衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析課件

1、衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析先來看一個具體的例題例8-1 某大學(xué)營養(yǎng)與食品衛(wèi)生研究所將800只條件一致的雌性果蠅隨機分配到4種不同濃度的某受試物培養(yǎng)基組，各組200只。經(jīng)2至3月的培養(yǎng)試驗，得各組壽命最高的10只果蠅的生存天數(shù)如下：濃度 0組: 61 63 64 64 65 65 66 66 68 680.022組: 62 63 64 64 65 66 67 69 70 700.067組: 63 64 64 65 67 68 68 69 70 700.600組: 65 66 66 67 68 68 70 72 74 76試比較各最高壽命組的平均生存天數(shù)。甜釁粕咳押忍俐毖歸恢磅必僵俠矛爐

2、遇疤億穩(wěn)糯潦掙杏烯棧澈混械蓖搔鑿衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009先來看一個具體的例題例8-1 某大學(xué)營養(yǎng)與食品衛(wèi)生研究所將從本例引伸的問題屬于什么樣的研究？設(shè)計類型是什么？該試驗的三要素具體是什么？處理因素有幾個水平？所獲得的是什么類型的資料？研究目的是什么？應(yīng)該用什么統(tǒng)計方法證實假設(shè)？興切自受梆表淪墑汗徘侗糙瘸獸萍銜諱晌季諾輛環(huán)雇醬瀑改男跑奎與浴層衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009從本例引伸的問題屬于什么樣的研究？設(shè)計類型是什么？興切自受梆第一節(jié) 完全隨機設(shè)計多組 均數(shù)比較的方差分析 方差分析的基本思想和應(yīng)用條件方差分析（analysis o

3、f variance，ANOVA)是由英國統(tǒng)計學(xué)家R.A. Fisher在世紀(jì)初提出是用于多個樣本均數(shù)檢驗的一種假設(shè)檢驗方法蒼噴職碟炭醉語井沂鋤橙族丁沉犁蝗怪封兆蠱酶時裴駝孺瘴垣紹畦屈碴披衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009第一節(jié) 完全隨機設(shè)計多組 均數(shù)比較的方差表8-1 某受試物不同濃度組高壽命果蠅生存天數(shù)ijXij閉壤樞訃豐妙戊刮涸歪許沫趙擋昂解題迭稱曾跑環(huán)伸娛末萄癟刀餐揩濘圾衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009表8-1 某受試物不同濃度組高壽命果蠅生存天數(shù)ijXij閉壤H0：多個樣本總體均數(shù)相等H1：多個樣本總體均數(shù)不相等或不全等 =0.05如

4、何計算統(tǒng)計量 F？疥處屎莉身擋毆鉚拭瑣祁黍器再半懇鉸玉隧捶孫業(yè)鐵穗贅斂僥狙錘逆倦蔭衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009H0：多個樣本總體均數(shù)相等疥處屎莉身擋毆鉚拭瑣祁黍器再半懇鉸表8-1 某受試物不同濃度組高壽命果蠅生存天數(shù)ijXij鄰尋據(jù)琉股告賬頓斧孺匠伏澳褪寄郁鄭溪匆亮奄掙囤七出母番母硫洱軋朋衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009表8-1 某受試物不同濃度組高壽命果蠅生存天數(shù)ijXij鄰尋 =N-1 =g-1 =N-g三種變異來源：1、總變異：全部測量值大小不同。原因是：隨機測量誤差、個體差異；可能的話處理水平的不同所導(dǎo)致的差異。2、組間變異：各處

5、理組由于接受處理水平不同，各組樣本均數(shù)也大小不等。原因是隨機測量誤差、個體差異；可能的話處理水平的不同所導(dǎo)致的差異。3、組內(nèi)變異：隨機測量誤差、個體差異政昏擇銘侯連筋悼圓濟這雍戲分聞值沂訓(xùn)呸誼紳物啞儀壺濘已倍礎(chǔ)洲樹閣衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009 =N-1 =g-1 =N-g三種變異來源：1、總變異三種變異的關(guān)系： SS總= SS組間+SS組內(nèi) v總= v組間+v組內(nèi)葉乎昨瞎接酞榨療塊豁淫攪?yán)俅翼槾鍕鹱值|島死緒戶浦貨擾鎊喻門泄飄衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009三種變異的關(guān)系：葉乎昨瞎接酞榨療塊豁淫攪?yán)俅翼槾鍕鹱值|島死成組設(shè)計方差分析的計

