中南大學(xué)醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)5年制預(yù)防醫(yī)學(xué)用第8-16章

1、第八章 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì),,,設(shè)計(jì) 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì) 調(diào)查設(shè)計(jì) 專業(yè)設(shè)計(jì) 統(tǒng)計(jì)設(shè)計(jì) 專業(yè)設(shè)計(jì) 統(tǒng)計(jì)設(shè)計(jì),,,,,,,實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本要素,實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)三要素： 受試對象(object)處理因素(treatment)實(shí)驗(yàn)效應(yīng)(experimental effect),實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本要素,受試對象 受試對象或稱研究對象是處理因素作用的客體，是根據(jù)研究目的

2、確定的研究總體。 研究目的不同, 醫(yī)學(xué)研究的對象可以是人、動物和植物，也可以是某個器官、細(xì)胞和血清等生物材料。,實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本要素,按試驗(yàn)對象，實(shí)驗(yàn)可以分為三類：動物實(shí)驗(yàn)(animal experiment), 其受試對象為動物；臨床試驗(yàn)(clinical trial), 其受試對象通常為患者；現(xiàn)場試驗(yàn)(field trial), 其受試對象通常為正常人群。,實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本要素,受試對象作嚴(yán)格的規(guī)定，以保證其同質(zhì)性(h

3、omogeneity)和代表性 同質(zhì)性：動物的種類、品系、年齡、性別、體重、窩別和營養(yǎng)狀況等。人群的性別、年齡、民族、職業(yè)、文化程度和經(jīng)濟(jì)狀況、病情和病程等。 代表性：隨機(jī)抽樣,實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本要素,受試對象應(yīng)滿足兩個基本條件：一是對處理因素敏感；二是反應(yīng)必須穩(wěn)定。 選擇受試對象應(yīng)明確其納入標(biāo)準(zhǔn)(inclusion criteria)和排除標(biāo)準(zhǔn)(exclusion criteria)。,實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本要素,處理因素

4、處理因素或受試因素：根據(jù)研究目確定的欲施加或欲觀察的、并能引起受試對象直接或間接效應(yīng)的因素，簡稱處理或因素(factor)。是根據(jù)研究目的確定的主要因素，處理因素在整個實(shí)驗(yàn)中應(yīng)始終要保持不變 非處理因素：與處理因素可能同時存在的能使受試對象產(chǎn)生效應(yīng)的非研究因素。非處理因素干擾效應(yīng)與所研究因素間關(guān)系的觀察與分析，常常又稱混雜因素(confounder)。,實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本要素,處理因素種類：生物性、化學(xué)性、物理性處理因素水平：每個因

5、素在數(shù)量上或強(qiáng)度上可有不同。 單因素單水平：研究某藥物對原發(fā)性高血壓患者的降壓作用； 單因素多水平：研究某藥不同劑量的降血糖作用； 多因素單水平：比較不同藥物或不同療法對某病的治療效果； 多因素多水平：臨床上探索某腫瘤的聯(lián)合化療方案等。,實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本要素,實(shí)驗(yàn)效應(yīng) 實(shí)驗(yàn)效應(yīng)是處理因素作用于受試對象的反應(yīng)(response)和結(jié)局(outcome)，它通過觀察指標(biāo)(統(tǒng)計(jì)學(xué)常將指標(biāo)稱為變量)來體

6、現(xiàn)。 觀察指標(biāo)應(yīng)具有客觀性、精確性、特異性和靈敏性。,實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本要素,客觀性：客觀指標(biāo)則是借助測量儀器和檢驗(yàn)等手段來反映的觀察結(jié)果，客觀指標(biāo)具有較好的真實(shí)性和可靠性。 主觀指標(biāo)是受試對象的主觀感覺、記憶、陳述或?qū)嶒?yàn)者的主觀判斷結(jié)果；而。主觀指標(biāo)具有隨意性和偶然性。,實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本要素,精確性：包括準(zhǔn)確度(accuracy)和精密度(precision)兩層含義。 準(zhǔn)確度指觀察值與真值的接近程度，主要

7、受系統(tǒng)誤差的影響； 精密度指重復(fù)觀察時，觀察值與其均數(shù)的接近程度，其差值屬于隨機(jī)誤差。,實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本要素,特異性和靈敏性：某指標(biāo)的特異度(specificity)反映其鑒別真陰性的能力，靈敏度（sensitivity）則反映其檢出真陽性的能力。特異度高的指標(biāo)不易受混雜因素的干擾；靈敏度高的指標(biāo)能將處理因素的效應(yīng)更好地顯示出來。,實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本要素,4)指標(biāo)的盲法觀察： 為消除或最大限度地減少主觀偏性，在設(shè)計(jì)時常采用盲法(b

8、lind method)。 單盲法(single blind method)：受試對象不知道自己分在哪一組； 雙盲法(double blind method)：受試對象和實(shí)驗(yàn)執(zhí)行者均不知道受試對象分在哪一組 三盲法(triple blind method)：受試對象、實(shí)驗(yàn)執(zhí)行者和統(tǒng)計(jì)分析人員三者均不知道受試對象分在哪一組,實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本原則,實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本原則對照(control)隨機(jī)化(rand

9、omization)重復(fù)(replication),實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本原則,對照原則目的： 顯露處理因素的效應(yīng)； 控制混雜因素和偏倚； 判斷不良反應(yīng)。,實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本原則,對照的形式：(1)安慰劑對照(placebo control)(2)空白對照(blank control) (3)實(shí)驗(yàn)對照(experimental control) (4)自身對照(self control) (5)標(biāo)準(zhǔn)對照(sta

