【正文】 SSSSS ??SS df k－ 1 b－ 1 (k－ 1) (b1) ? ?? N X22 )(XN－ 1 隨機區(qū)組設計資料方差分析的基本步驟 建立檢驗假設，確定檢驗水準 對于處理間 : H0：多個處理組的總體均數相等，即三種方案的效果相同 H1：多個處理組的總體均數不等或不全相等，即三種方案的效果不全相同。 122112 2 21 1 2 21 1 1()( ) ( ) .. . ( )iingij iijnnnj j ij ij j jS S x xx x x x x x??? ? ???? ? ? ? ? ? ???? ? ?組 內2020/11/29 11 滿足如下關系： 組內組間總 SSSSSS ??? ? ???總 組 間 組 內2020/11/29 12 變異估計量 — 均方 (mean square， MS) 變異程度除與離均差平方和的大小有關外， 還與其 自由度 有關，由于各部分自由 度不相等， 因此各部分離均差平方和不能直接比較，須將 各部分離均差平方和除以相應自由度，其比值 稱為均方差，簡稱 均方 ( m e a n s q u a r e ， MS ) 。 其大小用各組均數與總均數的離均差平方和表示 。 ?優(yōu)點 ：每個區(qū)組內的 k個受試對象有較好的同質性， 組間均衡性也較好 。 (2) 計算檢驗統(tǒng)計量 t )151151(6 8 34 8 )11(6 8 34 8 1)1()1(21221212222112??????????????nnsXXtnnsnsnscc (3) 確定 P值 ， 作出推斷 。 也不能說明專業(yè)上是否有實際意義 ， 要結合專業(yè)知識 。 1） 檢驗水準變化時 ， 可能按 α =， 不拒絕 H0， 按 α =， 拒絕 H0 2） 檢驗水準確定后 ， 隨著樣本含量的增加 ， 結論可能從小 樣本的不拒絕 H0變?yōu)榇髽颖緯r的拒絕 H0 3） 對同一份資料 ， 可能雙側檢驗不拒絕 H0， 單側檢驗拒絕 H0 ?在報告結論時 ， 要列出概率 P 的確切數值或給出 P值的范圍 ，如寫成 P。 ?試驗組：補充某種鈣制劑 ?對照組：傳統(tǒng)膳食 ? 產后 4050天測定骨鈣素的改變值。對其分析又稱兩因素方差分析。 兩組以上比較不能用 t檢驗 2020/11/29 5 例 1510 某研究者將 27只雄性大鼠隨機分成三組，給予不同處理后 3周，測定血清中的 SOD 活性。 2020/11/29 24 一、方差分析的基本思想 按分析目的和設計把全部數據之間的總變異分成兩部分或更多部分，然后借助 F分布做出統(tǒng)計推斷。 若要進一步了解哪兩個組間的總體均數不同，應進行多個樣本均數間的兩兩比較又稱多重比較(multiple parison)。 計量資料： t/u檢驗、方差分析、非參數檢驗 計數資料： χ 2 檢驗、非參數檢驗 假設檢驗時應注意的事項 2020年 11月 29日星期日 54 (三 )結論不能絕對化 由于統(tǒng)計結論具有概率性質 ， 判定的界限是人為規(guī)定的 ， 是相對的 ， 如按檢驗水準?=， 不拒絕 H0， 差別有統(tǒng)計學意義 ， 如此判定的時候可能會冒犯 5%假陽性錯誤的風險 ，所以結論的判斷不能絕對化 。認為差異有統(tǒng)計學意義。 ?＝ 。 ?例 1511 按性別相同、年齡相近、病情相近把 33例某病患者配成 11個區(qū)組，每區(qū)組 3個患者，分別給予 A、 B、 C藥治療。 組內變異用組內各測量值與其所在組的均數的差值的平方和表示 ， 表示隨機誤差的影響 。 212 2 2 21 1 2 211()( ) ( ) ( ) ... ( )inijjgi i i ii