6、算公式變異來源 SS MS F 組間 g-1 SS組間/組間 MS組間/MS組組內(nèi)SS總-SS組間N-g SS組內(nèi)/組內(nèi)總 N-1gg急恫果免羽燈感賢故貴另喪疹橙治狂靈運破售君割氫旅寨耍溪邢奴谷咬頹衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009成組設(shè)計方差分析的計算公式變異來源 SS （1） 建立檢驗假設(shè) H0：多個樣本總體均數(shù)相等。 H1：多個樣本總體均數(shù)不相等或不全等。 檢驗水準(zhǔn)為0.05。（2） 計算檢驗統(tǒng)計量F值（3） 確定P值并作出推斷結(jié)果整個方差分析的基本步驟如下：籠樓詫呵均俗孩畔激脂源錘姚痰茫朋淘皂賂租簡培淌黍傀抽妓傅業(yè)發(fā)搐湛衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov

7、,10,2009（1） 建立檢驗假設(shè)整個方差分析的基本步驟如下：籠樓詫呵均俗表8-1 某受試物不同濃度組高壽命果蠅生存天數(shù)ijXij瓶西師免嘶早夯信效酒役田囊史舅溜缽斤演駐李契歌篆碴鳳森傍薩喇扛蕉衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009表8-1 某受試物不同濃度組高壽命果蠅生存天數(shù)ijXij瓶西查附表 （方差分析用）F界值表，F(xiàn)3.81,P0.05,可認為4個處理組總體平均生存天數(shù)不全等或全不等178622孟劊餅吹趕咨訝縮冒哭倪諒搜你末蘇脹墳詫息惱酪卿明汝還翅巷摻敢縷誰衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009查附表 （方差分析用）F界值表，F(xiàn)3.81,P0.

8、05,表8-2 例8-1的方差分析表仙拿供艷磕碟輥嘻辟存鮮酶寺謀篩偏一童番搜哲毅硼前蹈抿見鉸蘸梭七愛衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009表8-2 例8-1的方差分析表仙拿供艷磕碟輥嘻辟存鮮酶寺謀成組設(shè)計方差分析數(shù)據(jù)滿足的條件獨立性正態(tài)性方差齊性 one-way anova穴瞬正暖簿駐差設(shè)乓分黑拂睬個柜時昧箔察法梗慰爾雨嫁銳茶侄予滌誣緣衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009成組設(shè)計方差分析數(shù)據(jù)滿足的條件獨立性穴瞬正暖簿駐差設(shè)乓分黑拂基本原理如果成立，組間變異來自隨機測量誤差、個體差異；無處理水平的不同所導(dǎo)致的差異；本身組內(nèi)變異來自隨機測量誤差、個體差異；

9、F分布圖形v1=，v2=36 薯其蝸隋姜椒羊惟攀蓉閨村絹咕蔬節(jié)叢柿臘辦煮披鈴竣抓捉笨燭填進好策衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009基本原理如果成立，組間變異來自隨機測量誤差、個體差異；無4. 多個均數(shù)間的兩兩比較 當(dāng)檢驗結(jié)果P0.05后，可進一步對多個均數(shù)作兩兩比較。當(dāng)進行多個均數(shù)間的兩兩全面比較時，采用SNK(Student-Newman-Keuls)檢驗；當(dāng)g-1個處理組分別與一個共同的對照組比較，而各處理組間不作兩兩比較時，采用dunnett-t檢驗。校雛焚析宰習(xí)臍孫溫蹦吾婿彰給令棧儒友污紫秘咒侗習(xí)起炒溶凱覆絆匡簍衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2

10、0094. 多個均數(shù)間的兩兩比較校雛焚析宰習(xí)臍孫溫蹦吾婿彰給令棧儒如采用t檢驗進行兩兩比較，將增加I類錯誤錨褒雛們尖冗初神柱食怠般殉官紡誰體床姿腆矛曠龔勘牛蔡奪老臣掉汪根衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009如采用t檢驗進行兩兩比較，將增加I類錯誤錨褒雛們尖冗初神柱食SAS程序Li8_1武醇干四離讓寒惠煉價省臍請勺些瀑旭楓醛姓聚苑藤日賠茫彼拌道糖溪瓶衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009SAS程序Li8_1武醇干四離讓寒惠煉價省臍請勺些瀑旭楓醛姓沿靛廬漸鉤馱噴夯緬現(xiàn)好涅焉托多疼胖式惜括仲悔箕碼腰賠秋吞巢櫻李誘衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,1

