方差分析精品課件

1、第八章 方差分析PowerPoint統(tǒng)計(jì)學(xué)第八章 方差分析第一節(jié) 方差分析的基本問題 第二節(jié) 單因素方差分析第三節(jié) 雙因素方差分析學(xué)習(xí)目標(biāo)解釋方差分析的概念解釋方差分析的基本思想和原理2.掌握單因素方差分析的方法及應(yīng)用3.掌握雙因素方差分析的方法及應(yīng)用第一節(jié) 方差分析的基本問題一. 方差分析的內(nèi)容二. 方差分析的原理三. F 分布什么是方差分析？什么是方差分析?(概念要點(diǎn))檢驗(yàn)多個(gè)總體均值是否相等通過對各觀察數(shù)據(jù)誤差來源的分析來判斷多個(gè)總體均值是否相等2.變量一個(gè)定類尺度的自變量2個(gè)或多個(gè) (k 個(gè)) 處理水平或分類一個(gè)定距或比例尺度的因變量3.用于分析完全隨機(jī)化試驗(yàn)設(shè)計(jì)什么是方差分析? （一

2、個(gè)例子）表8-1 該飲料在五家超市的銷售情況超市無色粉色橘黃色綠色1234526.528.725.129.127.231.228.330.827.929.627.925.128.524.226.530.829.632.431.732.8【例8.1】某飲料生產(chǎn)企業(yè)研制出一種新型飲料。飲料的顏色共有四種，分別為橘黃色、粉色、綠色和無色透明。這四種飲料的營養(yǎng)含量、味道、價(jià)格、包裝等可能影響銷售量的因素全部相同?，F(xiàn)從地理位置相似、經(jīng)營規(guī)模相仿的五家超級市場上收集了前一時(shí)期該飲料的銷售情況，見表8-1。試分析飲料的顏色是否對銷售量產(chǎn)生影響。什么是方差分析? （例子的進(jìn)一步分析）檢驗(yàn)飲料的顏色對銷售量是否

3、有影響，也就是檢驗(yàn)四種顏色飲料的平均銷售量是否相同設(shè)1為無色飲料的平均銷售量，2粉色飲料的平均銷售量，3為橘黃色飲料的平均銷售量，4為綠色飲料的平均銷售量，也就是檢驗(yàn)下面的假設(shè)H0: 1 2 3 4 H1: 1 , 2 , 3 , 4 不全相等檢驗(yàn)上述假設(shè)所采用的方法就是方差分析方差分析的基本思想和原理方差分析的基本思想和原理（幾個(gè)基本概念）因素或因子所要檢驗(yàn)的對象稱為因子要分析飲料的顏色對銷售量是否有影響，顏色是要檢驗(yàn)的因素或因子水平因素的具體表現(xiàn)稱為水平A1、A2、A3、 A4四種顏色就是因素的水平觀察值在每個(gè)因素水平下得到的樣本值每種顏色飲料的銷售量就是觀察值方差分析的基本思想和原理（幾

4、個(gè)基本概念）試驗(yàn)這里只涉及一個(gè)因素，因此稱為單因素四水平的試驗(yàn)總體因素的每一個(gè)水平可以看作是一個(gè)總體比如A1、A2、A3、 A4四種顏色可以看作是四個(gè)總體樣本數(shù)據(jù)上面的數(shù)據(jù)可以看作是從這四個(gè)總體中抽取的樣本數(shù)據(jù)1.比較兩類誤差，以檢驗(yàn)均值是否相等2.比較的基礎(chǔ)是方差比3.如果系統(tǒng)(處理)誤差顯著地不同于隨機(jī)誤差，則均值就是不相等的；反之，均值就是相等的4.誤差是由各部分的誤差占總誤差的比例來測度的方差分析的基本思想和原理方差分析的基本思想和原理（兩類誤差）隨機(jī)誤差在因素的同一水平(同一個(gè)總體)下，樣本的各觀察值之間的差異比如，同一種顏色的飲料在不同超市上的銷售量是不同的不同超市銷售量的差異可以

