多個(gè)樣本均數(shù)比較方差分析

1、關(guān)于多個(gè)樣本均數(shù)比較的方差分析1第1頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三2方差分析方差分析的基本思想完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的單因素 隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的兩因素方差分析交叉設(shè)計(jì)的方差分析多個(gè)樣本均數(shù)間的多重比較第2頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三3第一節(jié) 方差分析的基本思想用途：檢驗(yàn)3組及以上總體均數(shù)是否相等。通過分析處理組均數(shù)之間的差別，推論它們所代表的k個(gè)總體均數(shù)間是否存在差別，或k個(gè)處理組間的差別是否具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。第3頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三4總變異 = 組間變異 + 組內(nèi)變異表 糖尿病患者、IGT異常及正常人的載脂

2、蛋白測(cè)定結(jié)果糖尿病IGT正常人85.7096.00144.00105.20124.50117.00111.0099.00159.00106.50120.00115.00均數(shù)105.45(11)102.39(9)122.80(10)X=110.3第4頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三5全部實(shí)驗(yàn)結(jié)果存在三種不同的變異總變異：全部實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)大小不等。變異的大小用觀察值與總均數(shù)的離均差平方和表示，記為SS總組間變異：各處理組的樣本均數(shù)也大小不等，變異的大小用各組均數(shù)與總體均數(shù)的離均差平方和表示，記為SS組間。組內(nèi)變異：各處理組內(nèi)部觀察值也大小不等，可用各處理組內(nèi)部每個(gè)觀察值與組

3、均數(shù)的離均差平方和表示。記為SS組內(nèi)。第5頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三6總變異 = 組間變異 + 組內(nèi)變異總變異：組間變異：組內(nèi)變異：總=N-1 組間=k-1 組內(nèi)=N-k第6頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三7F= MS組間 / MS組內(nèi)如果：各樣本均數(shù)來(lái)自同一總體（0: m1=m2 =mk），即各組均數(shù)之間無(wú)差別。則：組間變異與組內(nèi)變異均只能反映隨機(jī)誤差，此時(shí)：F 值應(yīng)接近1。反之，若各樣本均數(shù)不是來(lái)自同一總體，組間變異應(yīng)較大， F 值將明顯大于1，則不能認(rèn)為組間的變異僅反映隨機(jī)誤差，也就是認(rèn)為處理因素有作用。第7頁(yè)，共117頁(yè)，2

4、022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三8F值要到多大才有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義呢？在各樣本來(lái)自正態(tài)總體，各樣本所來(lái)自的總體方差相等的假定之下，當(dāng)H0成立時(shí)，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F 服從自由度 組間=k-1， 組內(nèi)=N-k的F 分布，表示為: F F (組間, 組內(nèi))可由F界值表查出在某一 水準(zhǔn)下F分布的單尾界值F 。當(dāng)F 。F第8頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三9方差分析的基本思想根據(jù)資料的設(shè)計(jì)類型，將全部觀察值總的離均差平方和及自由度分解為兩個(gè)或多個(gè)部分，除隨機(jī)誤差（如SS組內(nèi)）外，其余每個(gè)部分的變異（如SS組間）可由某個(gè)因素的作用（或某幾個(gè)因素的交互作用，如A因素B因素）加以解釋

5、。通過比較不同變異來(lái)源的均方，借助F分布作出統(tǒng)計(jì)推斷，從而了解該因素對(duì)觀測(cè)指標(biāo)有無(wú)影響。第9頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三10方差分析對(duì)數(shù)據(jù)的基本假設(shè)（方差分析的應(yīng)用條件）任何兩個(gè)觀察值之間均不相關(guān)每一水平下的觀察值均來(lái)自正態(tài)總體各總體方差相等，即方差齊性（homogeneity of variance）第10頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三11第二節(jié) 完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的單因素方差分析在實(shí)驗(yàn)研究中，將受試對(duì)象隨機(jī)分配到一個(gè)研究因素的多個(gè)水平中去，然后觀察實(shí)驗(yàn)效應(yīng)。在觀察研究中，按某個(gè)因素的不同水平分組，比較該因素的效應(yīng)。如比較糖尿病患者