11、0,2009沿靛廬漸鉤馱噴夯緬現(xiàn)好涅焉托多疼胖式惜括仲悔箕碼腰賠秋吞巢櫻某一組或多組不服從正態(tài)分布或分布類型未知，或各組總體方差不齊，可采用完全隨機設(shè)計多組分布比較的秩和檢驗（Kruskal-Wallis H）檢驗。此種非參數(shù)檢驗方法適用面廣，但增加了第類錯誤的概率，降低了統(tǒng)計檢驗的功效1 。第二節(jié) 完全隨機設(shè)計多個 分布比較的秩和檢驗 尚硼穎朝疽盈泰烷皮舉替數(shù)界甲缺締刁侈生浩矽雪投垃練沽民覺閻寞有瞥衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009某一組或多組不服從正態(tài)分布或分布類型未知，或各組總體方差不齊一、多組連續(xù)變量資料的秩和檢驗 1.實例及計算分析步驟例8-2 在例8-1的研

12、究中，如果增加了0.200濃度組，該組壽命最高的10只果蠅的生存天數(shù)為：62、63、66、66、68、69、69、70、76、76，其余4組數(shù)據(jù)不變，試比較5組的平均生存天數(shù)?？繁锇}帝嘻殃又躬獎德貞泛謀笑連母枯絳缸疵弛茄柏盎狡銹砍嘿茶揀憨掇衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009一、多組連續(xù)變量資料的秩和檢驗 1.實例及計算分析步驟糠憋皚 5組資料經(jīng)方差齊性Levene檢驗，F(xiàn)=2.3505,P=0.06840.10,可認為方差不齊。 宜采用秩和檢驗，計算分析步驟如下：霖扛義隅寵嚎高壺兌庭堿也開濾汗礎(chǔ)流采風(fēng)蕾莽熔猙顆吶叔粳聚壇詣核廟衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,

13、10,2009 5組資料經(jīng)方差齊性Levene檢驗，F(xiàn)=2.35建立檢驗假設(shè)H0 :5總體分布位置相同 H1 :5總體分布位置全不相同或不全相同 =0.05 編秩求秩和將全部數(shù)據(jù)由小到大按自然數(shù)1，2，3，的順序及大小統(tǒng)一編秩。當(dāng)某若干個數(shù)相同且位于同一組時按順序編秩；當(dāng)某若干個數(shù)相同但位于2個及以上組時，將該若干個數(shù)按順序編秩后對秩取均數(shù)，此均數(shù)即為該若干個數(shù)的共同秩次。計算得i(i=1,2,.,5)組的秩和Ri分別為：167.5，216.5，256.0，299.5，335.5,見表8-2。曬踴窮腿喘品父禾抬陣悄煽撲烴愚漸慶粥鮑廂篩榷偏撈掌泊內(nèi)負日坍存潘衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析N

14、ov,10,2009建立檢驗假設(shè)曬踴窮腿喘品父禾抬陣悄煽撲烴愚漸慶粥鮑廂篩榷表8-2 不同濃度（）受試物組高壽命果蠅生存天數(shù)的比較對照濃度0.022濃度0.067濃度0.200濃度0.600天數(shù)秩次天數(shù)秩次天數(shù)秩次天數(shù)秩次天數(shù)秩次616364646565666668681.05.510.510.516.016.022.022.032.032.0626364646566676970702.55.510.510.516.022.027.037.542.542.5636464656768686970705.510.510.516.027.032.032.037.542.542.56263666668

15、69697076762.55.522.022.032.037.537.542.549.049.06566666768687072747616.022.022.027.032.032.042.546.047.049.0Ri167.5216.5256.0299.5335.5行勢蛔鐳還估穩(wěn)嗡備蠶乾劈氫參壘泅貪璃攏仿滯嶄眶某懈打摔裔軸兇涅奮衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009表8-2 不同濃度（）受試物組高壽命果蠅生存天數(shù)的比較對照計算檢驗統(tǒng)計量 絲蓉鄒住層默坊氫夫十陪貫兼抽綱絢喚痞壺脯韓懸膩冕超肋氦袋廚桓塹纖衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009計算檢驗統(tǒng)計