5、看成是隨機(jī)因素的影響，或者說是由于抽樣的隨機(jī)性所造成的，稱為隨機(jī)誤差 系統(tǒng)誤差在因素的不同水平(不同總體)下，各觀察值之間的差異比如，同一家超市，不同顏色飲料的銷售量也是不同的這種差異可能是由于抽樣的隨機(jī)性所造成的，也可能是由于顏色本身所造成的，后者所形成的誤差是由系統(tǒng)性因素造成的，稱為系統(tǒng)誤差方差分析的基本思想和原理（兩類方差）組內(nèi)方差因素的同一水平(同一個(gè)總體)下樣本數(shù)據(jù)的方差比如，無色飲料A1在5家超市銷售數(shù)量的方差組內(nèi)方差只包含隨機(jī)誤差組間方差因素的不同水平(不同總體)下各樣本之間的方差比如，A1、A2、A3、A4四種顏色飲料銷售量之間的方差組間方差既包括隨機(jī)誤差，也包括系統(tǒng)誤差方差分

6、析的基本思想和原理（方差的比較）如果不同顏色(水平)對銷售量(結(jié)果)沒有影響，那么在組間方差中只包含有隨機(jī)誤差，而沒有系統(tǒng)誤差。這時(shí)，組間方差與組內(nèi)方差就應(yīng)該很接近，兩個(gè)方差的比值就會(huì)接近1如果不同的水平對結(jié)果有影響，在組間方差中除了包含隨機(jī)誤差外，還會(huì)包含有系統(tǒng)誤差，這時(shí)組間方差就會(huì)大于組內(nèi)方差，組間方差與組內(nèi)方差的比值就會(huì)大于1當(dāng)這個(gè)比值大到某種程度時(shí)，就可以說不同水平之間存在著顯著差異方差分析中的基本假定方差分析中的基本假定每個(gè)總體都應(yīng)服從正態(tài)分布對于因素的每一個(gè)水平，其觀察值是來自服從正態(tài)分布總體的簡單隨機(jī)樣本比如，每種顏色飲料的銷售量必需服從正態(tài)分布各個(gè)總體的方差必須相同對于各組觀察

7、數(shù)據(jù)，是從具有相同方差的總體中抽取的比如，四種顏色飲料的銷售量的方差都相同觀察值是獨(dú)立的比如，每個(gè)超市的銷售量都與其他超市的銷售量獨(dú)立方差分析中的基本假定在上述假定條件下，判斷顏色對銷售量是否有顯著影響，實(shí)際上也就是檢驗(yàn)具有同方差的四個(gè)正態(tài)總體的均值是否相等的問題 如果四個(gè)總體的均值相等，可以期望四個(gè)樣本的均值也會(huì)很接近四個(gè)樣本的均值越接近，我們推斷四個(gè)總體均值相等的證據(jù)也就越充分樣本均值越不同，我們推斷總體均值不同的證據(jù)就越充分 方差分析中基本假定 如果原假設(shè)成立，即H0: m1 = m2 = m3 = m4四種顏色飲料銷售的均值都相等沒有系統(tǒng)誤差 這意味著每個(gè)樣本都來自均值為、差為2的同一

8、正態(tài)總體 Xf(X)1 2 3 4 方差分析中基本假定如果備擇假設(shè)成立，即H1: mi (i=1，2，3，4)不全相等至少有一個(gè)總體的均值是不同的有系統(tǒng)誤差 這意味著四個(gè)樣本分別來自均值不同的四個(gè)正態(tài)總體 Xf(X)3 1 2 4 第二節(jié) 單因素方差分析一. 單因素方差分析的步驟二. 方差分析中的多重比較三. 單因素方差分析中的其他問題單因素方差分析的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu) 觀察值 ( j )因素(A) i 水平A1 水平A2 水平Ak12:n x11 x12 x1k x21 x22 x2k : : : : : : : : xn1 xn2 xnk單因素方差分析的步驟提出假設(shè)構(gòu)造檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量統(tǒng)計(jì)決策提出假設(shè)一般

9、提法H0: m1 = m2 = mk (因素有k個(gè)水平）H1: m1 ，m2 ， ，mk不全相等對前面的例子H0: m1 = m2 = m3 = m4顏色對銷售量沒有影響H0: m1 ，m2 ，m3， m4不全相等顏色對銷售量有影響構(gòu)造檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為檢驗(yàn)H0是否成立，需確定檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量 構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量需要計(jì)算水平的均值全部觀察值的總均值離差平方和均方(MS) 構(gòu)造檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量(計(jì)算水平的均值 )假定從第i個(gè)總體中抽取一個(gè)容量為ni的簡單隨機(jī)樣本，第i個(gè)總體的樣本均值為該樣本的全部觀察值總和除以觀察值的個(gè)數(shù)計(jì)算公式為 式中： ni為第 i 個(gè)總體的樣本觀察值個(gè)數(shù) xij 為第 i 個(gè)總體的第 j 個(gè)

