醫(yī)學(xué)統(tǒng)計-秩和檢驗-資料下載頁
2025-10-10 12:40本頁面
【正文】 2? ? ? ?查2? 界值表 ( 附表 9) ，得 0 . 0 0 5P ? 。按照 0 . 0 5? ? 水準(zhǔn)，拒絕0H ，接受1H ， 差異有統(tǒng)計學(xué)意義， 可認(rèn)為3 種復(fù)方小葉枇杷方劑治療老年慢性支氣管炎的療效有差別。 注 意 ? The KruskalWallis test 等同于用秩次進行單因素方差分析 ?另外 Median test 也可用于多組的比較 隨機區(qū)組設(shè)計的秩和檢驗 M檢驗 (Friedman法 )查表法 1 ．每個區(qū)組的數(shù)據(jù)由小到大分別編秩，相同數(shù) 據(jù)取平均秩次。 2 ．計算各處理組的秩和 Ri。 3 ．平均秩次：kRRi??= b ( k + 1) /2 ，其中 b 為區(qū)組數(shù)， k 為處理組數(shù)。 4 ．計算各組的 M 值： ? ??2)( RRMi 5 ．查 附表 1 3 ，當(dāng) M≥),(, kbM?時， P≤ ? ，即各處理 因素之間的差別有統(tǒng)計學(xué)意義。 ?例 觀察某藥不同劑量對肝功能的影響，將同種屬的 28只大白鼠按窩別、性別、體重配為 7個配伍組，每個區(qū)組的 4只大白鼠隨機分入不同的 4種劑量組，在用藥后一周測定各血清中指標(biāo) DT值的變化，結(jié)果見表 ，問此藥不同劑量對血清中指標(biāo) DT值的影響有無不同？ 例 表 1 2 . 8 用藥后不同劑量血清中指標(biāo) DT 值 編號 劑量 0( 對照 ) 劑量 1 劑量 2 劑量 3 1 63( 2) 190( 4) 138( 3) 54( 1) 2 79( 1) 238( 4) 220( 3) 144( 2) 3 45( 1) 300( 4) 83( 2 ) 92( 3 ) 4 45( 1) 140( 3) 213( 4) 100( 2) 5 51( 2) 175( 4) 150( 3) 36( 1) 6 72( 1) 300( 4) 163( 3) 90( 2) 7 64( 1) 207( 4) 185( 3) 87( 2) iR 9 27 22 12 H 0 ：此藥不同劑量時血清中指標(biāo) DT值的總體分布相同 H 1 ：此藥不同劑量時血清中指標(biāo) DT值的總體分布不全相同 ? = 計算統(tǒng)計量 M值 ( 1) 編秩：先將各配伍組數(shù)據(jù)由小到大統(tǒng)一編秩，遇相同數(shù)值 取平均秩次。再將各處理組的秩次相加，得到各處 理組秩和 R i。 ( 2) 計算 M 值：本例， )14(741222279???????R 由式 ( 1 2 . 1 1 ) ， M = ( 9 – )2+( 27 – )2+( 2 1 – )2 +( 1 3 – )2= 2 1 3 確定 P值，做出推斷結(jié)論 以配伍組數(shù) b= 7 和處理組數(shù) k= 4 查 附表13 ，)4,7(,M =92 ，本例 M = 195 92 ， P 。 按 ? = 水準(zhǔn)拒絕 H0，接受 H1，差別有統(tǒng)計學(xué)意義，故可以認(rèn)為該藥不同劑量對 血清中指標(biāo) DT 值的影響有差異。 分布近似法 ?當(dāng)處理組數(shù) k或配伍組數(shù) b超出附表 13的范圍時， ?=k–1 ? ???? )1(3)1( 12 22 kbRkbk i?成組設(shè)計多個樣本資料的兩 兩比較 作業(yè) (p411~414) ?三、最佳選擇題 ?四、綜合分析題 6 適宜作秩和檢驗的資料 ? 等級資料：若要比較療效，可用秩和檢驗。 ? 偏態(tài)資料：未經(jīng)變量變換或雖經(jīng)變量變換仍未達到正態(tài)或近似正態(tài)。 ? 未知分布類型 ? 方差不齊，且不易變換達到齊性。 ? 數(shù)據(jù)一端或兩端是不確定數(shù)值，例如 “ 50mg”或 “ ” 等。 注意事項 ? 沒有充分利用資料提供的信息，檢驗效率低于參數(shù)檢驗。 ? 犯第二類錯誤的概率 β 比參數(shù)檢驗大，若要使β 相同，非參數(shù)檢驗要比參數(shù)檢驗需要更多的樣本例數(shù)。 故適合參數(shù)檢驗條件的資料 ， 應(yīng)首選參數(shù)檢驗 。 但若參數(shù)檢驗的應(yīng)用條件得不到滿足 ， 則用非參數(shù)檢驗才是準(zhǔn)確的 。
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