10、ndard control),實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本原則,隨機(jī)化原則 隨機(jī)化是使每個受試對象都有同等的機(jī)會被抽取或分到不同的實(shí)驗(yàn)組和對照組。隨機(jī)化形式(1)抽樣的隨機(jī) (2)分組的隨機(jī)(3)實(shí)驗(yàn)順序的隨機(jī),實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本原則,完全隨機(jī)化(1)編號 將n個受試對象編號，動物可按體重大小，患者可按就診順序。(2)取隨機(jī)數(shù) 可從隨機(jī)數(shù)字表或計(jì)算器或計(jì)算機(jī)獲得。每個受試對象獲得的隨機(jī)數(shù)可是一位數(shù)，也可是兩位數(shù)或三位數(shù)，一般要求

11、與n的位數(shù)相同。 (3)確定組別 根據(jù)受試對象獲得的隨機(jī)數(shù)決定受試對象在哪一組。分兩組可按隨機(jī)數(shù)的奇偶；分k組可按隨機(jī)數(shù)除以k后的余數(shù)進(jìn)行分組。,實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本原則,例8-1 試將同性別、體重相近的30只動物分到A、B、C三組。 先將動物按體重編號，再從本書后面所附隨機(jī)數(shù)字表中任一行如第16行最左開始連續(xù)取30個兩位數(shù)字。最后將這30個兩位數(shù)字分別除以3，余數(shù)0、1、2分別對應(yīng)于A、B、C三組,實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本原則,分層隨

12、機(jī)化分層隨機(jī)化步驟：(1)編號排序 將每層的受試對象編號排序，如體重從輕到重，時間由前至后等。(2)取隨機(jī)數(shù) 從隨機(jī)數(shù)字表或計(jì)算器或計(jì)算機(jī)獲得。每個受試對象可取兩位數(shù)。 (3)確定組別 根據(jù)每層受試對象獲得的隨機(jī)數(shù)的大小順序決定受試對象在哪一組。對每個處理也可規(guī)定順序，如處理A, B, C, …分別對應(yīng)于序號1, 2, 3, …。,實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本原則,重復(fù)原則 重復(fù)是指在相同實(shí)驗(yàn)條件下進(jìn)行多次研究或多次觀察。

13、重復(fù)的情形： (1)整個實(shí)驗(yàn)的重復(fù)（2）用多個受試對象進(jìn)行重復(fù) 有足夠的樣本含量(sample size)，（3）同一受試對象的重復(fù)觀察 重復(fù)最主要的作用是估計(jì)實(shí)驗(yàn)誤差。,常用的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)方案,方案:完全隨機(jī)設(shè)計(jì)配對設(shè)計(jì)隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)交叉設(shè)計(jì)析因設(shè)計(jì),常用的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)方案,完全隨機(jī)設(shè)計(jì) 1、設(shè)計(jì)模式：,目標(biāo)人群,隨機(jī)抽樣,研究對象,,,試驗(yàn)組,對照組,,,,隨機(jī)分配,,陽性,陰性,陽性,陰性,,,,,常用的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)方

14、案,交叉設(shè)計(jì)設(shè)計(jì)模式： 陽性 陽性 甲組（方案A） 洗 方案B對象 陰性 脫 陰性 陽性 期 陽性 乙組（方案B） 方案A 陰性 陰性,,,,,,,,,,,,,,,常用的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

15、方案,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)例4-3 如何按隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，分配5個區(qū)組的15只小白鼠接受甲、乙、丙三種抗癌藥物？ 方法為先將小白鼠的體重從輕到重編號，體重相近的3只小白鼠配成一個區(qū)組，見表4-6。在隨機(jī)數(shù)字表（附表15）中任選一行一列開始的2位數(shù)作為1個隨機(jī)數(shù)，如從第8行第3列開始紀(jì)錄，見表4-6；在每個區(qū)組內(nèi)將隨機(jī)數(shù)按大小排序；各區(qū)組中內(nèi)序號為1 的接受甲藥、序號為2的接受乙藥、序號為3的接受丙藥，,常用的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)方案

16、,常用的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)方案,,常用的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)方案,樣本含量的估計(jì),影響樣本含量估計(jì)的因素 1. 第一類錯誤概率的大小?。?越小所需樣本含量愈多， 2. 檢驗(yàn)功效(1??)或第二類錯誤概率的大小? 檢驗(yàn)功效愈大，第二類錯誤的概率愈小，所需樣本含量愈多。 3. 容許誤差 容許誤差愈大，所需樣本含量愈小。 4. 總體標(biāo)準(zhǔn)差?或總體概率? ?反映資料的變異度。?愈大，所需樣本含量自然愈多?？傮w概率?越近于0.50，則所需樣本

17、含量愈多。,樣本含量的估計(jì),樣本含量估計(jì)的方法 樣本含量的估計(jì)方法： 查表法：查有關(guān)樣本含量表， 計(jì)算法：根據(jù)假設(shè)檢驗(yàn)的公式反推。,樣本含量的估計(jì),(1)單樣本均數(shù)檢驗(yàn)或均數(shù)的配對檢驗(yàn),,樣本含量的估計(jì),(2)兩樣本均數(shù)檢驗(yàn),,樣本含量的估計(jì),(3)單樣本頻率檢驗(yàn),,臨床試驗(yàn)設(shè)計(jì),規(guī)范性文件 《中華人民共和國藥品管理法》《新藥審批辦法》《藥品臨床試驗(yàn)管理規(guī)范》(Good Clinical Practice, G

