醫(yī)學(xué)方差分析ppt課件(已改無(wú)錯(cuò)字)
2023-02-19 20:50:36 本頁(yè)面
【正文】 0 . 1 P 0 . 25 。按 0 .1 0? ? 水準(zhǔn)，不拒絕 H 0 ，還不能認(rèn)為 4 個(gè)試驗(yàn)組的 低密度脂蛋白 值不滿足方差齊性。 2 ( 3 0 1 ) ( 0 . 5 1 1 + 0 . 4 0 7 + 0 . 2 4 7 + 0 . 5 5 7 ) 0 . 4 3 14 ( 3 0 1 )cS?????（即 MS 組內(nèi) ，見(jiàn)表 4 5 。） 2 ( ( 30 1 ) 4) l n 0. 43 1 ( 30 1 ) ( 0. 67 1 0. 89 8 1. 39 1 0. 58 5) = 5. 10 11 4 11 ( )3 ( 4 1 ) 30 1 ( 30 1 ) 4? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ????? ? ? ? ?37 二、 Levene 檢驗(yàn) 資料要求：可不具有正態(tài)性 。 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量： F 計(jì)算公式： 21211( ) ( )( 1 ) ( )igiiingi j iijN g n Z ZWg Z Z???????????F 38 （ 1 ）i j i j iZ X X?? （ 2 ）iij ij dZ X M?? idM 為第 i 個(gè)樣本的中位數(shù) ( 1 , 2 , , , 1 , 2 , , )ii g j n?? 。 式中 （ 3 ）i j i j iZ X X ??? iX ? 為第 i 個(gè)樣本截除樣本含量 10% 后的均數(shù)( 1 , 2 , , , 1 , 2 , , )ii g j n?? 。 39 H0：2 2 2 212 g? ? ? ?? ? ? ? H1： 各總體方差不全相等 0 .1 0? ? 計(jì)算統(tǒng)計(jì)量 F 查 F 界值表得 , ( 1 , )g N gF? ?? ，若，則 P 0 . 10 。按0 . 1 0? ? 水準(zhǔn)，不拒絕 H0；反之，若 , ( 1 , )g N gWF ? ??? ，則0 . 1 0P ? 。拒絕 H0，接受 H1。 檢驗(yàn)步驟： 40 平均值之間的多重比較 不拒絕 H0，表示拒絕總體均數(shù)相等的證據(jù)不足 ———— 分析終止。 拒絕 H0，接受 H1, 表示總體均數(shù)不全相等 哪兩兩均數(shù)之間相等？ 哪兩兩均數(shù)之間不等？ ———— 需要進(jìn)一步作多重比較。 41 控制累積 Ⅰ 類(lèi)錯(cuò)誤概率增大的方法 采用 Bonferroni法、 SNK法和Tukey法等方法 42 累積 Ⅰ 類(lèi)錯(cuò)誤的概率為 α’ 當(dāng)有 k個(gè)均數(shù)需作兩兩比較時(shí)，比較的次數(shù)共有c= ＝ k!/(2!(k2)!)=k(k1)/2 設(shè)每次檢驗(yàn)所用 Ⅰ 類(lèi)錯(cuò)誤的概率水準(zhǔn)為 α，累積Ⅰ 類(lèi)錯(cuò)誤的概率為 α’，則在對(duì)同一實(shí)驗(yàn)資料進(jìn)行 c次檢驗(yàn)時(shí)，在樣本彼此獨(dú)立的條件下，根據(jù)概率乘法原理，其累積 Ⅰ 類(lèi)錯(cuò)誤概率 α’與 c有下列關(guān)系： α’＝ 1－ (1－ α)c () 例如，設(shè) α＝ ， c=3(即 k=3)，其累積 Ⅰ 類(lèi)錯(cuò)誤的概率為 α’＝ 1－ ()3 =1()3 = 2k??????43 一、 LSDt檢驗(yàn) （ least significant difference） 適用范圍：一對(duì)或幾對(duì)在專(zhuān)業(yè)上有特殊 意義的樣本均數(shù)間的比較 。 44 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 t的計(jì)算公式為 L SD , ijijXXXXtS????? ? ? 