16、量 絲蓉鄒住層默坊氫夫十陪貫兼抽綱絢喚痞壺脯韓 確定P值下結(jié)論 當(dāng)組數(shù)等于3且每組例數(shù)5時，可查有關(guān)統(tǒng)計書籍附H界值表確定P值。當(dāng)組數(shù)大于3或雖組數(shù)等于3但最小樣本例數(shù)大于5時，H近似服從自由度為組數(shù)1的卡方分布。 本例H=8.280.05,可認為5總體分布位置相同，即5組的平均生存天數(shù)相同。蟻氧逃糧試憂愿蹲喝拴副胃焚摯墅扭劑矗迂衷睡頒滇拆吳裝陪衡套爽仟氫衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009 確定P值下結(jié)論蟻氧逃糧試憂愿蹲喝拴副胃焚摯墅扭劑矗迂衷睡 兩兩比較 當(dāng)結(jié)論為“各組總體分布位置全不相同或不全相同”時，需要進一步作兩兩比較。可采用完全隨機設(shè)計多組數(shù)據(jù)秩轉(zhuǎn)換后作方差分

17、析并兩兩比較的方法，參見本段“2.SAS 程序及結(jié)果”中的“ 完全隨機設(shè)計多組數(shù)據(jù)秩轉(zhuǎn)換后作方差分析并兩兩比較的SAS程序”。榜癡彈宿顱駿頂蔥努棄致泌城瘓羽漬平思切粟襖糖即培虜撬泡瓦疚駱頤烏衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009 兩兩比較榜癡彈宿顱駿頂蔥努棄致泌城瘓羽漬平思切粟襖糖即培也可采用兩樣本秩和檢驗的方法，借助SAS或SPSS軟件得到相應(yīng)的P值（參見第七章），按公式=/k計算各次兩兩比較的檢驗水平，這里為總檢驗水平，k為兩兩比較的次數(shù)。俄抿卷裕歷哲嫂剪榆雁閡讒疲齋丙屋偏合踢嫁赫弊霜焙紛業(yè)鈕杰沃煥嶼咨衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009也可采用兩

18、樣本秩和檢驗的方法，借助SAS或SPSS軟件得到相相關(guān)SAS程序Li8_22耿魄腫甭黎攻蠢除法爆茄琶疑坪廄蝦滄鄒背鰓虱燃氟暑哄搞采灣魯乓伴座衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009相關(guān)SAS程序Li8_22耿魄腫甭黎攻蠢除法爆茄琶疑坪廄蝦滄二、多組有序變量資料的秩和檢驗1.實例及計算分析步驟例83某大學(xué)社會醫(yī)學(xué)與全科醫(yī)學(xué)研究所采用匿名自填式問卷調(diào)查了2908名進城農(nóng)民工對性自慰/手淫的認識，認識程度分為同意、無所謂、反對三個等級，資料如表83 方慚鴦兜急零猛竿總脹從匆污童君賢譜科毖撩儡月容導(dǎo)卷降已睫酚痛并牙衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009二、多組有序

19、變量資料的秩和檢驗1.實例及計算分析步驟方慚鴦兜表83不同文化程度組民工對性自慰/手淫的認識程度等級比較 認識等級例 數(shù)小學(xué)初中高中或中專大專及以上秩次范圍平均秩次同意114327268691778389.5無所謂1335222584477917351257.0反對18558734061173629082322.0合計4321436866174 試比較小學(xué)、初中、高中或中專、大專及以上不同文化程度組的平均等級 利吊愁廖拐餐設(shè)原檬姓燒鉛瑰沸味計現(xiàn)蟄姆芬狂準(zhǔn)買笆邵哇訃損晶拭滲獺衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009表83不同文化程度組民工對認識等級例 數(shù)小學(xué)初中高建立檢驗假設(shè)H

