卫生统计学方差分析.ppt

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1、Nov,10,2009,第八章 多组定量或等级资料平均值的比较（P92）,Nov,10,2009,先来看一个具体的例题,例8-1 某大学营养与食品卫生研究所将800只条件一致的雌性果蝇随机分配到4种不同浓度的某受试物培养基组，各组200只。经2至3月的培养试验，得各组寿命最高的10只果蝇的生存天数如下：,浓度 0组:61 63 64 64 65 65 66 66 68 680.022组:62 63 64 64 65 66 67 69 70 700.067组:63 64 64 65 67 68 68 69 70 700.600组:65 66 66 67 68 68 70 72 74 76试比较各

2、最高寿命组的平均生存天数。,Nov,10,2009,从本例引伸的问题,属于什么样的研究？设计类型是什么？该试验的三要素具体是什么？处理因素有几个水平？所获得的是什么类型的资料？研究目的是什么？应该用什么统计方法证实假设？,Nov,10,2009,第一节 完全随机设计多组 均数比较的方差分析,方差分析的基本思想和应用条件方差分析（analysis of variance，ANOVA)是由英国统计学家R.A.Fisher在世纪初提出是用于多个样本均数检验的一种假设检验方法,Nov,10,2009,表8-1 某受试物不同浓度组高寿命果蝇生存天数,i,j,Xij,Nov,10,2009,H0：多个样本

3、总体均数相等H1：多个样本总体均数不相等或不全等=0.05如何计算统计量 F？,Nov,10,2009,表8-1 某受试物不同浓度组高寿命果蝇生存天数,i,j,Xij,Nov,10,2009,=N-1,=g-1,=N-g,三种变异来源：,1、总变异：全部测量值大小不同。原因是：随机测量误差、个体差异；可能的话处理水平的不同所导致的差异。,2、组间变异：各处理组由于接受处理水平不同，各组样本均数也大小不等。原因是随机测量误差、个体差异；可能的话处理水平的不同所导致的差异。,3、组内变异：随机测量误差、个体差异,Nov,10,2009,三种变异的关系：SS总=SS组间+SS组内 v总=v组间+v组

4、内,Nov,10,2009,成组设计方差分析的计算公式,g,g,Nov,10,2009,（1）建立检验假设 H0：多个样本总体均数相等。H1：多个样本总体均数不相等或不全等。检验水准为0.05。（2）计算检验统计量F值（3）确定P值并作出推断结果,整个方差分析的基本步骤如下：,Nov,10,2009,表8-1 某受试物不同浓度组高寿命果蝇生存天数,i,j,Xij,Nov,10,2009,查附表（方差分析用）F界值表，F3.81,P0.05,可认为4个处理组总体平均生存天数不全等或全不等,178622,Nov,10,2009,表8-2 例8-1的方差分析表,Nov,10,2009,成组设计方差分

5、析数据满足的条件,独立性正态性方差齐性 one-way anova,Nov,10,2009,基本原理,如果成立，组间变异来自随机测量误差、个体差异；无处理水平的不同所导致的差异；本身组内变异来自随机测量误差、个体差异；,F分布图形v1=，v2=36,Nov,10,2009,4.多个均数间的两两比较 当检验结果P0.05后，可进一步对多个均数作两两比较。当进行多个均数间的两两全面比较时，采用SNK(Student-Newman-Keuls)检验；当g-1个处理组分别与一个共同的对照组比较，而各处理组间不作两两比较时，采用dunnett-t检验。,Nov,10,2009,如采用t检验进行两两比较，

6、将增加I类错误,Nov,10,2009,SAS程序,Li8_1,Nov,10,2009,Nov,10,2009,某一组或多组不服从正态分布或分布类型未知，或各组总体方差不齐，可采用完全随机设计多组分布比较的秩和检验（Kruskal-Wallis H）检验。此种非参数检验方法适用面广，但增加了第类错误的概率，降低了统计检验的功效1。,第二节 完全随机设计多个 分布比较的秩和检验,Nov,10,2009,一、多组连续变量资料的秩和检验,1.实例及计算分析步骤例8-2 在例8-1的研究中，如果增加了0.200浓度组，该组寿命最高的10只果蝇的生存天数为：62、63、66、66、68、69、69、70

