秩和檢驗ppt課件

1、第10章 非參數檢驗,計量資料（正態(tài)、方差齊不滿足時）等級資料實驗效應間的比較,主 要 內 容,參數檢驗和非參數檢驗,兩獨立樣本比較的秩和檢驗,配對資料的符號秩和檢驗,多個樣本比較的秩和檢驗,參數統計和非參數統計,比如，t 檢驗和 F 檢驗 ，都是基于總體分布為正態(tài)分布、總體方差相等的前提下對總體均數進行的檢驗。,參數統計和非參數統計,非參數檢驗,,若總體分布未知或已知總體分布與檢驗所要求的條件不符，數據轉換也不使其滿足參數檢驗

2、的條件，這時需要采用一種不依賴于總體分布的具體形式，與總體參數無關的檢驗方法。這種方法不受總體參數的影響，它檢驗的是分布，不是參數，稱為非參數檢驗（nonparametric test）。,,本章介紹常用的秩轉換（rank transformation）的非參數檢驗，也稱秩和檢驗（rank sum test），該類方法在非參數檢驗中占有重要地位。 秩轉換的非參數檢驗是首先將定量數據從小到大，或等級從弱到強轉換成秩后，再求秩和，計算

3、檢驗統計量—秩統計量，做出統計推斷。,秩轉換的非參數檢驗,非參數檢驗的優(yōu)缺點,優(yōu)點,1.不受總體分布 的限制，適用 范圍廣 2.方法簡單,缺點,非參數檢驗由于損失了部分信息，檢驗效率降低了，即在資料服從正態(tài)分布時，當H0不真的時候，非參數檢驗不如參數檢驗更靈敏地拒絕H0 ,即犯第二類錯誤的可能性更大。,,參數檢驗和非參數檢驗,非參數檢驗適用條件,1.總體分布類型不明 2.總體分布呈明顯偏態(tài)分布，而又無適當的正

4、態(tài)轉換法 3.有些分組數據一端或兩端有不確定的數值 4.總體方差不齊 5.等級資料實驗效應間的比較,配對資料的符號秩和檢驗,例10.1 臨床某醫(yī)生研究白癜風病人的白介素IL-6水平（pg/ml）在白斑部位與正常部位有無差異，調查的資料如下表。,,,,若差值d滿足正態(tài)，則用t檢驗，若不滿足，則用wilcoxon秩和檢驗。,配對秩和檢驗：編秩次,1、按差值的絕對值大小從小到大編秩。2、差值為負的在秩次前面加負號,,,6,

5、3,4,2,1,8,7,5,-,T+=34,T-=2,88.00,-9.13,根據正秩和與負秩和比較，判斷差值的總體中位數是否為0,,,,,,,,,,,0,,,,,,,,,,,,,0,0,,,,,配對秩和檢驗：基本思想,由Frank Wilcoxon(1945)提出的一種檢驗方法,如果H0成立，即兩個總體分布位置相同，配對數值的差值中位數等于0,則理論上正負秩和應該相等，應為總秩和n(n+1)/2的一半，即n(n+1)/4，由于存在抽

6、樣誤差，T應接近于n(n+1)/4,T與n(n+1)/4差得越遠，則越容易拒絕H0 。,步驟,1、求出各對數據的差值,2、檢驗假設,3、編秩次,注意4點：1、按差值的絕對值大小從小到大編秩。2、差值為負的在秩次前面加負號3、差值的絕對值相等，稱為相持，取平均秩4、差值d為0的，不編秩，而且總的對子數也要相應減去差值為0的對子數。,,,6,3,4,2,1,8,7,5,-,T+=34,T-=2,88.00,-9.13,4.求秩和并確

7、定檢驗統計量T （1）T+—正秩和；T-—負秩和的絕對值 （2）T+ + T-=n(n+1)/2（3）檢驗統計量T—絕對值較小的秩和,配對資料的符號秩和檢驗,5.確定P值，判斷結果,（1）查表法（n≤25）：根據n(對子數)，查T界值,n=8，查T界值表T0.05,8=3～33，T=2落在界值外，所以P<0.05，按α=0.05水準，拒絕H0，接受H1，認為白斑部位與正常部位的白介素IL-6有差異。,配對資料的符號秩和檢驗,

8、內大外小,Wilcoxon配對法,（2）正態(tài)近似法（n >25）：作正態(tài)近似檢驗，統計量為u,*校正公式：有相同秩次,某研究者欲研究保健食品對小鼠抗疲勞作用，將同種屬的小鼠按性別和年齡相同、體重相近配成對子，共10對，并將每對中的兩只小鼠隨機分到保健食品兩個不同的劑量組，過一定時期將小鼠殺死，測得其肝糖原含量（mg/100g），結果見表10-1， 問不同劑量組的小鼠肝糖原含量有無差別？,課堂練習,,,10,5,8,1.5,6,3.