10、觀察值 構(gòu)造檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量(計(jì)算全部觀察值的總均值 )全部觀察值的總和除以觀察值的總個(gè)數(shù)計(jì)算公式為 構(gòu)造檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量(前例計(jì)算結(jié)果 )表8-2 四種顏色飲料的銷售量及均值超市( j )水平A ( i )無色(A1)粉色(A2)橘黃色(A3)綠色(A4)1234526.528.725.129.127.231.228.330.827.929.627.925.128.524.226.530.829.632.431.732.8合計(jì)136.6147.8132.2157.3573.9水平均值觀察值個(gè)數(shù)x1 =27.32n1=5x2=29.56n2=5x3=26.44n3=5x4=31.46n4=5總均值x

11、=28.695構(gòu)造檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量(計(jì)算總離差平方和 SST)全部觀察值 與總平均值 的離差平方和反映全部觀察值的離散狀況其計(jì)算公式為 前例的計(jì)算結(jié)果： SST = (26.5-28.695)2+(28.7-28.695)2+(32.8-28.695)2 =115.9295構(gòu)造檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量(計(jì)算誤差項(xiàng)平方和 SSE)每個(gè)水平或組的各樣本數(shù)據(jù)與其組平均值的離差平方和反映每個(gè)樣本各觀察值的離散狀況，又稱組內(nèi)離差平方和該平方和反映的是隨機(jī)誤差的大小計(jì)算公式為 前例的計(jì)算結(jié)果：SSE = 39.084構(gòu)造檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量(計(jì)算水平項(xiàng)平方和 SSA)各組平均值 與總平均值 的離差平方和反映各總體的樣本均值之間的

12、差異程度，又稱組間平方和該平方和既包括隨機(jī)誤差，也包括系統(tǒng)誤差計(jì)算公式為 前例的計(jì)算結(jié)果：SSA = 76.8455構(gòu)造檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量(三個(gè)平方和的關(guān)系)總離差平方和(SST)、誤差項(xiàng)離差平方和(SSE)、水平項(xiàng)離差平方和 (SSA) 之間的關(guān)系SST = SSE + SSA構(gòu)造檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量(三個(gè)平方和的作用) SST反映了全部數(shù)據(jù)總的誤差程度；SSE反映了隨機(jī)誤差的大??；SSA反映了隨機(jī)誤差和系統(tǒng)誤差的大小如果原假設(shè)成立，即H1 H2 Hk為真，則表明沒有系統(tǒng)誤差，組間平方和SSA除以自由度后的均方與組內(nèi)平方和SSE和除以自由度后的均方差異就不會(huì)太大；如果組間均方顯著地大于組內(nèi)均方，說明各水平

13、(總體)之間的差異不僅有隨機(jī)誤差，還有系統(tǒng)誤差判斷因素的水平是否對其觀察值有影響，實(shí)際上就是比較組間方差與組內(nèi)方差之間差異的大小為檢驗(yàn)這種差異，需要構(gòu)造一個(gè)用于檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量構(gòu)造檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量(計(jì)算均方 MS)各離差平方和的大小與觀察值的多少有關(guān)，為了消除觀察值多少對離差平方和大小的影響，需要將其平均，這就是均方，也稱為方差計(jì)算方法是用離差平方和除以相應(yīng)的自由度三個(gè)平方和的自由度分別是SST 的自由度為n-1，其中n為全部觀察值的個(gè)數(shù)SSA的自由度為k-1，其中k為因素水平(總體)的個(gè)數(shù)SSE 的自由度為n-k構(gòu)造檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量(計(jì)算均方 MS) SSA的均方也稱組間方差，記為MSA，計(jì)算公式為 S

14、SE的均方也稱組內(nèi)方差，記為MSE，計(jì)算公式為構(gòu)造檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量(計(jì)算檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量 F )將MSA和MSE進(jìn)行對比，即得到所需要的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F當(dāng)H0為真時(shí)，二者的比值服從分子自由度為k-1、分母自由度為 n-k 的 F 分布，即 構(gòu)造檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量(F分布與拒絕域)如果均值相等，F(xiàn)=MSA/MSE1a F 分布F(k-1,n-k)0拒絕H0不能拒絕H0F統(tǒng)計(jì)決策 將統(tǒng)計(jì)量的值F與給定的顯著性水平的臨界值F進(jìn)行比較，作出接受或拒絕原假設(shè)H0的決策根據(jù)給定的顯著性水平，在F分布表中查找與第一自由度df1k-1、第二自由度df2=n-k 相應(yīng)的臨界值 F 若FF ，則拒絕原假設(shè)H0 ，表明均值之間的差異