18、CP)《化學(xué)藥品和生物制品臨床試驗(yàn)的生物統(tǒng)計(jì)學(xué)指導(dǎo)原則》,臨床試驗(yàn)設(shè)計(jì),臨床試驗(yàn)的分期 I期臨床試驗(yàn)為新藥研究的起始期，往往在數(shù)名志愿者身上進(jìn)行，必要時可包括病人。初步的臨床藥理學(xué)及人體安全性評價 Ⅱ期臨床試驗(yàn)為新藥臨床評價最為重要的一期。盲法的隨機(jī)對照試驗(yàn)(RCT)，對新藥的有效性和安全性作出初步評價，推薦臨床給藥劑量。 Ⅲ期臨床試驗(yàn)為擴(kuò)大的多中心臨床試驗(yàn)，進(jìn)一步評價藥物的有效性、安全性。 Ⅳ期臨床試驗(yàn)為藥品上市后的監(jiān)測,

19、臨床試驗(yàn)設(shè)計(jì),應(yīng)用： 治療效果評價（藥物、放射、基因等） 預(yù)防措施效果評價 病因?qū)W因果效應(yīng)研究,臨床試驗(yàn)設(shè)計(jì),特殊問題： 1、研究對象的選擇： 臨床試驗(yàn)的研究對象必須是臨床已確定診斷的“典型”病人。最好能從病例總體中隨機(jī)抽取研究對象，以確保樣本的代表性。否則其結(jié)果不能推理到病人總體。病人的一些特征如病情的嚴(yán)重程度、性別、年齡等均會對療效產(chǎn)生影響。,臨床試驗(yàn),2、診斷標(biāo)準(zhǔn) 有2層意思：一是病

20、例的診斷標(biāo)準(zhǔn)，應(yīng)為確診的、統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)；二是入選試驗(yàn)的病人對象的標(biāo)準(zhǔn)，可限制一些條件，但必須嚴(yán)格執(zhí)行。標(biāo)準(zhǔn)不清楚，容易產(chǎn)生錯誤分類誤差，因而影響療效的評價。,臨床試驗(yàn)設(shè)計(jì),臨床試驗(yàn),3、樣本大小的估計(jì) 在進(jìn)行臨床試驗(yàn)時要注意有適宜的樣本數(shù)，樣本過少，回減低研究效率，得不出研究結(jié)果；樣本過大則導(dǎo)致不必要的浪費(fèi)，更會影響研究的質(zhì)量。治療方案的有效率、顯著性水平和把握度對樣本的大小有影響。 估計(jì)的方法有公式法和查表法。,

21、臨床試驗(yàn)設(shè)計(jì),臨床試驗(yàn),3、設(shè)立對照組 ■目的：▲消除疾病自愈傾向的影響 　▲確定治療的副作用和不良反應(yīng)。 ■方法：▲隨機(jī)同期對照，在同一病人群體中設(shè)立對照組和試驗(yàn)組 ▲自身對照，病人治療前后自身的比較 ▲配對設(shè)計(jì)對照，按一定的特征、條件（如同年齡組、同性別、病情嚴(yán)重程度相同等）將病人配成對子，對子之一給予處理措施，另一不給該措施,臨床試驗(yàn)設(shè)計(jì),臨床試驗(yàn),4、隨機(jī)分組 其目的是確保兩組在某些

22、特征上的可比性。隨機(jī)的方法可用簡單隨機(jī)法（隨機(jī)數(shù)字表）和區(qū)組隨機(jī)法。5、盲法的應(yīng)用 即讓某些人不知道研究的分組情況及每組所采取的措施的方法。目的是避免試驗(yàn)者和受試者的偏倚和主觀偏見。盲法的具體方式有：,臨床試驗(yàn)設(shè)計(jì),臨床試驗(yàn),●單盲：即研究者和研究對象有一方不知道研究的分組情況。 ●雙盲：即研究者和研究對象均不知道每個研究對象的分組情況。 ●三盲：即研究者和研究對象以及資料分析人員均不知道研究的分組情況。 ●公開試驗(yàn)：

23、即研究者研究對象均知道研究的分組情況。有些研究一定要用公開試驗(yàn)，如手術(shù)療效的考核。,臨床試驗(yàn)設(shè)計(jì),臨床試驗(yàn),6、安慰劑的使用 是一種在外觀形狀（如大小、氣味、顏色等）與試驗(yàn)組所用制劑相似的制劑，或缺乏特異有效成分（稱為消極安慰劑），或?yàn)槟壳肮J(rèn)有效的常用的制劑（稱為積極安慰劑）。目的是消除受試者的主觀偏見。,臨床試驗(yàn)設(shè)計(jì),臨床試驗(yàn)設(shè)計(jì),數(shù)據(jù)管理★臨床研究者正確填寫CRF；★監(jiān)察員核實(shí)CRF的真實(shí)性；★數(shù)據(jù)管理員雙份獨(dú)立錄入數(shù)據(jù)；

24、★統(tǒng)計(jì)人員對數(shù)據(jù)進(jìn)行邏輯檢查?！飻?shù)據(jù)庫鎖定與保存,統(tǒng)計(jì)分析數(shù)據(jù)集1)全分析集(full analysis set) 是根據(jù)意向性分析(intention-to-treat,ITT)的原則,分析所有經(jīng)過隨機(jī)化分組的受試者.2)符合方案集(PP):是全分析集的一個子集. 對主要變量的分析要采用ITT數(shù)據(jù)集和PP數(shù)據(jù)集.3)安全性評價數(shù)據(jù)集(safety set):經(jīng)過隨機(jī)化后至少接受一次治療的受試者.,臨床試驗(yàn)設(shè)計(jì),統(tǒng)計(jì)分

