STATA軟件應(yīng)用(三)定量資料的統(tǒng)計(jì)分析

1、 醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)實(shí)習(xí)課 STATA軟件的應(yīng)用(3) 定量資料的統(tǒng)計(jì)分析 定量資料的統(tǒng)計(jì)分析樣本均數(shù)與總體均數(shù)比較的t 檢驗(yàn)配對(duì)設(shè)計(jì)t 檢驗(yàn) 成組設(shè)計(jì)t 檢驗(yàn)單因素方差分析兩因素方差分析方差齊性檢驗(yàn)正態(tài)性檢驗(yàn)樣本均數(shù)與總體均數(shù)比較的t檢驗(yàn)o僅有數(shù)據(jù)之統(tǒng)計(jì)量時(shí)ttesti #obs #mean #sd #valo僅有原始數(shù)據(jù)時(shí)ttest 變量名= #val o注： #val /*總體均數(shù) 命令可以加一些if和in條件限制樣本均數(shù)與總體均數(shù)比較的t檢驗(yàn)o例4.4 命令：ttesti 25 5.1 0.88 4.6樣本均數(shù)與總體均數(shù)比較的t檢驗(yàn) 例：某醫(yī)生隨機(jī)抽查10名某病患者的血紅蛋白，如下：?jiǎn)枺涸摬』?/p>

2、者的平均Hb含量是否與正常人的平均Hb含量相同 (正常人的平均Hb含量為14.02(g/dl) )。data:ttest_1病例號(hào)病例號(hào)12345678910血紅蛋白血紅蛋白(x,g/dl)(x,g/dl)11.3151513.512.81011121312.3問(wèn)題：?jiǎn)栴}： 014.02 1？ 正常人 患者樣本含量：10 均 數(shù): 12.59 g/dl標(biāo)準(zhǔn)差: 1.63 g/dl統(tǒng)計(jì)量與參數(shù)不同的兩種可能統(tǒng)計(jì)量與參數(shù)不同的兩種可能o其一：抽樣誤差 (偶然的、隨機(jī)的、較小的)o其二：本質(zhì)上的差別 (必然的、大于隨機(jī)誤差)樣本均數(shù)與總體均數(shù)比較的t檢驗(yàn)ttest x=14.02One-sample

3、 t test-Variable | Obs Mean Std. Err. Std. Dev. 95% Conf. Interval-+- x | 10 12.59 .5162794 1.632619 11.42209 13.75791- mean = mean(x) t = -2.7698Ho: mean = 14.02 degrees of freedom = 9 Ha: mean 14.02 Pr(T |t|) = 0.0218 Pr(T t) = 0.9891配對(duì)設(shè)計(jì)t檢驗(yàn)ottest 變量1=變量2o變量1與變量2必須成對(duì)輸入，樣本含量必須相等，如有缺省值，則用小數(shù)點(diǎn)表示，但與之對(duì)應(yīng)

4、的記錄在計(jì)算時(shí)被忽略配對(duì)設(shè)計(jì)t檢驗(yàn)例：10例矽肺患者經(jīng)某藥治療，其血紅蛋白(g/dl)如下：data:ttest_2病例號(hào):12345678910治療前(x1):11.315.015.013.512.810.011.012.013.012.3治療后(x2):14.013.814.013.513.512.014.711.413.812.0配對(duì)設(shè)計(jì)t檢驗(yàn). ttest x1=x2Paired t test-Variable | Obs Mean Std. Err. Std. Dev. 95% Conf. Interval-+- x1 | 10 12.59 .5162794 1.632619 11.

5、42209 13.75791 x2 | 10 13.27 .3415813 1.080175 12.49729 14.04271-+- diff | 10 -.6799999 .5204272 1.645735 -1.857288 .4972881- mean(diff) = mean(x1 - x2) t = -1.3066 Ho: mean(diff) = 0 degrees of freedom = 9 Ha: mean(diff) 0 Pr(T |t|) = 0.2237 Pr(T t) = 0.8881配對(duì)設(shè)計(jì)t檢驗(yàn)另一種思路： gen d=x0-x1 ttest d=0 結(jié)果一致成

6、組設(shè)計(jì)t檢驗(yàn)ottest 變量1=變量2, unpaired unequalottest 變量,by（分組變量）unequalottesti #obs1 #mean1 #sd1 #obs2 #mean2 #sd2 ,unequal unpaired 表示非配對(duì)的，如不選就作配對(duì)檢驗(yàn) unequal 表示假設(shè)兩組方差不齊，如不選表示假設(shè)兩組方差達(dá)到齊性 成組設(shè)計(jì)t檢驗(yàn)例：分別測(cè)得14例老年人煤餅病人及11例正常人的尿中17 酮類(lèi)固醇排出量(mg/dl)如下，試比較兩組的均數(shù)有無(wú)差別 病人病人： 2.905.415.484.604.035.104.974.244.362.722.37 2.097.