15、是顯著的，所檢驗(yàn)的因素(A)對觀察值有顯著影響若FF ，則不能拒絕原假設(shè)H0 ，表明所檢驗(yàn)的因素(A)對觀察值沒有顯著影響 單因素方差分析表(基本結(jié)構(gòu))方差來源平方和SS自由度df均方MSF 值組間(因素影響) 組內(nèi)(誤差) 總和SSASSESSTk-1n-kn-1MSAMSEMSAMSE單因素方差分析（Excel 的輸出結(jié)果）單因素方差分析（一個(gè)例子）【例】為了對幾個(gè)行業(yè)的服務(wù)質(zhì)量進(jìn)行評價(jià)，消費(fèi)者協(xié)會(huì)在零售業(yè)、旅游業(yè)、航空公司、家電制造業(yè)分別抽取了不同的樣本，其中零售業(yè)抽取7家，旅游業(yè)抽取了6家，航空公司抽取5家、家電制造業(yè)抽取了5家，然后記錄了一年中消費(fèi)者對總共23家服務(wù)企業(yè)投訴的次數(shù)，結(jié)

16、果如表9.7。試分析這四個(gè)行業(yè)的服務(wù)質(zhì)量是否有顯著差異？(0.05)單因素方差分析（一個(gè)例子）消費(fèi)者對四個(gè)行業(yè)的投訴次數(shù) 觀察值( j )行業(yè)( A )零售業(yè)旅游業(yè)航空公司家電制造業(yè)123456757554645545347 624960545655 5149485547 7068636960 單因素方差分析（計(jì)算結(jié)果）解：設(shè)四個(gè)行業(yè)被投訴次數(shù)的均值分別為，m1、m2 、m3、m4 ，則需要檢驗(yàn)如下假設(shè) H0: m1 = m2 = m3 = m4 (四個(gè)行業(yè)的服務(wù)質(zhì)量無顯著差異) H1: m1 ，m2 ，m3， m4不全相等 (有顯著差異)Excel輸出的結(jié)果如下 結(jié)論：拒絕H0。四個(gè)行業(yè)的服

17、務(wù)質(zhì)量有顯著差異方差分析中的多重比較方差分析中的多重比較（作用）多重比較是通過對總體均值之間的配對比較來進(jìn)一步檢驗(yàn)到底哪些均值之間存在差異多重比較方法有多種，這里介紹Fisher提出的最小顯著差異方法，簡寫為LSD，該方法可用于判斷到底哪些均值之間有差異 LSD方法是對檢驗(yàn)兩個(gè)總體均值是否相等的t檢驗(yàn)方法的總體方差估計(jì)加以修正(用MSE來代替)而得到的 方差分析中的多重比較（步驟）提出假設(shè)H0: mi = mj (第i個(gè)總體的均值等于第j個(gè)總體的均值)H1: mi mj (第i個(gè)總體的均值不等于第j個(gè)總體的均值)檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為 若|t|t，拒絕H0；若|t|t，不能拒絕H0方差分析中的多重比較

18、（基于統(tǒng)計(jì)量xi-xj的LSD方法）通過判斷樣本均值之差的大小來檢驗(yàn) H0檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為 ：xi xj檢驗(yàn)的步驟為 提出假設(shè)H0: mi = mj (第i個(gè)總體的均值等于第j個(gè)總體的均值)H1: mi mj (第i個(gè)總體的均值不等于第j個(gè)總體的均值)計(jì)算LSD若|xi-xj|LSD，拒絕H0，若|xi-xj|2.096 顏色1與顏色2的銷售量有顯著差異|x1-x3|= |27.3-26.4| =0.92.096 顏色1與顏色4的銷售量有顯著差異|x2-x3|= |29.5-26.4| =3.12.096 顏色2與顏色3的銷售量有顯著差異|x2-x4|= |29.5-31.4| =1.92.09