25、析1）統(tǒng)計(jì)分析計(jì)劃：包括數(shù)據(jù)集的選擇、統(tǒng)計(jì)方法與模型的選擇、統(tǒng)計(jì)結(jié)果的表達(dá)等。2）盲態(tài)審核與數(shù)據(jù)鎖定： 盲態(tài)審核（在第一次揭盲前）：統(tǒng)計(jì)分析計(jì)劃的修改與確認(rèn)、研究方案的確認(rèn)、全部數(shù)據(jù)的確認(rèn)（脫落病例、主要療效、安全性數(shù)據(jù)）。盲態(tài)審核后鎖定數(shù)據(jù)。,臨床試驗(yàn)設(shè)計(jì),3）統(tǒng)計(jì)分析實(shí)施與揭盲鎖定數(shù)據(jù)后進(jìn)行第一次揭盲，以便寫出統(tǒng)計(jì)分析報(bào)告；第二次揭盲，以便寫出試驗(yàn)的總報(bào)告和分中心報(bào)告。4)對基線的校正：減分值、減分率、新減分率5)對協(xié)

26、變量的校正:協(xié)方差分析（連續(xù)變量）、CMH法（分類變量）、多因素分析法（多個變量）,臨床試驗(yàn)設(shè)計(jì),第九章 方差分析,講授內(nèi)容 方差分析的基本思想及應(yīng)用條件 完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析 隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析 重復(fù)測量資料的方差分析多個樣本均數(shù)間的多重比較,基本思想及應(yīng)用條件,1、基本思想：根據(jù)資料設(shè)計(jì)的類型及研究目的，可將總變異分解為兩個或多個部分，每個部分的變異可由某因素的作用來解釋

27、。通過比較可能由某因素所至的變異與隨機(jī)誤差，即可了解該因素對測定結(jié)果有無影響。,2、應(yīng)用條件：1）各樣本是相互獨(dú)立的隨機(jī)樣本2）各樣本來自正態(tài)總體3）各處理組總體方差相等，即方差齊,基本思想及應(yīng)用條件,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,一、完全隨機(jī)設(shè)計(jì)完全隨機(jī)設(shè)計(jì)：(completely random design)是采用完全隨機(jī)化的分組方法，將全部試驗(yàn)對象分配到g個處理組（水平組），各組分別接受不同的處理，試驗(yàn)結(jié)束后比較各組均數(shù)之間

28、的差別有無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，推論處理因素的效應(yīng)。,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,例1 某醫(yī)生為研究一種四類降糖新藥的療效，以統(tǒng)一的納入標(biāo)準(zhǔn)和排除標(biāo)準(zhǔn)選擇了60名2型糖尿病患者，按完全隨機(jī)設(shè)計(jì)方案將患者分為三組進(jìn)行雙盲臨床試驗(yàn)。其中，降糖新藥高劑量組21人、低劑量組19人、對照組20人。對照組服用公認(rèn)的降糖藥物，治療4周后測得其餐后2小時血糖的下降值(mmol/L)，結(jié)果如表9-1所示。問治療4周后，餐后2小時血糖下降值的三組總體平均水平是否不同

29、？,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,分組方法：先將60名糖尿病患者從1開始到60編號；從隨機(jī)數(shù)字表（附表15）中的任一行任一列開始，依次讀取三位數(shù)作為一個隨機(jī)數(shù)錄于編號下；然后將全部隨機(jī)數(shù)從小到大編序號(數(shù)據(jù)相同的按先后順序編序號)，將每個隨機(jī)數(shù)對應(yīng)的序號記錄；規(guī)定序號1-21為甲組，序號22-40為乙組，序號41-60為丙組。,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,二、變異分類與表達(dá),完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料在進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析時，需

30、根據(jù)數(shù)據(jù)的分布特征選擇方法，對于正態(tài)分布且方差齊同的資料，常采用完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的單因素方差分析(one-way ANOVA)或成組資料的t檢驗(yàn)（g=2）；對于非正態(tài)分布或方差不齊的資料，可進(jìn)行數(shù)據(jù)變換或采用Wilcoxon秩和檢驗(yàn)。,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,記總均數(shù)為 ，各處理組均數(shù)為 ，總例數(shù)為N＝nl

31、+n2+…+ng， g為處理組數(shù)。,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,1. 總變異 60名2型糖尿病患者的餐后2小時血糖Xij大小各不相同，與它們的總均數(shù)(overall mean)也不相同，這種變異稱為總變異(total variation)。該變異既包含了隨機(jī)誤差(即2型糖尿病患者的個體差異和測量誤差)，又包含了三組用藥即處理的不同，其大小用所有數(shù)據(jù)(N=60)的方差即均方MS(mean square

32、)來表示。,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,1．總變異 全部測量值大小不同，這種變異稱為總變異?？傋儺惖拇笮】梢杂秒x均差平方和(sum of squares of deviations from mean，SS)表示，即各測量值Xij與總均數(shù)差值的平方和，記為SS總。總變異SS總反映了所有測量值之間總的變異程度,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)