7、、76、76，其余4组数据不变，试比较5组的平均生存天数。,Nov,10,2009,5组资料经方差齐性Levene检验，F=2.3505,P=0.06840.10,可认为方差不齐。,宜采用秩和检验，计算分析步骤如下：,Nov,10,2009,建立检验假设H0:5总体分布位置相同 H1:5总体分布位置全不相同或不全相同=0.05 编秩求秩和将全部数据由小到大按自然数1，2，3，的顺序及大小统一编秩。当某若干个数相同且位于同一组时按顺序编秩；当某若干个数相同但位于2个及以上组时，将该若干个数按顺序编秩后对秩取均数，此均数即为该若干个数的共同秩次。计算得i(i=1,2,.,5)组的秩和Ri分别为：1

8、67.5，216.5，256.0，299.5，335.5,见表8-2。,Nov,10,2009,表8-2 不同浓度（）受试物组高寿命果蝇生存天数的比较,Nov,10,2009,计算检验统计量,Nov,10,2009,确定P值下结论 当组数等于3且每组例数5时，可查有关统计书籍附H界值表确定P值。当组数大于3或虽组数等于3但最小样本例数大于5时，H近似服从自由度为组数1的卡方分布。本例H=8.280.05,可认为5总体分布位置相同，即5组的平均生存天数相同。,Nov,10,2009,两两比较 当结论为“各组总体分布位置全不相同或不全相同”时，需要进一步作两两比较。可采用完全随机设计多组数据秩转换

9、后作方差分析并两两比较的方法，参见本段“2.SAS 程序及结果”中的“完全随机设计多组数据秩转换后作方差分析并两两比较的SAS程序”。,Nov,10,2009,也可采用两样本秩和检验的方法，借助SAS或SPSS软件得到相应的P值（参见第七章），按公式=/k计算各次两两比较的检验水平，这里为总检验水平，k为两两比较的次数。,Nov,10,2009,相关SAS程序,Li8_22,Nov,10,2009,二、多组有序变量资料的秩和检验,1.实例及计算分析步骤例83某大学社会医学与全科医学研究所采用匿名自填式问卷调查了2908名进城农民工对性自慰/手淫的认识，认识程度分为同意、无所谓、反对三个等级，资

10、料如表83,Nov,10,2009,表83不同文化程度组民工对性自慰/手淫的认识程度等级比较,试比较小学、初中、高中或中专、大专及以上不同文化程度组的平均等级,Nov,10,2009,建立检验假设H0:4总体分布位置相同 H1:4总体分布位置全不相同或不全相同=0.05 编秩求秩和 先计算各等级的合计，再确定各等级的秩次范围及平均秩次，如等级“同意”的合计为778，则其秩次范围为1778，其平均秩次为（1778）/2389.5；,计算分析步骤如下：,Nov,10,2009,又如等级“无所谓”的合计为957，则其秩次范围为779（778957），即7791735，其平均秩次为1257。以各等级的

11、平均秩次近似代替该等级各调查对象的秩次，计算各组的秩和，如小学组秩和389.511412571332322185641154。,Nov,10,2009,计算检验统计量按公式（86）计算检验统计量H值，当各样本相同秩较多时，用H除以C的商对H作校正。这里，其中为第j个相同秩次的个数，N为各组例数之和。,确定P值下结论的方法同多组连续变量资料的秩和检验。,Nov,10,2009,两两比较 当结论为“各组总体分布位置全不相同或不全相同”时，需要进一步作两两比较。可采用两样本等级资料秩和检验的方法，借助SAS或SPSS软件得到相应的P值（参见第七章），按公式=/k计算各次两两比较的检验水平，这里为总检

12、验水平，k为两两比较的次数。因变量为等级资料，不呈正态分，不能采用完全随机设计多组数据秩转换后作方差分析并两两比较的方法。,Nov,10,2009,SAS 程序：,Nov,10,2009,第三节随机区组设计多个样本均数比较的方差分析,独立性正态性方差齐性,Nov,10,2009,什么是随机区组设计？,Nov,10,2009,Nov,10,2009,例8-3 为研究氯化镉CdCl2对V79细胞的毒性作用,以5种不同染毒剂量的氯化镉作为5个区组，以3种不同的染毒时间作为3个处理组，观察V79细胞的克隆率，资料如表8-1。比较不同剂量氯化镉组的V79细胞克隆率；比较不同染毒时间组的V79细胞克隆率。