19、6 顏色3與顏色4的銷售量有顯著差異第三節(jié) 雙因素方差分析一. 雙因素方差分析的基本問題二. 雙因素方差分析的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)雙因素方差分析的步驟一個(gè)應(yīng)用實(shí)例雙因素方差分析的基本問題雙因素方差分析（概念要點(diǎn)）分析兩個(gè)因素(因素A和因素B)對試驗(yàn)結(jié)果的影響 分別對兩個(gè)因素進(jìn)行檢驗(yàn)，分析是一個(gè)因素在起作用，還是兩個(gè)因素都起作用，還是兩個(gè)因素都不起作用如果A和B對試驗(yàn)結(jié)果的影響是相互獨(dú)立的，分別判斷因素A和因素B對試驗(yàn)指標(biāo)的影響，這時(shí)的雙因素方差分析稱為無交互作用的雙因素方差分析如果除了A和B對試驗(yàn)結(jié)果的單獨(dú)影響外，因素A和因素B的搭配還會(huì)對銷售量產(chǎn)生一種新的影響，這時(shí)的雙因素方差分析稱為有交互作用的雙因素

20、方差分析 對于無交互作用的雙因素方差分析，其結(jié)果與對每個(gè)因素分別進(jìn)行單因素方差分析的結(jié)果相同雙因素方差分析的基本假定每個(gè)總體都服從正態(tài)分布對于因素的每一個(gè)水平，其觀察值是來自正態(tài)分布總體的簡單隨機(jī)樣本各個(gè)總體的方差必須相同對于各組觀察數(shù)據(jù)，是從具有相同方差的總體中抽取的觀察值是獨(dú)立的雙因素方差分析的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu) 因素A(i) 因素(B) j 平均值 B1 B2 BrA1A2:Ak x11 x12 x1k x21 x22 x2k : : : : : : : : xr1 xr2 xrk : :平均值 雙因素方差分析的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu) 是因素A的第i個(gè)水平下各觀察值的平均值 是因素B的第j個(gè)水平下的各觀察值的均

21、值 是全部 kr 個(gè)樣本數(shù)據(jù)的總平均值雙因素方差分析的步驟提出假設(shè)對因素A提出的假設(shè)為H0: m1 = m2 = = mi = = mk (mi為第i個(gè)水平的均值)H1: mi (i =1,2, , k) 不全相等對因素B提出的假設(shè)為H0: m1 = m2 = = mj = = mr (mj為第j個(gè)水平的均值)H1: mj (j =1,2,r) 不全相等構(gòu)造檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為檢驗(yàn)H0是否成立，需確定檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量 構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量需要計(jì)算總離差平方和水平項(xiàng)平方和誤差項(xiàng)平方和均方 構(gòu)造檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量(計(jì)算總離差平方和 SST)全部觀察值 與總平均值 的離差平方和反映全部觀察值的離散狀況計(jì)算公式為構(gòu)造檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)

22、量(計(jì)算SSA、SSB和SSE)因素A的離差平方和SSA因素B的離差平方和SSB誤差項(xiàng)平方和SSE構(gòu)造檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量(各平方和的關(guān)系) 總離差平方和(SST )、水平項(xiàng)離差平方和 (SSA和SSB) 、誤差項(xiàng)離差平方和(SSE) 之間的關(guān)系SST = SSA +SSB+SSE 構(gòu)造檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量(計(jì)算均方 MS)各離差平方和的大小與觀察值的多少有關(guān)，為消除觀察值多少對離差平方和大小的影響，需要將其平均，這就是均方，也稱為方差計(jì)算方法是用離差平方和除以相應(yīng)的自由度三個(gè)平方和的自由度分別是總離差平方和SST的自由度為 kr-1因素A的離差平方和SSA的自由度為 k-1因素B的離差平方和SSB的自由度為 r-1隨機(jī)誤差平方和SSE的自由度為 (k-1)(r-1) 構(gòu)造檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量(計(jì)算均方 MS)因素A的均方，記為MSA，計(jì)算公式為因素B的均方，記為MSB ，計(jì)算公式為隨機(jī)誤差項(xiàng)的均方，記為MSE ，計(jì)算公式為構(gòu)造檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量(計(jì)算檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量 F)為檢驗(yàn)因素A的影響是否顯著，采用下面的統(tǒng)計(jì)量 為檢驗(yàn)因素B的影響是否顯著，采用下面的統(tǒng)計(jì)量 統(tǒng)計(jì)決策 將統(tǒng)計(jì)量的值F與給定的顯著性水平的臨界值F進(jìn)行比較，作出接受或拒絕原假設(shè)H0的決策根據(jù)給定的顯著性水平在F分布表中查找相應(yīng)的臨界