【正文】 323()12,1( 1 ) ( )jjgM Cn g g C n gtt? ?? ? ????其中校正系數(shù) C中 tj為分別按區(qū)組統(tǒng)計(jì)第 j個(gè)相同秩的個(gè)數(shù)。 Nov,10,2021 ⑶ 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 按公式（ 8－ 6）計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 H值，當(dāng)各樣本相同秩較多時(shí)，用 H除以 C的商對(duì) H作校正。 3 . 7 ( 1 0 )b * 單因素方差分析 F ＝ 3 . 8 1 , P = 0 . 0 1 8 0 。Nov,10,2021 第八章 多組定量或等級(jí)資料平均值的比較 （ P92） Nov,10,2021 先來(lái)看一個(gè)具體的例題 例 81 某大學(xué)營(yíng)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(jī)分配到 4種不同濃度的某受試物培養(yǎng)基組，各組 200只。 S NK 兩兩比較 ，字母不同（ a , b ）差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（ P 0 . 0 5 ），字母相同（ a , b ）差別無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（ P 0 . 0 5 ） Nov,10,2021 某一組或多組不服從正態(tài)分布或分布類(lèi)型未知，或各組總體方差不齊，可采用完全隨機(jī)設(shè)計(jì)多組分布比較的秩和檢驗(yàn) （ KruskalWallis H）檢驗(yàn)。這里，其中為第 j個(gè)相同秩次的個(gè)數(shù)， N為各組例數(shù)之和 。 Nov,10,2021 第 五 節(jié) 變 量 變 換 Nov,10,2021 使資料正態(tài)性滿(mǎn)足 方差齊性 便于曲線(xiàn)擬合； 簡(jiǎn)化計(jì)算 一、 變量變換的作用 Nov,10,2021 （ 1） 使服從對(duì)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(xiàn)直線(xiàn)化 二、 常用的變量變換 對(duì)數(shù)變換 X＝ logx [X=log(x+1)或 X=log(x+k)或 X=log(kx)] 用途： Nov,10,2021 （ 1） 使服從 Poisson分布的計(jì)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(shí)，使資料方差齊性。當(dāng) n、 g超出附表 的范圍時(shí)，可用下式計(jì)算近似 χ2值。以各等級(jí)的平均秩次近似代替該等級(jí)各調(diào)查對(duì)象的秩次，計(jì)算各組的秩和，如小學(xué)組秩和＝ 114＋ 1257 133＋2322 185＝ 641154。 2 . 6 ( 1 0 )a , b 0 . 6 0 0 % 6 9 . 2 177。經(jīng) 2至 3月的培養(yǎng)試驗(yàn)，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 68 ％組 : 62 63 64 64 65 66 67 69 70 70 ％組 : 63 64 64 65 67 68 68 69 70 70 ％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)。 此種非參數(shù)檢驗(yàn)方法適用面廣，但增加了第Ⅱ 類(lèi)錯(cuò)誤的概率 β，降低了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的功效 1－ β 。 ⑷ 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(yàn)。 平方根轉(zhuǎn)換 X=x1/2或 X=（ x+1） 1/2 用途： Nov,10,2021 使數(shù)據(jù)兩端波動(dòng)較大的資料的極端值的影響減小 。 Nov,10,2021 表 84 不同劑量 CdCl2對(duì) V79細(xì)胞不同修復(fù)時(shí)間組 DNA含量（％）的比較 組別 秩 1h 秩 2 h 秩 4 h 秩 對(duì)照組 H2O2組 * * 1* 1 4 4 4 4 4 3 3 3 3 2 2 2 2 1 1 1 1 Ri 17 16 *（ mol/l） CdCl2+H2O2 Nov,10,2021 2 222 /4( 1 )()iMg i gR nRR? ? ? ??? ?22 2 2 2 2 ( 4 1 )4 4 7 2 . 51 7 1 6 1 0 . 5 6 . 5 5 /? ?? ? ? ? ? ?3. Nov,10,2021 4. 查附表 M界值表得 P, 可認(rèn)為不同修復(fù)時(shí)間組 DNA平均含量（％）不相同。 Nov,10,2021 相關(guān) SAS程序 ? Li8_22 Nov,10,2021 二、多組有序變量資料的秩和檢驗(yàn) 例 8－ 3 某大學(xué)社會(huì)醫(yī)學(xué)與全科醫(yī)學(xué)研究所采用匿名自填式問(wèn)卷調(diào)查了 2908名進(jìn)城農(nóng)民工對(duì)性自慰 /手淫的認(rèn)識(shí)，認(rèn)識(shí)程度分為同意、無(wú)所謂、反對(duì)三個(gè)等級(jí)，資料如表 8－ 3 Nov,10,2021 表 8－ 3不同文化程度組民工對(duì) 性自慰 /手淫的認(rèn)識(shí)程度等級(jí)比較 認(rèn)識(shí)等級(jí) 例 數(shù) 小 學(xué) 初 中 高中或中專(zhuān) 大專(zhuān)及以上 秩次范圍 平均秩次 同意 114 327 268 69 1－ 778 無(wú)所謂 133 522 258 44 779－ 1735 反對(duì) 185 587 340 61 1736－ 2908 合計(jì) 432 1436 866 174 試比較小學(xué)、初中、高中或中專(zhuān)、大專(zhuān)及以上不同文化程度組的平均等級(jí) Nov,10,2021 ⑴ 建立檢驗(yàn)假設(shè) H0 :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 α= ⑵ 編秩求秩和 先計(jì)算各等級(jí)的合計(jì)，再確定各等級(jí)的秩次范圍及平均秩次，如等級(jí)“同意”的合計(jì)為 778，則其秩次范圍為 1－ 778，其平均秩次為（ 1＋ 778） /2＝ ； 計(jì)算分析步驟如下： Nov,10,2021 又如等級(jí) “ 無(wú)所謂 ” 的合計(jì)為 957，則其秩次范圍為 779－（ 778＋ 957），即 779－ 1735，其平均秩次 為 1257。 2 . 9 ( 1 0 )a 0 . 0 6 7 % 6 6 . 8 177。 Nov,10,2021 從本例引伸的問(wèn)題 ? 屬于什么樣的研究？設(shè)計(jì)類(lèi)型是什么？ ? 該試驗(yàn)的三要素具體是什么？ ? 處理因素有幾個(gè)水平？ ? 所獲得的是什么類(lèi)型的資料？ ? 研究目的是什么？ ? 應(yīng)該用什么統(tǒng)計(jì)方法證實(shí)假設(shè)？ Nov,10,2021 第一節(jié) 完全隨機(jī)設(shè)計(jì)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 of variance，ANOVA) ? 是由英國(guó)統(tǒng)計(jì)學(xué)家 . Fisher在２０世紀(jì)初提出 ? 是用于多個(gè)樣本均數(shù)檢驗(yàn)的一種假設(shè)檢驗(yàn)方法 Nov,10,2021 表 81 某受試物不同濃度組高壽命果蠅生存天數(shù) i j Xij 0 . 0 0 0 % 0 . 0 2 2 % 0 . 0 6 7 % 0 . 6 0 0 % 合計(jì) 61 62 63 65 63 63 64 66 64 64 64 66 64 64 65