7、105.92健康人健康人：5.188.793.146.463.726.645.604.577.714.994.01data:ttest_3.dta ttest_4.dta成組設(shè)計(jì)t檢驗(yàn)ttest x1=x2, unpairedttest x, by(g)q獨(dú)立性q正態(tài)性q方差齊性 方差齊：t檢驗(yàn) 方差不齊:t檢驗(yàn) 均數(shù)的假設(shè)檢驗(yàn)應(yīng)用條件兩組資料間的方差齊性檢驗(yàn)osdtest 變量名1 = 變量名2osdtest 變量,by（分組變量）osdtesti #obs1 #mean1 #sd1 #obs2 #mean2 #sd2 sdtest x,by(g)Variance ratio test- G

8、roup | Obs Mean Std. Err. Std. Dev. 95% Conf. Interval-+- 1 | 14 4.377857 .3875 1.449892 3.540714 5.215 2 | 11 5.528182 .5232431 1.735401 4.362324 6.69404-+-combined | 25 4.884 .3306453 1.653227 4.201582 5.566418- ratio = sd(1) / sd(2) f = 0.6980 Ho: ratio = 1 degrees of freedom = 13, 10 Ha: ratio 1

9、 Pr(F f) = 0.2675 2*Pr(F f) = 0.7325單因素方差分析ooneway 因變量 分組變量，選擇項(xiàng)noanova /* 不打印方差分析表missing /* 將缺省值作為單獨(dú)的一組tabulate /* 打印各組的基本統(tǒng)計(jì)量表 簡(jiǎn)寫(xiě)：tscheffe /* Scheffe法 簡(jiǎn)寫(xiě)：schBonferroni /* Bonferroni法 簡(jiǎn)寫(xiě)：bonsidak /* Sidak法 簡(jiǎn)寫(xiě)：si 單因素方差分析o三組小鼠的三組小鼠的FDP酶活力酶活力 對(duì)照組水層RNA組酚層RNA組2.79 3.83 5.412.69 3.15 3.473.11 4.70 4.923.4

10、7 3.97 4.071.77 2.03 2.182.44 2.87 3.132.83 3.65 3.772.52 5.09 4.26單因素方差分析ooneway x groupooneway x group , tooneway x group ,t schdata:oneway.dtao. oneway x g,t scho | Summary of xo g | Mean Std. Dev. Freq.o-+-o 1 | 2.7025 .50013569 8o 2 | 3.66125 .98508069 8o 3 | 3.9012501 1.0164425 8o-+-o Total |

11、3.4216667 .98273207 24 Analysis of Variance Source SS df MS F Prob F-Between groups 6.43680897 2 3.21840449 4.28 0.0275 Within groups 15.7757246 21 .751224983- Total 22.2125336 23 .965762331Bartletts test for equal variances: chi2(2) =3.4559 Probchi2=0.178 Comparison of x by g (Scheffe)Row Mean-|Col

12、 Mean | 1 2-+- 2 | .95875 | 0.111 | 3 | 1.19875 .24 | 0.038 0.859兩因素方差分析o四種抗癌藥物抑瘤效果配伍組a1a2a3a4b10.800.360.170.28b20.740.500.420.36b30.310.200.380.25b40.480.180.440.22b50.760.260.280.13qanova 因變量 分組變量1 分組變量2 兩因素的方差分析qegen a=seq(), b(5)qegen b=seq(), f(1) t(5)qanova x a bdata：anova.dta兩因素的方差分析. anova

13、x group block Number of obs = 20 R-squared = 0.7058 Root MSE = .134818 Adj R-squared = 0.5341 Source | Partial SS df MS F Prob F -+- Model | .523170004 7 .074738572 4.11 0.0157 | group | .410839998 3 .136946666 7.53 0.0043 block | .112330006 4 .028082501 1.55 0.2514 | Residual | .218110001 12 .01817

14、5833 -+- Total | .741280005 19 .039014737 正態(tài)性檢驗(yàn)o命令：sktest 變量 該命令要求資料的樣本含量至少為8 Skewness/Kurtosis tests for Normality - joint -Variable | Pr(Skewness) Pr(Kurtosis) adj chi2(2) Probchi2-+- db | 0.304 0.304 2.53 0.2829小結(jié)o樣本均數(shù)與總體均數(shù)比較的t檢驗(yàn) ttest x= 14.02 o配對(duì)設(shè)計(jì)檢驗(yàn) ttest x1=x2o成組設(shè)計(jì)檢驗(yàn)及方差齊性檢驗(yàn) sdtest x1=x2 ttest x1=x2, unpaired unequal ttest x,by（group）unequalo單因素方差分析 oneway x g,t scho兩因素方差分析 anova x a b 練習(xí)例4.5（P55）:配對(duì)t檢驗(yàn)例4.7（P58）：成組t檢驗(yàn)例5.1（ P68）：?jiǎn)我蛩胤讲罘治鏊伎碱} 某醫(yī)師為評(píng)價(jià)兩種藥物對(duì)血沉的影響，用藥前后結(jié)果如下，某醫(yī)師為評(píng)價(jià)兩種藥物對(duì)血沉的影響，用藥前后結(jié)果如下，問(wèn)兩種藥物對(duì)血沉影響有無(wú)差別。問(wèn)兩種藥物對(duì)血沉影響有無(wú)差別。 A藥組 B藥組前 后前后40 3639