9、5,1.5,9,7,3.5,-,-,確定P值，下結論。,n=10,T=6.5.雙側T0.05,10=8~47,P<0.05。按α=0.05水準，拒絕H0，接受H1，認為該保健食品的不同劑量對小鼠肝糖含量的作用不同。,例10.2,24,對28名患有輕度牙周疾病的成年人，指導他們達到良好口腔衛(wèi)生習慣，6個月后，牙周情況好轉程度依高到低給予分數+3，+2，+1；牙周情況變差程度依次給予分數-1，-2，-3；沒有變化給予0分，試對該項指導

10、結果進行評價。,Wilcoxon配對法,例9-2,為了便于理解，假設只有10個人，結果如下,將其寫成寫出計量資料配對的形式。,寫出計量資料配對的形式,假設只有10個人，編制方法如下,Wilcoxon配對法,⒈建立假設 H0：差值總體中位數為0 H1：差值總體中位數不為0； α=0.05,⒉計算統計量,,⒊ 查表與結論 查T界值表，T0.05,23=73～203，T=91，在

11、界值范圍內，P>0.05，按α=0.05水準，不拒絕H0，認為指導后牙周狀況無顯著好轉。,兩樣本比較的秩和檢驗,(Wilcoxon兩樣本比較法),32,例10.3 對無淋巴細胞轉移與有淋巴細胞轉移的胃癌患者，觀察其生存時間，問兩類患者的生存時間是否不同？,例10-3,Wilcoxon兩樣本比較法基本步驟,1．建立假設，確立檢驗水準：H0：兩總體分布位置相同H1：兩總體分布位置不同?=0.05,2.編秩,先將兩組數據由小到大編

12、秩（混合編秩），遇到相同數據取平均秩次。,1,2,4.5,4.5,4.5,4.5,7,8,9,10,11,12.5,12.5,14,15,16,17,18,19,20.5,20.5,22,23,24,T1 =162,T2 =138,兩獨立樣本秩和檢驗的原理,,,,,,,,,,,,,甲組,乙組,,,,,若總體差別不大，則甲乙的平均秩次相差不大，應該在甲乙總樣本量的平均秩次（N+1）/2附近。,T總/10=5.5,T總/10=5.5,,,基

13、本思想：,37,如果 H0 成立，兩樣本來自分布相同的總體，兩樣本的平均秩次應相等或很接近，與總的平均秩次（N+1）/2 相差較小。含量為 n1 樣本的秩和 T1 應在 n1（N+1）/2 的左右變化。若 T 值偏離此值太遠，H0 發(fā)生的可能性就很小。若偏離檢驗水準α所對應的范圍時，P ＜α，拒絕H0 ；否則不拒絕H0。,3.求秩和,計算檢驗統計量T,Wilcoxon兩樣本比較法基本步驟,（1）T為含量較小的樣本秩和 （2）兩樣本含量

14、相同，可任取一個樣本的秩和為T （3）T1+T2=N（N+1）/2 N=n1+n2 n1為較小的樣本含量,本例n1=10，n2=14，故T＝T1 ＝ 162,Wilcoxon兩樣本比較法基本步驟,4.確定P值，判斷結果,（1）查表法（兩樣本比較秩和檢驗用T值表 ） 條件：n1≤10，n2-n1≤10,確定n1、n2- n1 T在上、下界值范圍內，P值大于相應的概率 T值在上、下界值范圍外，P值小于相應的概率

15、T值等于上、下界值，P值等于相應的概率,本例，n1=10，n2- n1=4，雙側檢驗，查表得162在T0.05（4）=91～159之外，P <0.05，按α=0.05水準，拒絕H0 ，接受H1，認為兩類患者的平均生存時間不同。,Wilcoxon兩樣本比較法基本步驟,（2）正態(tài)近似法,n1或n2- n1 大于10 （樣本含量較大），并且無相同秩次條件下,校正公式：相同秩次較多（超過25%）,（2）正態(tài)近似法（n1,n2-n1超出表的

