方差分析介紹及案例分析

關(guān)于方差分析介紹及案例分析第一頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一方差分析的優(yōu)點不受比較組數(shù)的限制，可比較多組均數(shù)可同時分析多個因素的作用可分析因素間的交互作用第二頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一方差分析的應(yīng)用條件獨立性：各樣本是相互獨立隨機的樣本正態(tài)性：各樣本都來自正態(tài)總體方差齊性：各樣本的總體方差相等第三頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一看一個實例例6.6某地用A、B和C三種方案治療血紅蛋白含量不滿10g的嬰幼兒貧血患者，治療一月后，記錄下每名受試者血紅蛋白的上升克數(shù)，資料見表6.3，問三種治療方案對嬰幼兒貧血的療效是否相同？

第四頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一第五頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一變異分解

組間變異總變異組內(nèi)變異SS總=SS組間+SS組內(nèi)總=組間＋組內(nèi)

第六頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一總變異——SS總（離均差平方和）總=N-1

第七頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一組間變異——SS組間組間=k-1

MS組間

=SS組間/(k-1)第八頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一組內(nèi)變異——SS組內(nèi)組內(nèi)=N-k

MS組內(nèi)=SS組內(nèi)/(N-k)第九頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一方差分析的基本思想

抽樣誤差

本質(zhì)上的差別

+抽樣誤差

（組間差異）（組內(nèi)差異）第十頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一如果三種治療方案效果相同，也即三組樣本均數(shù)來自同一總體(H0：1=2=3)，那么從理論上說組間變異應(yīng)該等于組內(nèi)變異，因為兩者均只反映隨機誤差(包括個體差異)，這時若計算組間均方與組內(nèi)均方的比值：

F=MS組間

/MS組內(nèi)

第十一頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一則F值在理論上應(yīng)等于1，但由于抽樣誤差的影響，F(xiàn)通常接近1，而并不正好等于1。相反，若三種療法效果不同，則組間變異就會增大，F(xiàn)值則明顯大于1，要大到什么程度才有統(tǒng)計學(xué)意義呢？可通過查附表4方差分析用F界值表得到P值，將其與事先規(guī)定的值比較后作出判斷。

第十二頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一單因素多個樣本均數(shù)的比較(analysisofonewayvariance)

處理因素只有一個

屬于完全隨機設(shè)計：隨機抽樣隨機分組隨機試驗第十三頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一第十四頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一基本步驟建立檢驗假設(shè)計算檢驗統(tǒng)計量(列方差分析表)計算P值下結(jié)論第十五頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一建立假設(shè)H0：A=B=C，三種治療方案治療嬰幼兒貧血的療效相同，H1：三種治療方案治療嬰幼兒貧血的療效不全相同或全不相同。=0.05第十六頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一計算基本數(shù)據(jù)第十七頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一計算SS總，SS組間，和SS組內(nèi)

C=(83.70)2/60=116.7615SS總=184.43－116.76=67.6685SS組內(nèi)=0.91332×19＋1.29712×19＋

0.78002×19=59.3747第十八頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一列方差分析表

第十九頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一界定P值，作結(jié)論總自由度為N－1=60－1=59組間自由度=組數(shù)(k)－1=3－1=2組內(nèi)自由度=總自由度－組間自由度=59－2=57。

第二十頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一查方差分析表得F0.05(2，57)=3.15，F(xiàn)＞F0.05(2,57)，則P＜0.05。故按

=0.05的水準(zhǔn)，拒絕H0，接受H1，故可認(rèn)為三種治療方案的治療效果不一樣。

第二十一頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一多個樣本均數(shù)的兩兩比較

在方差分析認(rèn)為多組均數(shù)間差異有統(tǒng)計學(xué)意義的基礎(chǔ)上，若需了解究竟哪些組均數(shù)之間有差別，還是各組間均有差別，可用多個樣本均數(shù)的兩兩比較(又稱多重比較

multiplecomparison)。

第二十二頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一多個樣本均數(shù)的兩兩比較不宜用t檢驗如用t檢驗，則第一類錯誤率將增大，此時易將無差別的兩均數(shù)錯判為有差別’=1-(1-)m(m=Ck2=k(k-1)/2)如：三個組的比較