33、資料的方差分析,2．組內(nèi)變異 在同一處理組中，雖然每個受試對象接受的處理相同，但測量值仍各不相同，各組內(nèi)2型糖尿病患者的餐后2小時血糖Xij大小各不相同，與本組的樣本均數(shù)也不相同，這種變異稱為組內(nèi)變異（誤差）。組內(nèi)變異可用組內(nèi)各測量值Xij與其所在組的均數(shù)的差值的平方和表示，記為SS組內(nèi), 表示隨機(jī)誤差(含個體差異和測量誤差)的影響。又稱誤差變異,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全

34、隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,3．組間變異 各處理組由于接受處理的水平不同，各組的樣本均數(shù) (i＝1，2，…，g)也大小不等，三組2型糖尿病患者餐后2小時血糖的樣本均數(shù)各不相同，它與總均數(shù)也不相同，這種變異稱為組間變異。其大小可用各組均數(shù)與總均數(shù)的離均差平方和表示，記為SS組間，它反映了三組用藥不同的影響(如處理確實(shí)有作用)，同時也包括了隨機(jī)誤差,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)

35、設(shè)計(jì)資料的方差分析,各組均數(shù)之間相差越懸殊，它們與總均數(shù)的差值越大，SS組間就越大,反之SS組間越小。SS組間反映了各間的變異程度。存在組間變異的原因有：①隨機(jī)誤差(包括個體變異和測量誤差)②處理的不同水平可能對試驗(yàn)結(jié)果的影響。,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,基本思想：,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,變異程度除與離均差平方和的大小有關(guān)外，還與其自由度有關(guān)，將各部分離均差平方和除以

36、相應(yīng)自由度，其比值稱為均方差，簡稱均方(mean square，MS)。,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,如果各組樣本的總體均數(shù)相等（H0：…），即各處理組的樣本來自相同總體，無處理因素的作用（處理效應(yīng)），則組間變異同組內(nèi)變異一樣，只反映隨機(jī)誤差作用的大小。組間均方與組內(nèi)均方的比值稱為F統(tǒng)計(jì)量,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,F值（F

37、isher）接近于l，就沒有理由拒絕H0；反之，F(xiàn)值越大，拒絕H0的理由越充分。數(shù)理統(tǒng)計(jì)的理論證明，當(dāng)H0成立時，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量服從F分布。F分布有兩個自由度， 分子自由度為?1，分母自由度為?2，記為F~ 。,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,通過上述變異的分解，可以看出，方差分析的基本思想就是根據(jù)試驗(yàn)設(shè)計(jì)的類型，將全部測量值總的離均差平方和及其自由

38、度分解為兩個或多個部分，除隨機(jī)誤差作用外，每個部分的變異可由某個因素的作用(或某幾個因素的交互作用)加以解釋，如組間變異SS組間可由處理因素的作用加以解釋。通過比較不同變異來源的均方，借助F分布做出統(tǒng)計(jì)推斷，從而推論各種研究因素對試驗(yàn)結(jié)果有無影響。,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,應(yīng)用條件：1）各樣本是相互獨(dú)立的隨機(jī)樣本2）各樣本來自正態(tài)總體3）各處理組總體方差相等，即方差齊,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完

39、全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,分析步驟 (1)建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) H0：三個總體均數(shù)全相等，即μ1=μ2=μ3 H1：三個總體均數(shù)不全相等，亦即至少有兩個總體均數(shù)不等。 即μ1≠μ2≠μ3或μ1=μ2≠μ3或μ1=μ3≠μ2或μ2=μ3≠μ1 α=0.05,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,(2)計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 可根據(jù)下表的公式和前面

40、表9-1下半部分?jǐn)?shù)據(jù)來計(jì)算。也可用統(tǒng)計(jì)軟件包如SAS或SPSS等進(jìn)行計(jì)算，直接獲得表9-4的方差分析表。,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,本例的資料是按完全隨機(jī)設(shè)計(jì)方法獲得的試驗(yàn)結(jié)果, 可將總變異分解成組間變異和組內(nèi)變異, 并列方差分析表.,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,按表中的公式計(jì)算各離均差平方和SS、自由度、均方MS和F值。,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,(3)確定P值，作出推斷結(jié)論

41、 以求F值時分子的自由度ν1=ν組間、分母的自由度ν2=ν組內(nèi)查附表3的F界值表得P值。若F≥Fα(ν1, ν2)，則P≤α，按α水準(zhǔn)，拒絕H0，接受H1，有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。本例：ν1=3?1=2，ν2=60?3=57。因附表3中ν2無57，故取最接近者ν2=60,得P<0.01。按α=0.05水準(zhǔn)，拒絕H0，接受H1，有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義?？梢哉J(rèn)為2型糖尿病患者經(jīng)藥物(新藥和標(biāo)準(zhǔn)藥物)治療4周，其餐后2小時血糖的總體平均水平不全相

42、同，即三個總體均數(shù)中至少有兩個不同。,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,注意：方差分析的結(jié)果若拒絕H0，接受H1，不能說明各組總體均數(shù)兩兩間都有差別。如果要分析哪些兩組間有差別，要進(jìn)行多個均數(shù)間的多重比較（見本章第六節(jié)）。當(dāng)g=2時，方差分析的結(jié)果與兩樣本均數(shù)比較的t 檢驗(yàn)等價，有 。,完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)(randomized bl