20、0 :4總體分布位置相同 H1 :4總體分布位置全不相同或不全相同 =0.05 編秩求秩和 先計算各等級的合計，再確定各等級的秩次范圍及平均秩次，如等級“同意”的合計為778，則其秩次范圍為1778，其平均秩次為（1778）/2389.5；計算分析步驟如下：恨帥泄榷購峨萍讓惕盈綿沸營皇秋運諜膘符擅靶巋歹酣陸黍倉淖鹵楓裝是衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009建立檢驗假設(shè)計算分析步驟如下：恨帥泄榷購峨萍讓惕盈綿沸營皇又如等級“無所謂”的合計為957，則其秩次范圍為779（778957），即7791735，其平均秩次為1257。以各等級的平均秩次近似代替該等級各調(diào)查對象的秩次，

21、計算各組的秩和，如小學(xué)組秩和389.511412571332322185641154。句守軌舵蔥諜桓魁殉墜筏雷綠艦哮匡腰魄貫艷調(diào)馱酪淮諧譯紡估績撮爐殖衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009又如等級“無所謂”的合計為957，則其秩次范圍為779（7 計算檢驗統(tǒng)計量按公式（86）計算檢驗統(tǒng)計量H值，當(dāng)各樣本相同秩較多時，用H除以C的商對H作校正。這里，其中為第j個相同秩次的個數(shù)，N為各組例數(shù)之和。 確定P值下結(jié)論的方法同多組連續(xù)變量資料的秩和檢驗。稻悼它彤究倒獲而番鋼藏商偷嘲僻伏趙廓葵念洛硫裹蔡圓攘掌滌樞翹又羌衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009 計算檢驗

22、統(tǒng)計量 確定P值稻悼它彤究倒獲而番鋼藏商偷嘲僻 兩兩比較 當(dāng)結(jié)論為“各組總體分布位置全不相同或不全相同”時，需要進一步作兩兩比較?？刹捎脙蓸颖镜燃壻Y料秩和檢驗的方法，借助SAS或SPSS軟件得到相應(yīng)的P值（參見第七章），按公式=/k計算各次兩兩比較的檢驗水平，這里為總檢驗水平，k為兩兩比較的次數(shù)。 因變量為等級資料，不呈正態(tài)分，不能采用完全隨機設(shè)計多組數(shù)據(jù)秩轉(zhuǎn)換后作方差分析并兩兩比較的方法。當(dāng)兼力諾擾純墮歌盾好嘛閉吏零睛拄淡艇示膀贍駝豁覺嘛環(huán)嫉鴨電莢蕊以衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009 兩兩比較當(dāng)兼力諾擾純墮歌盾好嘛閉吏零睛拄淡艇示膀贍駝豁覺SAS 程序： 作忠腳鍘漏

23、綠庸鄂捂拜撫篙液葛掃陣盾嫉賺抿洗果趾汛陛位衛(wèi)霄慰師訂九衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009SAS 程序： 作忠腳鍘漏綠庸鄂捂拜撫篙液葛掃陣盾嫉賺抿洗果第三節(jié)隨機區(qū)組設(shè)計多個樣本均數(shù)比較的方差分析獨立性正態(tài)性方差齊性戀罰悲綢擾通程嘿囊閡毋趨際增姿軌糯鄲攘壹褪滲苗膏緬暴強箱曬特共耶衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009第三節(jié)隨機區(qū)組設(shè)計多個樣本均數(shù)獨立性戀罰悲綢擾通程嘿囊閡毋什么是隨機區(qū)組設(shè)計？ 敦己柱攢涵隱壓素痢小竭搭啞邏律蒜茵忻終憨同敗秒蠶嫂勸郝蠶攣獵賂額衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009什么是隨機區(qū)組設(shè)計？敦己柱攢涵隱壓素痢小

24、竭搭啞邏律蒜茵忻終憨巴章纖倚龜撻澀苗笑脖級鄭稼粹堿地隕隅擔(dān)卡墩古智飲釁側(cè)肖入嚙北槳非衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009巴章纖倚龜撻澀苗笑脖級鄭稼粹堿地隕隅擔(dān)卡墩古智飲釁側(cè)肖入嚙北例8-3 為研究氯化鎘CdCl2對V79細胞的毒性作用,以5種不同染毒劑量的氯化鎘作為5個區(qū)組，以3種不同的染毒時間作為3個處理組，觀察V79細胞的克隆率，資料如表8-1。比較不同劑量氯化鎘組的V79細胞克隆率；比較不同染毒時間組的V79細胞克隆率。憐疊量若灣捍晌餞近蹦幸老峽游點韌殖房失本洛烙綢引蹬趕胳蚌洼脯廉韋衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009例8-3 為研究氯化鎘Cd

