衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)方差分析-免費(fèi)閱讀
【正文】 1s i nXx ?? 平方根反正弦變換 用途： Nov,10,2021 方差分析補(bǔ)充 ? 拉丁方設(shè)計(jì)方差分析 ? 析因設(shè)計(jì)方差分析 ? 交叉設(shè)計(jì)方差分析 ? 重復(fù)測(cè)量設(shè)計(jì)的方差分析 Nov,10,2021 拉丁方設(shè)計(jì)方差分析 拉丁方設(shè)計(jì) : 使用拉丁方表，可安排一個(gè)處理因素、兩個(gè)控制因素 Nov,10,2021 6 6 基本拉丁方表 A B C D E F B C D E F A C D E F A B D E F A B C E F A B C D F A B C D E 經(jīng)一系列隨機(jī)對(duì)調(diào)某兩行 ( 列 ) , 得表 4 11 Nov,10,2021 表 4 1 1 拉丁方設(shè)計(jì)與試驗(yàn)結(jié)果 ( 皰疹 mm2) 家兔 1 2 部 3 4 位 5 6 合 計(jì) jX 1 2 3 4 5 6 A(73 ) B(8 3) E(7 3) F (5 8) C(64 ) D(77 ) B(7 5) A(81 ) D(60 ) C(64 ) F (6 2) E(7 5) C(67 ) E(9 9) F (7 3) B(6 4) D(64 ) A(73 ) E(6 1) F (8 2) C(77 ) D(71 ) A(81 ) B(5 9) D(69 ) C(85 ) B(6 8) A(77 ) E(8 5) F (8 5) F (7 9) D(87 ) A(74 ) E(7 4) B(7 1) C(82 ) 424 517 425 408 427 451 70. 7 86. 2 70. 8 68. 0 71. 2 75. 2 合 iX 428 7 1 .3 417 6 9 .5 440 7 3 .3 431 7 1 .8 469 7 8 .2 467 7 7 .8 藥合 kX D 428 7 1 .3 E 467 7 7 .8 C 439 7 3 .2 A 459 7 6 .5 B 420 7 0 .0 F 439 7 3 .2 X =7 3 .7 例 4 5 ，三因素： 6 只家兔 ( 行 ) 、 6 個(gè)不同 注射部位 ( 列 ) 、 6 種藥物 (A ,B ,C ,D ,E ,F) Nov,10,2021 藥物間： H 0 : μ 1 = μ 2 = μ 3 = μ 4 = μ 5 = μ 6 H 1 : 各 μ i 全不等或不全等 家兔間： H 0 : μ 1 = μ 2 = μ 3 = μ 4 = μ 5 = μ 6 H 1 : 各 μ i 全不等或不全等 部位間： H 0 : μ 1 = μ 2 = μ 3 = μ 4 = μ 5 = μ 6 H 1 : 各 μ i 全不等或不全等 Nov,10,2021 SS 處理 = (428 2 + 467 2 + 439 2 + 459 2 + 420 2 + 439 2 )/ 6 － C = 表 4 12 拉丁方設(shè)計(jì)資料 方差分析表 變異 來源 自由度 SS MS F 總變異 N 1 CXi j k??2 處理組 g 1 CgT k ??21 ? 處理處理 /SS MSMS 誤差處理 / 行區(qū)組 g 1 CgR j ??21 ? 行行 /SS MSMS 誤差行 / 列區(qū)組 g 1 CgC j ??21 ? 列列/SS MSMS 誤差列 / 誤 \ \ \差 (g 1 ) ( g 2) SSSSSSSS 列行處理總 ??? ? 誤差誤差 /SS 注 ：Ni j kCNXg)(22,??? Nov,10,2021 ? SAS程序 Nov,10,2021 析因設(shè)計(jì)方差分析 ? 概念 :是一種多因素多水平交叉分組進(jìn)行全面實(shí)驗(yàn)的設(shè)計(jì)方法 ? 主要是分析因素間的交互作用 Nov,10,2021 例：為了研究不同氧濃度（因素 B）和抗癌藥（因素 A），對(duì)用放射性 3H胸腺嘧啶（ 3HTdR）滲入后的人紅白血病細(xì)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(jìn)行 2 2析因設(shè)計(jì)，數(shù)據(jù)見下表，試分析 A、 B兩因素對(duì) K562細(xì)胞的抑制效果。因不符合方差分析的條件 (第 2個(gè)區(qū)組資料不是正態(tài)分布 )，試采用 Friedman M檢驗(yàn)比較不同修復(fù)時(shí)間組DNA含量（％）的差別?？刹捎脙蓸颖镜燃?jí)資料秩和檢驗(yàn)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 α’=α/k計(jì)算各次兩兩比較的檢驗(yàn)水平 α’，這里 α為總檢驗(yàn)水平，k為兩兩比較的次數(shù)。可采用完全隨機(jī)設(shè)計(jì)多組數(shù)據(jù)秩轉(zhuǎn)換后作方差分析并兩兩比較的方法，參見本段“ 程序及結(jié)果”中的“⑶ 完全隨機(jī)設(shè)計(jì)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” 。 Nov,10,2021 5組資料經(jīng)方差齊性 Levene檢驗(yàn)，F(xiàn)=,P=,可認(rèn)為方差不齊。 Nov,10,2021 ? 如采用 t檢驗(yàn)進(jìn)行兩兩比較，將增加 I類錯(cuò)誤 2 6 4 )()1( 242 ???? ?? CC k?Nov,10,2021 SAS程序 ? Li8_1 Nov,10,2021 S A S 分析結(jié)果的標(biāo)準(zhǔn)表達(dá)方式 表１ 某受試物不同濃度組高壽命果蠅生存天數(shù)比較 * 濃度 )( nsx ? 0 . 0 0 0 % 6 5 . 0 177。原因是：隨機(jī)測(cè)量誤差、 個(gè)體差異；可能的話處理水平的不同所導(dǎo)致的差異。 組間變異 ： 各處理組由于接受處理水平不同，各組樣本均數(shù)也大小不等。 2 . 2 ( 1 0 )a 0 . 0 2 2 % 6 6 . 0 177。 宜采用秩和檢驗(yàn)，計(jì)算分析步驟如下： Nov,10,2021 ⑴ 建立檢驗(yàn)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 α= ⑵ 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。 Nov,10,2021 也可采用兩樣本秩和檢驗(yàn)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 α’=α/k計(jì)算各次兩兩比較的檢
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