43、ock design)又稱為配伍組設(shè)計(jì)，是配對設(shè)計(jì)的擴(kuò)展。具體做法是：先按影響試驗(yàn)結(jié)果的非處理因素（如性別、體重、年齡、職業(yè)、病情、病程等）將受試對象配成區(qū)組(block)，再分別將各區(qū)組內(nèi)的受試對象隨機(jī)分配到各處理或?qū)φ战M。,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,與完全隨機(jī)設(shè)計(jì)相比，隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的特點(diǎn)是隨機(jī)分配的次數(shù)要重復(fù)多次，每次隨機(jī)分配都對同一個區(qū)組內(nèi)的受試對象進(jìn)行，且各個處理組受試對象數(shù)量相同，區(qū)組內(nèi)均衡。在進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析時，將區(qū)組變異離均

44、差平方和從完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的組內(nèi)離均差平和中分離出來，從而減小組內(nèi)平方和（誤差平方和），提高了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)效率。若將區(qū)組作為另一處理因素的不同水平，隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)等同于無重復(fù)觀察的兩因素設(shè)計(jì)。,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,例9-2 為探索丹參對肢體缺血再灌注損傷的影響，將30只純種新西蘭實(shí)驗(yàn)用大白兔，按窩別相同、體重相近劃分為10個區(qū)組。每個區(qū)組3只大白兔隨機(jī)采用A、B、C三種處理方案，即在松止血帶前分別給予丹參2m

45、l/kg、丹參1ml/kg、生理鹽水2ml/kg，在松止血帶前及松后1小時分別測定血中白蛋白含量(g/L)，算出白蛋白減少量如下表9-6所示，問A、B兩方案分別與C方案的處理效果是否不同？,,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,方法:先將小白鼠的體重從輕到重編號，體重相近的3只小白鼠配成一個區(qū)組，共10個區(qū)組。在隨機(jī)數(shù)字表（附表15）中任選一行一列開始的2位數(shù)作為1個隨機(jī)數(shù)；在每個區(qū)組內(nèi)將隨機(jī)數(shù)按大小排序；各區(qū)組中內(nèi)序號為1 的接受A方案、序號

46、為2的接受B方案、序號為3的接受C方案.,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,符合隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的資料在進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析時也需根據(jù)數(shù)據(jù)的分布特征選擇方法，對于正態(tài)分布且方差齊同的資料，應(yīng)采用兩因素方差分析(two-way ANOVA)或配對t檢驗(yàn)（g=2）。當(dāng)不滿足方差分析和t檢驗(yàn)條件時，可對數(shù)據(jù)進(jìn)行變換或采用隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的Friedman M檢驗(yàn)。,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,變異分解

47、 為說明隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)方差分析的變異分解和計(jì)算分析過程，將按隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的試驗(yàn)結(jié)果用符號表示整理成表。將第j (j＝1，2，…，n)區(qū)組的受試對象隨機(jī)分配接受處理因素第i(i＝1，2，…，g)水平的處理，試驗(yàn)結(jié)果用Xij表示，整理成表4-7形式。,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,(1) 總變異SS總：反映所有觀察值之間的變異，計(jì)算見公式（4-

48、1）。(2) 處理間變異：由處理因素的不同水平作用和隨機(jī)誤差產(chǎn)生的變異，記為SS處理，計(jì)算見公式（4-2）。（3) 區(qū)組間變異：由不同區(qū)組作用和隨機(jī)誤差產(chǎn)生的變異，記為SS區(qū)組，計(jì)算公式為,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,(4) 誤差變異：完全由隨機(jī)誤差產(chǎn)生的變異，記為SS誤差。,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,分析步驟 (1)

49、建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)對于處理組，H0：三個總體均數(shù)全相等，即A、B、C三種方案的效果相同H1：三個總體均數(shù)不全相等，即A、B、C三種方案的效果不全相同對于區(qū)組，H0：十個總體均數(shù)全相等H1：十個總體均數(shù)不全相等均取α=0.05,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,(2)計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,按 水準(zhǔn)，?1=2、

50、 ?2=18查附表3的F界值表，得F0.05(2，18)=3.55， F0.01(9，18)= 3.60，F(xiàn)＝32.64＞F0.01(2，18)，P＜0.01。按a水準(zhǔn)，拒絕H0，認(rèn)為三種方案的處理效果不全相等，還不能認(rèn)為十個區(qū)組的總體均數(shù)不全相同。,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,注意：方差分析的結(jié)果拒絕H0，接受H1，不能說明各組總體均數(shù)間兩兩都有差別。如果要分析哪些兩組間有差別，可進(jìn)行多個均數(shù)間的多重比較（

51、見本章第六節(jié)）。當(dāng)g=2時，隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)方差分析與配對設(shè)計(jì)資料的t 檢驗(yàn)等價，有 。,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)確定區(qū)組因素應(yīng)是對試驗(yàn)結(jié)果有影響的非處理因素。區(qū)組內(nèi)各試驗(yàn)對象應(yīng)均衡，區(qū)組之間試驗(yàn)對象具有較大的差異為好，這樣利用區(qū)組控制非處理因素的影響，并在方差分析時將區(qū)組間的變異從組內(nèi)變異中分解出來。因此，當(dāng)區(qū)組間差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義時，這種設(shè)計(jì)的誤差比完全隨機(jī)設(shè)計(jì)小，試驗(yàn)效率

52、得以提高。,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析,重復(fù)測量資料的方差分析,例9-4 為研究減肥新藥鹽酸西布曲明片和鹽酸西布曲明膠囊的減肥效果是否不同，以及肥胖患者服藥后不同時間的體重隨時間的變化情況。采用雙盲雙模擬隨機(jī)對照試驗(yàn)，將體重指數(shù)BMI?27的肥胖患者40名隨機(jī)等分成兩組，一組給予鹽酸西布曲明片+模擬鹽酸西布曲明膠囊，另一組給予鹽酸西布曲明膠囊+模擬鹽酸西布曲明片。所有患者每天堅(jiān)持服藥，共服藥6個月(24周)，受試期間禁用任何影響體重的