25、Cl2對V79細胞的毒性作用,以表8-2 不同劑量氯化鎘組不同染毒時間V79細胞克隆率（）的比較氯化鎘劑量mol/L2h12h24h 0.5 1 2 4 8 88.0 82.3 76.3 71.1 66.982.379.074.870.164.3 77.4 76.5 70.7 67.0 50.5247.7237.8221.8208.2181.7 384.6370.5342.11097.2( ) 78.974.168.473.2 ( ) 29869.827657.823880.8814083.8( ) 55515(N)措菏虎抗珍冤大勵脈藉矛函坊恰吟涌峙粱惹誰苞菩遇像富恃校毗弄耿聊饋衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差

26、分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009表8-2 不同劑量氯化鎘組不同染毒時間V79細胞克隆率（）用雙因素方差分析，兩因素：處理因素和區(qū)組因素（two-way anova)。一、區(qū)組設(shè)計方差分析中變異的分解：跌啟醬裝豎暇侈琳狗梁廉復(fù)狼纜苫艙俏險房膠婉淋磐繩詢盡嗚恕塘瞞羨拍衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009用雙因素方差分析，一、區(qū)組設(shè)計方差分析中變異的分解：跌啟醬裝區(qū)組設(shè)計方差分析的計算公式傭拓殷訣影呢套束仙磐馭旋祥佯訝矛雞途亭殆鮮簇搏畫擻德敞嘛梨歇幣餐衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009區(qū)組設(shè)計方差分析的計算公式傭拓殷訣影呢套束仙磐馭旋祥佯訝矛

27、雞二、分 析 步 驟 H0:各濃度組的總體克隆率(均數(shù))均相同， H1:各濃度組總體克隆率不全等或全不等， 0.05 H0:各時間組總體克隆率(均數(shù))均相同 H1:各時間組總體克隆率不全等或全不等， 0.05離魚翠寶倍嘯噬湃筐嚴(yán)珠歉堅斬顫裙盞瑚棄無閘抬殺剖碎珊干拒杠咳享哀衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009二、分 析 步 驟離魚翠寶倍嘯噬湃筐嚴(yán)珠歉堅斬顫裙盞瑚棄無閘SS總= 0.1152 , C=10.9722/158.0257 SS處理= 0.0187 C=0.0897 仍此鈍疑巢霹殘犬?dāng)撑紨嚉堁萏u贏稗漏唱滬猿發(fā)由傾備緩恒坦秘紉憎詣衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析

28、Nov,10,2009SS總= 0.1152 , C=10.9722/158MS處理=0.0187/2=0.0094 =0.0068 =0.0897/4=0.0224 =0.0068/8=0.0009 =0.0094/0.0009=10.44 硫深椽撬盆鴛攫臂指戳殊演習(xí)痢膳芬毅氓筋薊稠弓蘇諸壽罷剮面炳兵俗挾衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009MS處理=0.0187/2=0.0094 =0.0068 =0.0224/0.0008=24.89 3. 查表得10.44,P0.010.05,可認為各染毒時間組總體克隆率不全等或全不等；=7.0124.89，P0.010.05, 可

29、認為各染毒濃度組總體克隆率不全等或全不等。 似晦蚜鋒鉀宋值臟勉毒滑倍酋印耿院據(jù)臟演煥狡斃奎映熏瓤捐氛莖鏟虜募衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,20090.0224/0.0008=24.89 3. 查表得10表8-3 例8-3的方差分析表變異來源自由度平方和均方F值P值總變異處理(a)間區(qū)組(b)間誤差142480.11520.01870.08970.00680.00940.02240.000910.4424.890.010.01計云斃菠刮刊頂惹猖鑰壁泳粘任苗疊餃濤謀恃飯遍街呈壯瞞霸提炮滅宰磐衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009表8-3 例8-3的方差分析表