誤差11ijXXijS M Snn????? ????誤差式中 MS MS?誤差 組內(nèi)45 LS D t 檢驗(yàn)公式與兩樣本均數(shù)比較的 t 檢驗(yàn)公式區(qū)別在于兩樣本均數(shù)差值的標(biāo)準(zhǔn)誤ijXXS?和自由度 ν 的計(jì)算上。 注意： 46 在兩樣本均數(shù)比較的 t 檢驗(yàn)公式里是用合并方差2cS 來(lái)計(jì)算ijXXS?， ν = n1+ n2－ 2 ；L S D t 檢驗(yàn)是用方差分析表中的誤差均方誤差MS 來(lái)計(jì)算ijXXS?， ν = ν 誤差 。 47 例 47 對(duì)例 42資料，問(wèn)高血脂患者的降血脂新藥 、 、含量總體均數(shù)有無(wú)差別？ 48 ， 即降血脂新藥 組的低密度脂蛋白含量總體均數(shù)相等 ， 即降血脂新藥 組的低密度脂蛋白含量總體均數(shù)不等 α= 降血脂新藥 ： 0 g 0:H ???1 g 0:H ???49 根 據(jù) 例 4 2 ，2 .4 gX =2. 72 ，0X =3. 43 ，2 . 4 gn =0n=30 ，誤差MS=0. 43 ， ?誤差= 1 16 。按公式（ 4 13 ）和公式（ 4 14 ） ijXXS? =110. 4330 30????????=0. 17 L SD t = ?= － 4. 18 以 ν =1 16 ， t =4. 18 查附表 2 的 t 界值表，得P 0. 001 。按0 . 0 5? ?水準(zhǔn)，拒絕 H0，接受 H1，有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義?？烧J(rèn)為降血脂新藥 2 . 4 g 組的 低密度脂蛋白 含量總體均數(shù)低于安慰劑組。 50 新藥 VS安慰劑組 : LSDt為 VS安慰劑組 : LSDt 為 。 同理 ： 按 水準(zhǔn)，降血脂新藥 、。 ? ?51 二、 Dunt t 檢驗(yàn) 適用條件： g1個(gè)實(shí)驗(yàn)組與一個(gè)對(duì)照組均數(shù)差別的多重比較，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為 t ，亦稱(chēng) t檢驗(yàn)。 52 式中 00iiXXXXtS???0011, iXXiS M Snn?????? ? ?????誤差 誤差計(jì)算公式為 ： iX ， in 為第 i 個(gè)實(shí)驗(yàn)組的樣本均數(shù)和樣本例數(shù)； 0X ， 0n 為對(duì)照組的樣本均數(shù)和樣本例數(shù)。 Dunt 誤差?? ?,53 對(duì)例 1資料，問(wèn)高血脂患者的三個(gè)不同劑量降血脂新藥組與安慰劑組的低密度脂蛋白含量總體均數(shù)是否有差別？ H0： μi=μ0， 即 各實(shí)驗(yàn)組 與 安慰劑組 的低密度 脂蛋白含 量總體均數(shù)相等 H1： μi μ0， 即各實(shí)驗(yàn)組與安慰劑組的低密度 脂蛋白含量總體均數(shù)不等 α= ?54 根據(jù)例 4 2 ， 2 . 4 gX = 2 . 7 2 ， 4 . 8 gX = 2 . 7 0 ，7 .2 gX = 1 . 9 7 ， 0X = 3 . 4 3 ， in =0n = 3 0 ，誤差MS = 0 . 4 3 ，? 誤差 = 1 1 6 。按公式（ 4 15 ）和公式（ 4 16 ） 2. 4 g 1130 30t??????????= － 4. 18 4. 8 g 1130 30t??????????= － 4. 29 7. 2 g 1130 30t??????????= － 8. 59 Dunt Dunt Dunt 1 1 6?誤差?55 以 ν = 1 1 6 、處理組數(shù) 1 4 1 3Tg ? ? ? ? ?查附表 5 的 D u n n e tt t 檢驗(yàn)界值表（雙側(cè)）
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