53、藥物，而且受試對象行為、飲食及運(yùn)動與服藥前的平衡期均保持一致。分別于平衡期(0周)、服藥后的8周、16周、24周測定肥胖患者的體重(kg)得表9-13的資料。,重復(fù)測量資料和隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的區(qū)別：(1)重復(fù)測量資料中同一受試對象(看成區(qū)組)的數(shù)據(jù)高度相關(guān)，無論哪位受試對象服用鹽酸西布曲明片劑或是膠囊，其服藥后8周、16周和24周的體重均和前面時間點(diǎn)(含服藥前的0周)的體重相關(guān)。表9-14為分不同劑型后使用統(tǒng)計(jì)軟件包計(jì)算得到的各時點(diǎn)簡

54、單相關(guān)系數(shù)r，從中可以看出，不同時點(diǎn)間相關(guān)系數(shù)介于0.850 ~0.989之間，其P值全為0.000，均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，說明不同時點(diǎn)數(shù)據(jù)其相關(guān)性較強(qiáng)。,重復(fù)測量資料的方差分析,(2)重復(fù)測量資料中的處理因素在受試對象(看成區(qū)組)間為隨機(jī)分配，但受試對象(看成區(qū)組)內(nèi)的各時間點(diǎn)往往是固定的，不能隨機(jī)分配；隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料中每個區(qū)組內(nèi)的受試對象彼此獨(dú)立，處理只在區(qū)組內(nèi)隨機(jī)分配，同一區(qū)組內(nèi)的受試對象接受的處理各不相同。本節(jié)主要介紹兩因素重復(fù)測

55、量資料的單變量方差分析方法。,重復(fù)測量資料的方差分析,離均差平方和與自由度的分解 兩因素重復(fù)測量資料的總變異包括兩部分： 橫向分組的受試對象間(between subjects)的變異 縱向分組的受試對象內(nèi)(within subjects)的變異。其中橫向分組受試對象間的變異又分為處理因素K(在此為劑型)的變異和個體間誤差的變異兩部分；而縱向分組受試對象內(nèi)的變異則可分為時間因素I的變異、處理K和時

56、間I的交互作用(KI)以及個體內(nèi)誤差的變異三部分,重復(fù)測量資料的方差分析,,重復(fù)測量資料方差分析的基本步驟 重復(fù)測量資料的方差分析步驟仍為三步，本例如下： (1)建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)對于處理因素K H0：不同劑型(片劑和膠囊)的減肥效果相同 H1：不同劑型(片劑和膠囊)的減肥效果不同,重復(fù)測量資料的方差分析,對于時間因素I H0：服用減肥藥前后不同時間體重的總體均數(shù)全相等 H1：服

57、用減肥藥前后不同時間體重的總體均數(shù)不全相等對于交互作用KI H0：藥物劑型K和時間I無交互效應(yīng) H1：藥物劑型K和時間I有交互效應(yīng)均取α=0.05,重復(fù)測量資料的方差分析,(2)計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 使用統(tǒng)計(jì)軟件包SAS或SPSS等進(jìn)行計(jì)算。對本例可得到表9-15的方差分析表 (3)確定P值，作出推斷結(jié)論 以求F值時分子自由度ν1、分母自由度ν2查附表3的F界值表得相應(yīng)P值，或直接由計(jì)算機(jī)所給P值作出推斷

58、結(jié)論。本例，按α=0.05水準(zhǔn)，減肥藥劑型K(片劑和膠囊)，劑型K與時間I的交互效應(yīng)KI均不拒絕H0，無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，還不能認(rèn)為鹽酸西布曲明不同劑型的減肥效果不同，也還不能認(rèn)為劑型K與時間I間有交互效應(yīng)。而時間因素I拒絕H0，接受H1，有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可認(rèn)為服用減肥藥鹽酸西布曲明前后不同時間(8周、16周和24周)的平均體重不全同。,重復(fù)測量資料的方差分析,重復(fù)測量資料方差分析的前提條件進(jìn)行重復(fù)測量資料的方差分析，除需滿足一般方差分析的條

59、件外(詳后)，還需特別滿足協(xié)方差陣(covariance matrix)的球形性(sphericity / circularity)或復(fù)合對稱性(compound symmetry)。Box(1954)指出，若球形對稱性質(zhì)不能滿足，則方差分析的F值是有偏的，因?yàn)樗龃罅说谝活愬e誤的概率。球?qū)ΨQ性通常采用Mauchly檢驗(yàn)(Mauchly’s test)來判斷,重復(fù)測量資料的方差分析,多個樣本均數(shù)間的多重比較,當(dāng)方差分析的結(jié)果為拒絕H0，

60、接受H1時，只說明g個總體均數(shù)不全相等。若想進(jìn)一步了解哪些兩個總體均數(shù)不等，需進(jìn)行多個樣本均數(shù)間的兩兩比較或稱多重比較（multiple comparison）。若用上一章的兩樣本均數(shù)比較的t檢驗(yàn)進(jìn)行多重比較，將會加大犯Ⅰ類錯誤（把本無差別的兩個總體均數(shù)判為有差別）的概率。,第六節(jié)           多個樣本均數(shù)間的多重比較,多個樣本