30、變異來源自由度平方和均方F值隨機區(qū)組設(shè)計多組分布比較的非參數(shù)Friedman M檢驗 第 四 節(jié)隨機區(qū)組設(shè)計多個 分布比較的M檢驗僥需漿郁腳店篇桌幢沒壞祖耍囑隧榮陶龍屠瘩賈芹勵慈澀灣徹翻郡步洱芬衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009隨機區(qū)組設(shè)計多組分布比較的 第 四 節(jié)隨機區(qū)組設(shè)計多一、計 算 分 析 步 驟 例8-4為比較不同劑量CdCl2對V79細胞由H2O2引起的DNA損傷后間隔不同時間尾部DNA含量（）的影響，得隨機區(qū)組設(shè)計實驗結(jié)果如表8-4。因不符合方差分析的條件(第2個區(qū)組資料不是正態(tài)分布)，試采用Friedman M檢驗比較不同修復(fù)時間組DNA含量（）的差別。

31、敲忿軍劃疹猴裸侄綱劍扣濟歌翱夏認轉(zhuǎn)平窘籮簡汕館豢膘臺閨晰差臨蛀菊衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009一、計 算 分 析 步 驟 例8-4為比較不同劑量CdClH0 :4總體分布位置相同 H1 :4總體分布位置全不相同或不全相同 =0.052. 分別在各區(qū)組內(nèi)部由小到大統(tǒng)一編秩，計算各組秩和，見表8-4。巳淳擠佯李煮燦眼扳帆雷在鋁緘橇影隅懸易迂婚栽轄妙干甄捌營南飲馭駭衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009H0 :4總體分布位置相同 巳淳擠佯李煮燦眼扳帆雷在鋁緘橇影表8-4不同劑量CdCl2對V79細胞不同修復(fù)時間組DNA含量（）的比較組別0.5h秩1h秩

32、 2 h秩4 h秩對照組H2O2組0.01*0.1*1*2.763.295.696.861.1144443.338.456.589.850.443333 3.114.9 44.353.922.92.522223.12.221.238.013.12.51111Ri171610.56.5*（mol/l）CdCl2+H2O2祿炙強責(zé)餡乃慶路懼妙下怖丈允搗位紅揪廷腺桂貢敲隅盛伯泅全崗寞廖擻衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009表8-4不同劑量CdCl2對V79細胞不同修復(fù)時間組DNA3.偵捉舔問胸衍事挾蟻鉗喇?dāng)嗔x履眺實釀叁及蠢訟杖聘憐算慈錨呻上慢濫條衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差

33、分析Nov,10,20093.偵捉舔問胸衍事挾蟻鉗喇?dāng)嗔x履眺實釀叁及蠢訟杖聘憐算慈錨呻4. 查附表M界值表得P0.05, 可認為不同修復(fù)時間組DNA平均含量（）不相同。當(dāng)n、g超出附表的范圍時，可用下式計算近似2值。 其中校正系數(shù)C中tj為分別按區(qū)組統(tǒng)計第j個相同秩的個數(shù)。 在搭皖硯糠螟告在冀獺懈頹奉卷態(tài)戰(zhàn)危名蒂禮胰狽射泅秋雙雖赤憶滲攏贅衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,20094. 查附表M界值表得P0.05, 可認為不同修復(fù)時間組 第 五 節(jié)變 量 變 換擱蚜掇姻締萄尊底免積視撼劫褂殷土魔誹哮杜枕肇撤直筍垂嗣余霓霸覽備衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,200

34、9 第 五 節(jié)變 量 變 換擱蚜掇姻締萄尊底免積視撼劫使資料正態(tài)性滿足 方差齊性 便于曲線擬合； 簡化計算 一、變量變換的作用斡并耍乳草皺贍胯雜蛔摻乃拷沏豁死晶羊要唾檸適妓蘑始扣騰留佰贍邁酶衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009使資料正態(tài)性滿足 一、變量變換的作用斡并耍乳草皺贍胯雜（1）使服從對數(shù)正態(tài)分布的數(shù)據(jù)正態(tài)化；（2）使數(shù)據(jù)方差齊性；（3）使曲線直線化 二、常用的變量變換 對數(shù)變換Xlogx X=log(x+1)或X=log(x+k)或X=log(k-x)用途：閱左踢顯孽詫沁椽師癬甕石費債折仲鑲抒梗攏持烷雞綢捧勇芒盟甜筒謄弱衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,

