配對(duì)樣本t檢驗(yàn)之SPSS、SAS、STATA實(shí)現(xiàn)

1、配對(duì)樣本檢驗(yàn)的概述概述：配對(duì)設(shè)計(jì)（paired desigrj）是一種比較特殊的設(shè)計(jì)方式，能夠很好地控制 非實(shí)驗(yàn)因素對(duì) 結(jié)果的影響，有自身配對(duì)和異體配對(duì)之分。配對(duì)設(shè)計(jì)資料的分析著眼于每一對(duì) 觀察值之差，這些差值構(gòu)成一組資料，用檢驗(yàn)推斷差值的總 體均數(shù)是否為“0”（方法也可以參考第1話：?jiǎn)螛颖綯檢驗(yàn)內(nèi)容）適用范圍：T檢驗(yàn)理論上要求樣本隨機(jī)地取自正態(tài)總體，兩個(gè)小樣本均數(shù)比較時(shí)候還要求方差 齊性。舉例例1為了研究學(xué)生兄弟的出生體重是否與其出生順序有關(guān)，共收集了15對(duì)學(xué)生兄弟的出生順序和出生體重，見表1。表1 15對(duì)學(xué)生兄弟的出生體重（kg）編會(huì)先出生后體重后出生者體重差值12.792.690.102

2、3.062.890.1732.342.240.1043.413.370.045J3.483.50-0.0263.232.930.3072.272.240.0382.482.55-0.0793.032.820.21103.073.050.02113.613.580.03122.692.660.03第一步：導(dǎo)入數(shù)據(jù)文件舊 編輯目 視網(wǎng)與 數(shù)據(jù) 轉(zhuǎn)換 分析 直銷良）哪區(qū) 實(shí)用程序&試問學(xué)生兄弟中先出生者的出生體重與后出生者的出生體重是否相同?、SPSS實(shí)現(xiàn):巴磊:110 0012 0013 0014 00編號(hào)preposttOD 2.792.693.002.342.24.106.003.483.50

3、3.613 OS3 053 20133.093.20-0.11142.982.920.06152.652.600.05成對(duì)變量.什1313 303 033.2071點(diǎn)擊菜單欄中的分析”配對(duì)樣本T檢驗(yàn)”，進(jìn)入如下圖所示的配對(duì)樣本TW(E) 慨歌5 匏居Q)污執(zhí)口 分析片 直軟 圖形 買用程舸D.L-aIi .Ov 9E 2=一 3 803H 0壬10玩刁耳古T檢美箍號(hào) 夕pre 夕 post ,曲這項(xiàng)Scots 睡期陽；重置(BL 副助7*檢驗(yàn)”對(duì)話框。將左邊的源配對(duì)變量調(diào)入右邊的矩形框中，點(diǎn)擊確定。第三步：結(jié)果輸出與解讀國(guó)3+的電中tt-Bd t”,味和 曰酎w E除色山雷以 曰酎事工修制 .

4、崖如伯占前I寸 慶挺W*檢定工口此 1HLvJBlT-rEST FAjRJaprf WTM中翻 iPlftBDaimsiE 的 2/wisrr-AiiAi.rsii* Tste儂8則I0T.4M暄力由/工14 MMElj八底14411皿；整曲M$W立HBJVH 一_, /得V740D結(jié)果輸出：由上圖可知P=0.035,差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。結(jié)果解讀：可認(rèn)為學(xué)生兄弟的出生體重與出生順序有關(guān)，先出生者的體重大于后出生者二、SAS實(shí)現(xiàn)：第一步：建立數(shù)據(jù)集DATA t;INPUT no x1 x2 ;d=x1-x2;CARDS;2.792.693.06 2.892.34 2.244 3.41 3.373