13、,Nov,10,2009,表8-2 不同剂量氯化镉组不同染毒时间V79细胞克隆率（）的比较,Nov,10,2009,用双因素方差分析，两因素：处理因素和区组因素（two-way anova)。,一、区组设计方差分析中变异的分解：,Nov,10,2009,区组设计方差分析的计算公式,Nov,10,2009,二、分 析 步 骤 H0:各浓度组的总体克隆率(均数)均相同，H1:各浓度组总体克隆率不全等或全不等，0.05 H0:各时间组总体克隆率(均数)均相同 H1:各时间组总体克隆率不全等或全不等，0.05,Nov,10,2009,SS总=0.1152,C=10.9722/158.0257,SS处理

14、=0.0187,C=0.0897,Nov,10,2009,MS处理=0.0187/2=0.0094,=0.0068,=0.0897/4=0.0224,=0.0068/8=0.0009,=0.0094/0.0009=10.44,Nov,10,2009,0.0224/0.0008=24.89,3.查表得10.44,P0.010.05,可认为各染毒时间组总体克隆率不全等或全不等；=7.0124.89，P0.010.05,可认为各染毒浓度组总体克隆率不全等或全不等。,Nov,10,2009,表8-3 例8-3的方差分析表,Nov,10,2009,随机区组设计多组分布比较的非参数Friedman M检验

15、,第 四 节随机区组设计多个 分布比较的M检验,Nov,10,2009,一、计 算 分 析 步 骤,例8-4为比较不同剂量CdCl2对V79细胞由H2O2引起的DNA损伤后间隔不同时间尾部DNA含量（）的影响，得随机区组设计实验结果如表8-4。因不符合方差分析的条件(第2个区组资料不是正态分布)，试采用Friedman M检验比较不同修复时间组DNA含量（）的差别。,Nov,10,2009,H0:4总体分布位置相同 H1:4总体分布位置全不相同或不全相同=0.052.分别在各区组内部由小到大统一编秩，计算各组秩和，见表8-4。,Nov,10,2009,表8-4不同剂量CdCl2对V79细胞不同

16、修复时间组DNA含量（）的比较,*（mol/l）CdCl2+H2O2,Nov,10,2009,3.,Nov,10,2009,4.查附表M界值表得P0.05,可认为不同修复时间组DNA平均含量（）不相同。当n、g超出附表的范围时，可用下式计算近似2值。,其中校正系数C中tj为分别按区组统计第j个相同秩的个数。,Nov,10,2009,第 五 节,变 量 变 换,Nov,10,2009,使资料正态性满足 方差齐性 便于曲线拟合；简化计算,一、变量变换的作用,Nov,10,2009,（1）使服从对数正态分布的数据正态化；（2）使数据方差齐性；（3）使曲线直线化,二、常用的变量变换,对数变换,Xlog

17、x X=log(x+1)或X=log(x+k)或X=log(k-x),用途：,Nov,10,2009,（1）使服从Poisson分布的计数资料或轻度偏态的资料正态化；（2）当各样本的方差与均数呈正相关时，使资料方差齐性。,平方根转换,X=x1/2或X=（x+1）1/2,用途：,Nov,10,2009,使数据两端波动较大的资料的极端值的影响减小。,倒数变换,用途：,X=1/x,Nov,10,2009,使服从二项分布的率或百分比资料变换为正态分布资料，达到方差齐性。,平方根反正弦变换,用途：,Nov,10,2009,方差分析补充,拉丁方设计方差分析析因设计方差分析交叉设计方差分析重复测量设计的方差

18、分析,Nov,10,2009,拉丁方设计方差分析,Nov,10,2009,Nov,10,2009,Nov,10,2009,Nov,10,2009,Nov,10,2009,SAS程序,Nov,10,2009,析因设计方差分析,概念:是一种多因素多水平交叉分组进行全面实验的设计方法主要是分析因素间的交互作用,Nov,10,2009,例：为了研究不同氧浓度（因素B）和抗癌药（因素A），对用放射性3H-胸腺嘧啶（3H-TdR）渗入后的人红白血病细胞K562的抑制效果，因素B分为B1（-）、B2（含氧20%），因素A为A1（-），A2（表阿霉素），进行22析因设计，数据见下表，试分析A、B两因素对K562细胞的抑制效果。,Nov,10,2009,Nov,10,2009,两因素析因设计的方差分析思想,SS总=SSA+SSB+SSAB+SS误差,Nov,10,2009,SAS程序,Nov,10,2009,Nov,10,2009,Nov,10,2009,析因分析例题2,Nov,10,2009,SAS程序,Nov,10,2009,交叉设计方差分析,Nov,10,2009,阶段不同,Nov,10,2009,SS总=SS药物+SS阶段+SS个体+SS误差,Nov,10,2009,SAS程序,Nov,10,2009,