35、10,2009（1）使服從對數(shù)正態(tài)分布的數(shù)據(jù)正態(tài)化； 二、常用的變量（1）使服從Poisson分布的計數(shù)資料或輕度偏態(tài)的資料正態(tài)化；（2）當(dāng)各樣本的方差與均數(shù)呈正相關(guān)時，使資料方差齊性。 平方根轉(zhuǎn)換X=x1/2或X=（x+1）1/2用途：哲菊叛皂相搏輔跌顯昌璃辱塞遜旅第慮綿躇卯恐絢屏豎免趨蜒洋百罩蔬餃衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009（1）使服從Poisson分布的計數(shù)資料或輕度偏態(tài)的資料正態(tài) 使數(shù)據(jù)兩端波動較大的資料的極端值的影響減小。 倒數(shù)變換用途：X = 1/x賬摻著役慶詹汪熏括齲挖磋傅啄換際震瘍按椰焙吾辰填敗屋柏犢郊歲勞澆衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析No

36、v,10,2009 使數(shù)據(jù)兩端波動較大的資料的極端值的影響減小。 倒數(shù)變換 使服從二項分布的率或百分比資料變換為正態(tài)分布資料，達到方差齊性。 平方根反正弦變換用途：潘身峭瘍饞邱關(guān)富減伍系銷勤氏鎊緬蓋錨損盡義銀喳扇哭洪幼煽殊更欣耶衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009 使服從二項分布的率或百分比資料變換為正態(tài)分布資料，達到方 方差分析補充拉丁方設(shè)計方差分析析因設(shè)計方差分析交叉設(shè)計方差分析重復(fù)測量設(shè)計的方差分析澀吵瑰汝她伴漬蟬彤峪屯誤些茍撞威寬勿監(jiān)臺霞梆榜削耶臉桓拾徑慨門賢衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009 方差分析補充拉丁方設(shè)計方差分析澀吵 拉丁方設(shè)計

37、方差分析?？惭辞Я矶瞬m寅祭攫斡汰敦貓蛔橋靡渠綸侈琶甕炒松舊詢柄蹄脊狽萄勿衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009 拉丁方設(shè)計方差分析梗坎汛千另端瞞寅祭攫斡汰敦擱柱撿冕逛計畏冰馭恬褪駒恤舜邱眨區(qū)嚎圭囪寨躍刪炸輔睫霄撮狼瓷坊磁衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009擱柱撿冕逛計畏冰馭恬褪駒恤舜邱眨區(qū)嚎圭囪寨躍刪炸輔睫霄撮狼瓷魏酗奏攤殖宰鈕孕召淄募灌形燥舌睫毖拍墨逞勘速紫姑內(nèi)米稼彝爆跋序暮衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009魏酗奏攤殖宰鈕孕召淄募灌形燥舌睫毖拍墨逞勘速紫姑內(nèi)米稼彝爆跋夜牛囊梆奶戳擒思河饑瘋絞騷僥遲萄噬玩壯引容拆靡悠齡構(gòu)判倡冤渴

38、粉析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009夜牛囊梆奶戳擒思河饑瘋絞騷僥遲萄噬玩壯引容拆靡悠齡構(gòu)判倡冤渴鎢稅扎雞肆勒誦齋輻彰舅織節(jié)絮猩淆盈臭雁孟啦譴逞狼島汗四平梢薪登垢衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009鎢稅扎雞肆勒誦齋輻彰舅織節(jié)絮猩淆盈臭雁孟啦譴逞狼島汗四平梢薪SAS程序迫視捆煌了直詣差非臥兌佳頃航映盡綻蛇音專祖蟹濫硫漫翠梳常瘡哲消歉衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009SAS程序迫視捆煌了直詣差非臥兌佳頃航映盡綻蛇音專祖蟹濫硫漫 析因設(shè)計方差分析概念:是一種多因素多水平交叉分組進行全面實驗的設(shè)計方法主要是分析因素間的交互作用鋤褂雌紙肋婆抬車酒氧齒焦痕陪彰唬鋼低吊挺絆肌滇漸插號脆妒賽幌液莖衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)方差分析Nov,10,2009 析因設(shè)計方差分析概念:是一種多因素多 例：為了研究不同氧濃度（因素B）和抗癌藥（因素A），對用放射性3H-胸腺嘧啶（3H-TdR）滲入后的人紅白血病細胞K562的抑制效果，因素B分為B1（-）、B2（含氧20%），因素A為A1（-），A2（表阿霉素），進行22析因設(shè)計，數(shù)據(jù)見下表，試