 12N22例：為研究新減肥藥和現(xiàn)有減肥藥的效果是否不同，以及肥胖者在服藥后不同時間體重的變化情況，將40名體重指標BMIF27的肥胖 者隨機分為兩組，一組用新藥，另一組用現(xiàn)有減肥藥；堅持服藥6個月，期間禁止使用任何影響體重的藥物，而且被試對象行為、飲食、 運動與服藥前平衡期保持一致；分別測得 0xx、8xx、16xx、24xx的 體重資料；試對其

3、進行方差分析。Spss數(shù)據格式片段如下:r劑型服藥0闿L漲藥碉服藥俺罔|服騎2周|164 4032 2032 20S3 001106 00100 80974096 60163.8062.0061.6060.40186 2035 6033 00S1 80175 6073 4074 0073 0061.2060.40G0.8060.20167.8066 0063 4063.50264.40614061 6062 0091.00S34037.4089.60 276 0076 2072 8071 60L 271 0072 0069 8058 40J259 4066.6062.3050 50 289 5

4、087 4092.6095.50j 266 8063.60賞6061 601、正態(tài)性和方差齊性檢驗對4個不同時點上的體重變量進行檢驗劑型Kolmogorov Smirnov3Shapiro-WilkcirSig統(tǒng)計量df帥.服藥曠1.12920,S1320.0742.18520.070.£892C.02&1.13020.200" 1S2320.1122J 7720.102,«9820.0381.13520,?ooK.S092C.0622.19720.040.90720.057服藥24周1.12620.ZUJ.S1920.0952.13620.200'

5、;,S2120.105正態(tài)性檢監(jiān)a Lilliefors X+.遠曇區(qū)喫馬使用科莫XXXXXX檢驗只要16XX第二種處理不顯著，其他都 顯著不為0.可認為正態(tài)性假設基本成立。方差冇性掘覽Levens筑計 量dfidf2Sig.服藥。周基于均值9771 136 1.329 1呈于中値7S5136.337基于中値和芾有訓整后的 df705136.110.397基于脩整均值.95513B.332服藥右罔墓子溝情1 02G13£.317基于中値1.09413E.302基子中値?馬有鯛整后的 Of1.034132,315,303基于修整均値1.0&9136JOB服蔚1麻周基于均値026

6、136.3BS基干中俏824136.370莖于中值和希宥碉整辰的 df.824135.991.370基于修整均値.676138.416服藥24周基于向値.37IJ136.547基于中佰.351136,557基-于中值和諱有鯛整后的 dt351137.94B.557基于修整肉値25313C,611方差齊性檢驗的levene統(tǒng)計量一致認為方差齊性成立。2、球形檢驗和方差分析An alyzeGLMrepeated measures注意：上圖需定義的是內因子時間，而非主體間因子劑型。因為要考慮藥品和時間的交互效應，所以在模型中選擇一下3、結果:主體內因子奩量 MEASUREJ時間1服藥U周2蜩3軸應周

7、4服藥2周主依間園孑N劑型120120主體內效應Mauchly S W近佩韋方dfEpcilona&reenhous&* Geic«erHuynh-Fold下限J096351335.000 )43645T.333檢臉秦假詢，即標準正交轉碘因夷量的謂羞佛育差垂陣厲二林住垂陣成比例*a. 可用手調整顯昏性平也檢越的目由度在住體閃效應楡腔嘍梏中顯示僖疋后的檢鑒-b. 設it.截眶+列型主薛內設計:時聞球形檢驗結果表明，在以下分析中，要么采用多元方差分析結果(multivariate tests )，要么采用校正自由的F檢驗。方差分析結果如下:Multivariate tes

8、tsF假設df淇董川Sig.時問Ml曲彌隘.71b30.09ba3JOO36.00D.000WilX fflj I AmiiriAJ 85劉 025a3 ODD16 nnDQ00Ho憶II啊的跟蹤1.50330.03513J0036 jOj.000Roy的最衣恨Z：5O330-0353 JOO3BJ0I0UOCJ吋可十削型 Fillai旳跟底44J541 a330036 OOD.657Wilk? Lamfiife.95?.54113JOO36.00J.657Hntp lino TAR時H45541 a2no0對nm657R礎的耐丸很.S41fl3.U0D36.01)0.65?a蒂胡壯計量 b諛

9、計：趣*剤型 三體閃設計:時同上面的multivariate tests能否被用來解釋方差分析的結果取 決于球形檢驗的結果，由于球形檢驗的結果拒絕了球形對稱的 原假設，因此，可以用 multivariate tests來解釋本例的方差 分析。從上表中看出：四種檢驗方法下，時間因素對體重的影響有顯 著意義，說明不同時間點測試的體重至少在兩個時點上是不同 的；交互作用對體重影響不顯著。Test of withi n subjects effectsM：MEASUREJ王佈閃慰應囲撿監(jiān)III瞬方和d(塩方FSig.時間采用的球形度364.5303129.17726 213.300Greenh&

10、;use-Geiser364.5301.306293.89728 213BODHuyrih-Felctt384.5301.372280.30128.213.000下限364.5301.000394.5362S.213.iiOD時間*刪采用旳球形度2.1943.731161.922Greenhouse-Geis ser2.1 941.3061.6T7161757Huynh-Feldt2.1941.3721.59Q161768下限2.1 941.0002.194161.691采用的哺形度Grenhause-Geis serHuynh-Feldt下限517.926517.026517.9265179

11、2611449 71952.13033.0004.54310 4179.93513.630此表為組內效應檢驗，由于前面球形檢驗不接受球形對稱的原假設，所以第一種sphericity assumed 方法不能用，需要用 下面三種檢驗方法，分別是 green house huy nh feldt 以及 lower bound ；所以在球形檢驗不成立時，需要看Multivariate tests或者Test兩個表來看分析結果of withi n subjects effects主體用對也的疑驗S1：MEASURE_1源時間川型平方和df均方FSig.時間線性362.88213S2.8B231.4Q9

12、.ODO二次21.609121.60917.563JOO三興旳1砂.045J34時間*捌型1.246112+8.109.744二衣5761.576.468.498三次.3701.370.421.520禳差附間）線性437 7763611 .S20二次40.756381.230三衣33.3953G.S79主體間滋應的盤艇源川型罕方和df均方FSig.860421889186042488924S4.677.000劑型5.32915.S29,017,89713159 05238346.265主體間效應檢驗即組間效應檢驗表；此表檢驗不同劑型間的效 果有無差異，從表中看出，劑型的檢驗 P值0.897>0.05，所以 接受組間（不同劑型間）的效果是無差別的，即不同劑型的減 肥結果沒有顯著性差異。主體內