16、范圍時）,ti為第i個相同秩次（絕對值）的個數 如，3.5，3.5，6，6，6 Σ（t3i-ti）=（23-2）+（33-3）=30,Wilcoxon兩樣本比較法基本步驟,例 9.4,42,44 例健康人與24例慢性氣管炎病人痰液嗜酸性粒細胞數的測量值（×106/L）如表9-5，問健康人與慢性氣管炎病人痰液嗜酸性粒細胞數有無差別？,表9-5-1 兩組人痰液嗜酸性粒細胞數,43,表9-5-1

17、兩組人痰液嗜酸性粒細胞數,44,為便于理解，假設兩組分別為10人和8人，把它寫成計量資料秩和檢驗的形式。,為便于理解，假設兩組各為10人和8人，把它寫成計量資料秩和檢驗的形式。,等級資料的兩樣本比較,求秩和及確定T值：分別以平均秩次乘以各樣本的每等級人數，然后將不同等級的秩和相加，即得樣本秩和。,表10-5-1 兩組人痰液嗜酸性粒細胞數,47,等級資料的兩樣本比較,例10-4,求秩和及確定T值：分別以平均秩次乘以小樣本的每等級人

18、數，然后將不同等級的秩和相加，即得樣本秩和。本例n1＝24，n2＝44，T＝T1=560.5,（3）計算,Z0.05/2=1.96，z> Z0.05/2, P<0.05,按α=0.05水準，拒絕H0，接受H1，認為總體分布位置不同，即健康人與氣管炎病人的痰液嗜酸性粒細胞數有差別。,3.確定P值，判斷結果,等級資料的兩樣本比較,多個樣本比較的秩和檢驗,Kruskal-Wallis H檢驗,,例 10.5 研究白血病時，測定四組

19、鼠脾DNA的含量，結果列于下表，試分析各類鼠脾DNA含量有無差別？,例10-5,T1 =216,T2 =134,T3=123.5,T4 =54.5,,,,,10,H檢驗,基本步驟,1.建立假設，確立檢驗水準,2.編秩 將各樣本數據統一從小到大排列并編秩(混合編秩)，如果遇到相同數據，取平均秩次。,H0：各組對應的總體分布位置相同 H1：各組對應的總體分布位置不相同或不全相同 α=0.05,H檢驗,3.求秩和 各樣本分別求秩和

20、Ti i=1,2,3 ΣTi=N（N+1）/2 N=Σni,4.計算檢驗統計量,1）,2）有較多的相同秩次，用校正公式,5.確定P值，作出推斷結論,55,1)查表法確定P值：三組，ni≤5,查 H 界值表P209. H ≥ H0.05 , P ≤ 0.05 H ＜ H0.05 , P ＞ 0.05 2) 按χ2分布確定P值：三組以上或ni＞5,H 值近似 χ2分布，自由度ν=組數-1.,1.建立

21、假設，確立檢驗水準 H0：四組鼠脾DNA含量的總體分布相同 H1：四組鼠脾DNA含量的總體分布位置不相同或不全相同 α=0.05 2.編秩 3.求秩和 4.計算統計量：,H檢驗例題,5.確定P值，判斷結果現k=4，ν=k-1=4-1=3查界值表 ?20.005(3）= 12.84， ?2>?20.005(3） ，Ｐ<0.005，按α＝0.05水準，拒絕 H0，接受H1，故可認為四組DNA含量不全相同。,H

22、檢驗例題,例 10.6,58,表9-7前4列是霍亂菌苗不同途徑免疫21天后血清抗體滴度水平測定結果，問各組間的血清抗體滴度水平之間差異是否有統計學意義？,例9-6,H檢驗例題,1.建立假設，確立檢驗水準 H0：三組血清抗體滴度水平的總體分布相同。H1：三組血清抗體滴度水平的總體分布不相同或不全相同 α=0.052.編秩 （1）求各組段合計數，確定秩次范圍 （2）平均秩次：同一組段的觀察值，取平均秩次,3.求秩和 各

23、組的秩和=各組的頻數與平均秩次乘積之和,4.計算檢驗統計量 應用校正公式,H檢驗例題,5.確定P值，判斷結果 現k=3，ν=k-1=3-1=2， 查界值表?20.01(2)=9.21， ?2>?20.01(2)；Ｐ<0.01，按α＝0.05水準，拒絕H0，接受H1， 故可認為三組血清抗體滴度水平的差別有統計學意義。,H檢驗例題,小 結,1.非參數檢驗在檢驗假設中不對總體分布的參數作明確斷定，也不涉及樣本取自