61、均數(shù)間的多重比較,第六節(jié)           多個樣本均數(shù)間的多重比較,下面介紹三種多重比較方法：Bonfferoni t檢驗(yàn) 、Dunnett-t檢驗(yàn)和SNK-q檢驗(yàn)。Bonfferoni t檢驗(yàn) (1)建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) H0：μA=μB，即任兩對比組的總體均數(shù)相等 H1：μA≠μB，即任兩對比組的總體均

62、數(shù)不等,多個樣本均數(shù)間的多重比較,,第六節(jié)           多個樣本均數(shù)間的多重比較,(2)計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 (3)確定P值，作出推斷結(jié)論,多個樣本均數(shù)間的多重比較,,第六節(jié)         多個樣本均數(shù)間的多重比較,多個樣本均數(shù)間的多重比較,,兩均

63、數(shù)之差,標(biāo)準(zhǔn)誤,,第六節(jié)         多個樣本均數(shù)間的多重比較,Dunnett- t 檢驗(yàn)適用于g-1個實(shí)驗(yàn)組與一個對照組均數(shù)差別的多重比較 ，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為t， 亦稱t檢驗(yàn)。計(jì)算公式為: ν=ν誤差,多個樣本均數(shù)間的多重比較,第六節(jié)        

64、多個樣本均數(shù)間的多重比較,,多個樣本均數(shù)間的多重比較,第六節(jié)         多個樣本均數(shù)間的多重比較,對例9-2資料，本例也可用LSD-t檢驗(yàn)，但一般用Dunnett-t 檢驗(yàn)。(1)建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) H0：μT=μC，即任一實(shí)驗(yàn)組與對照組的總體均數(shù)相等 H1：μT≠μC，即任一實(shí)驗(yàn)組的總體均數(shù)低于對照組的總體均數(shù) α=

65、0.05,多個樣本均數(shù)間的多重比較,第六節(jié)         多個樣本均數(shù)間的多重比較,,多個樣本均數(shù)間的多重比較,(2)計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量,,兩均數(shù)之差,,第六節(jié)         多個樣本均數(shù)間的多重比較,多個樣本均數(shù)間的多重比較,(3)確定P值，作出推斷結(jié)論 將表中tD取絕

66、對值，并以計(jì)算MS誤差時的自由度ν誤差=18和實(shí)驗(yàn)組數(shù)a=k?1=2(不含對照組)查附表5的Dunnett t界值表得P值，按α=0.05水準(zhǔn)，A方案與C方案、B方案與C方案均拒絕H0，接受H1，有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。可以認(rèn)為A方案與C方案、B方案與C方案大白兔血中白蛋白的減少量不同。,第六節(jié)         多個樣本均數(shù)間的多重比較,SNK-q檢驗(yàn) SNK（

67、Student-Newman-Keuls）檢驗(yàn)，亦稱q檢驗(yàn)，適用于多個樣本均數(shù)兩兩之間的全面比較。檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量q的計(jì)算公式為: ν=ν誤差,多個樣本均數(shù)間的多重比較,第六節(jié)         多個樣本均數(shù)間的多重比較,,多個樣本均數(shù)間的多重比較,第六節(jié)  &#

68、160;      多個樣本均數(shù)間的多重比較,例9-5 請對例9-1資料中治療4周后，餐后2小時血糖下降值的三組總體均數(shù)進(jìn)行兩兩比較。 (1)建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) H0：μA=μB，即任兩對比較組的總體均數(shù)相等H1：μA≠μB，即任兩對比較組的總體均數(shù)不相等,多個樣本均數(shù)間的多重比較,第六節(jié)      

69、60;  多個樣本均數(shù)間的多重比較,多個樣本均數(shù)間的多重比較,(2)計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 首先將三個樣本均數(shù)由小到大排列，并編組次 (3)確定P值，作出推斷結(jié)論,,第六節(jié)         多個樣本均數(shù)間的多重比較,,多個樣本均數(shù)間的多重比較,,兩均數(shù)之差,兩均數(shù)之差標(biāo)準(zhǔn)誤,q,第十章 基于秩次的非參數(shù)檢驗(yàn),本章內(nèi)容：,第一節(jié)

70、配對樣本比較的Wilcoxon符號秩檢驗(yàn)第二節(jié) 兩個獨(dú)立樣本比較的Wilcoxon秩和檢驗(yàn)第三節(jié) 完全隨機(jī)設(shè)計(jì)多個樣本比較的Kruskal-Wallis H 檢驗(yàn)第四節(jié) 隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)多個樣本比較的Friedman M檢驗(yàn),概述 前面所述的計(jì)量資料的t 檢驗(yàn)和 F 檢驗(yàn) ，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(shù)進(jìn)行的檢驗(yàn)。這類檢驗(yàn)方法總體分布為已知的函數(shù)形式，是對其總體參數(shù)作假設(shè)檢驗(yàn)稱為參數(shù)檢驗(yàn)（p

71、arametric test）。,若總體分布未知或已知總體分布與檢驗(yàn)所要求的條件不符，數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換也不使其滿足參數(shù)檢驗(yàn)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(shù)無關(guān)的檢驗(yàn)方法。這種方法不受總體參數(shù)的影響，它檢驗(yàn)的是分布，不是參數(shù)，稱為非參數(shù)檢驗(yàn)（nonparametric test）。,,本章介紹常用的秩轉(zhuǎn)換（rank transformation）的非參數(shù)檢驗(yàn)，也稱秩和檢驗(yàn)（rank sum test），該類方法在非參