1-(1-0.05)3=0.14，比0.05大多了。第二十三頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一多個樣本均數(shù)間的兩兩比較

用q檢驗(又稱Student-Newman-Keuls法，即SNK法)，統(tǒng)計量為q：

第二十四頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一H0：A=B，每次對比時兩個總體均數(shù)相等；H1：A≠B，每次對比時兩個總體均數(shù)不等。=0.05。將三個樣本均數(shù)按從大到小順序排列并編上組次：組次123

均數(shù)1.8401.4150.930

組別(治療方案)ABC第二十五頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一

q0.05,(57,3)=3.40q0.05,(57,2)=2.83第二十六頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一結(jié)論總的說來，三種治療方案的治療嬰幼兒貧血療效有差別。而這種差別主要來自A方案和C方案。這一結(jié)論可用下列形式表示：ABC1.8401.4150.930第二十七頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一多個實驗組與一個對照組均數(shù)間的兩兩比較

常用q‘檢驗，又稱Duncan法，其計算公式為：公式與q檢驗公式類似，但需查附表9q'界值表。第二十八頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一兩因素多個樣本均數(shù)的比較

(twowayanalysisofvariance)兩因素：配伍因素和處理因素屬于隨機區(qū)組設(shè)計

(randomizedblockdesign)

又稱“配伍組設(shè)計”第二十九頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一配伍的概念是“配對”概念的擴展，不是按每兩個配對，而是按每三個、每四個或更多個配起來，這就超出了“對子”的涵義，而是配伍組設(shè)計了。第三十頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一配伍設(shè)計的目的對研究因素以外的已知的干擾因素加以控制，從而將研究因素的作用與干擾因素的作用區(qū)分開，以達(dá)到提高檢驗的功效之目的。第三十一頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一實例例6.10在抗癌藥篩選試驗中，擬用20只小白鼠按不同窩別分為5組，分別觀察三種藥物對小白鼠肉瘤(S180)的抑瘤效果，資料見表6.7，問三種藥物有無抑瘤作用？

第三十二頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一第三十三頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一兩因素方差分析的原理類似于單因素方差分析，前者僅在后者的基礎(chǔ)上，從誤差中再分離出配伍組效應(yīng)，使誤差減少，達(dá)到提高檢驗功效之目的

SS總=SS處理+SS配伍+SS誤差第三十四頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一實驗因素：H0：三種藥物對小白鼠肉瘤(S180)的抑瘤效果與對照組相同，即對照=A=B=C；H1：三種藥物對小白鼠肉瘤(S180)的抑瘤效果與對照組不全同或全不同。

=0.05。建立檢驗假設(shè)第三十五頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一干擾因素：H0：5個窩別小白鼠對肉瘤生長的反應(yīng)相同；H1：5個窩別小白鼠對肉瘤生長的反應(yīng)不全相同或全不相同。=0.05。第三十六頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一計算SS總，SS處理，SS配伍和SS誤差

第三十七頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一SS誤差=SS總－SS處理－SS配伍=0.74128－0.41084－0.11233=0.21811

第三十八頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一計算自由度總=總例數(shù)－1=20－1=19處理=處理組數(shù)－1=4－1=3配伍=配伍組數(shù)－1=5－1=4誤差=總－處理－配伍=19－3－4=12

第三十九頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一列方差分析表

第四十頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一界定P值，作結(jié)論

F0.05,(3,12)=3.49F0.05,(4,12)=3.26F0.01,(3,12)=5.95F0.01,(4,12)=5.41第四十一頁，共四十五頁，編輯于2023年，星期一顯然處理組間均數(shù)的檢驗結(jié)果是F＞F0.01，P＜0.01，拒絕H0，接受H1，差別有統(tǒng)計學(xué)意義，可認(rèn)為三種藥物對小白鼠肉瘤(S180)的抑瘤效果與對照組不同；但配伍組間差別