5、.48 3.503.23 2.932.27 2.242.48 2.553.03 2.823.07 3.053.61 3.582.69 2.663.09 3.202.98 2.922.65 2.60;run;第二步：進(jìn)行T檢驗(yàn)正態(tài)性檢驗(yàn)proc univariate normal data=t; /*正態(tài)性檢驗(yàn) */var d;run;方法一：調(diào)用means過程得到樣本的 N （樣本量），MEAN （均數(shù)），STD（標(biāo)準(zhǔn)差），STDERR （標(biāo)準(zhǔn)誤），T （t值），PRT（p值）PROC MEANS N MEAN STD STDERR T PRT DATA=t; /* 調(diào)用 means過程進(jìn)彳T

6、配對(duì) t 檢驗(yàn)，得到樣本含量、均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、標(biāo)準(zhǔn)誤、t值及P值*/VAR d;TITLE paired-comparisons t test;RUN;方法二：調(diào)用ttest過程進(jìn)行配對(duì)t檢驗(yàn)proc ttest;/*調(diào)用ttest過程進(jìn)彳T配對(duì)t檢驗(yàn)，和用means過程的結(jié)果一致*/ paired x1*x2;run;第三步：結(jié)果輸出與解讀正態(tài)性檢驗(yàn)：進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)：若樣本量n不超過2000,使用Shapiro-Wilk統(tǒng)計(jì)量 W;若 n 大于 2000,用 Kolmogorov-Smirnov D 統(tǒng)計(jì)量.由于本研究的樣本量n=15 （小于2000）,使用Shapiro-Wilk統(tǒng)計(jì)量 W;

7、TestShaplro-Vi IkKo I mogorov-Sir i rnovCramer-von Mi ses Anderson-Dar IingTests for NormalityStatist rcW0.943814Dh 176866W-Sq 0.030989A-Sq 0,463301p ValuePr D0.1500Pr W-Sq0.1384Pr A-Sq0.2268P大于0.05,樣本符合正態(tài)分布。方法一結(jié)果：The MEANS ProcedureThe 肥ANS ProcedureAr lysis Va r i abIe ： dNM8nStd Dev Std Error (Va

8、lue Pr It |一. . it* . , . i*. . .agi m ,v ， ,8! *， k, _ . . -w . . .0B . . . . .- m . _ . . 4g. .,!MF158.06266670.10429810.02682372.330.0355方法二結(jié)果：The TTEST ProcedureThe TTEST Procedure &( InLower |1 I, 1 * d I， 2.U QJ5f結(jié)果解讀：兩種方法得到的結(jié)果一致，方法一給出樣本量，均數(shù)，標(biāo)準(zhǔn)差，標(biāo)準(zhǔn)誤以及 P值;方法二給出樣本量，差值的均數(shù)以及 95%置信區(qū)間，標(biāo)準(zhǔn)差的以及95%置信區(qū)間，

9、標(biāo)準(zhǔn)誤，自由度以及P值。由上圖及上上圖紅框位置可知 P=0.0355,差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可認(rèn)為學(xué)生兄弟的出生體重與出生順序有關(guān)，先出生者的體重大于后出生者三、STATA實(shí)現(xiàn):第一步：導(dǎo)入數(shù)據(jù)Flv Eif CWU 酎如卜UuptHvip* iiT 二 Qrename w-arl NOreniflw PfltLf M.if j FO5TFMTX ir4 附XTypabk一rJ MA印二工二Y咎A內(nèi)口電名3;L l 僦 OfttI. i. M Df：t1九n0uDcat*giWfIMo1J*，事，.!rurmlng uwrt 配2123、i.at.17.dbies 13才Jr)414*14tIl

10、T,34 r*iw* Vijrl MJS-品,U.renwe var EtJ.2S“蓊x3,rmaw var RKTL_T7才a.工了2 .J-4.asSB2,1&?3 的4to1111名.打S.4 A.E331Z1Z工b3Zubl.1J,C&rnrtna*dii131.09i.5 -111414她.Jt1515til.M 1*iijn,痔*第二步：設(shè)置參數(shù)依次點(diǎn)擊“ Statistics“ Summaries tables, and testsclassical testshypotheses ” “COOinparison test, paired test后，彈出ttest窗口，將 “First variables置為 pre樣本變量，將 “S