6、，IGT異常和正常人的載脂蛋白有無(wú)差別（人群這個(gè)研究因素分為3個(gè)水平）。如將30名乙型腦炎患者隨機(jī)分為三組，分別用單克隆抗體、胸腺肽和利巴韋林三種藥物治療（藥物這個(gè)研究因素分為3個(gè)水平），觀察治療后的退熱時(shí)間。第11頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三12一、完全隨機(jī)設(shè)計(jì)如何隨機(jī)分組？ 如欲將24只小白鼠隨機(jī)分為3組。方法如下：首先，將小白鼠124編號(hào)利用隨機(jī)數(shù)字表（附表15，p832）依次讀取兩位數(shù)作為一個(gè)隨機(jī)數(shù)字錄于編號(hào)下，將全部隨機(jī)數(shù)從小到大編序號(hào)規(guī)定序號(hào)：18 甲組；916 乙組；1724為丙組第12頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三1

7、3二、變異分解 ：例：某社區(qū)隨機(jī)抽取了30名糖尿病患者（11例），IGT異常（9例）和正常人（10例）進(jìn)行載脂蛋白（mg/dL）測(cè)定，問三種人的載脂蛋白有無(wú)差別？第13頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三141. 完全隨機(jī)設(shè)計(jì)方差分析中變異的分解 總變異 = 組間變異 + 組內(nèi)變異表 糖尿病患者、IGT異常及正常人的載脂蛋白測(cè)定結(jié)果糖尿病IGT正常人85.7096.00144.00105.20124.50117.00111.0099.00159.00106.50120.00115.00均數(shù)105.45(11)102.39(9)122.80(10)X=110.3第14頁(yè)，

8、共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三152. 分析計(jì)算步驟建立檢驗(yàn)假設(shè)和確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0: 三種人載脂蛋白的總體均數(shù)相等，即 m1 =m2 =m3H1: 三種人載脂蛋白的總體均數(shù)不全相等=0.05計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F值第15頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三16表 糖尿病患者、IGT異常及正常人的載脂蛋白測(cè)定結(jié)果糖尿病IGT正常人85.7096.00144.00105.20124.50117.00111.0099.00159.00106.50120.00115.00Xij 116011105.45123509.5912.59102.3996045.41

9、228 3309.510 30122.80 110.3153420 372974.9niX Xij2第16頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三17表 糖尿病患者、IGT異常及正常人的載脂蛋白測(cè)定結(jié)果糖尿病IGT正常人Xij 116011105.45123509.5912.59102.3996045.41228 3309.510 30122.80 110.3153420 372974.9niX Xij2 C=3309.52/30=365093 （校正數(shù)）SS總= 372974.87-365093=7881.87 SS組間=11602/11+921.52/9+12282/1

10、0-365093 =2384.03SS組內(nèi)= SS總- SS組間=7881.87-2384.03=5497.84第17頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三18表 完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析表第18頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三19確定P值和作出推斷結(jié)論查附表3 F界值表（ P806）,1 = 2, 2 = 27F0.05(2,27)=3.35, F0.01(2,27)=5.49本例F=5.85 F0.01(2,27) ,故P0.01?？烧J(rèn)為三種人的載脂蛋白不同。方差分析計(jì)算表變異來(lái)源SSMSFP組間2384.0321192.015.850.

11、05區(qū)組間2376.387339.4813.960.05。尚不能認(rèn)為三種營(yíng)養(yǎng)素喂養(yǎng)的小白鼠體重增量有差別。 F0.01（7，14）=4.28， P0.01。可認(rèn)為8個(gè)區(qū)組的小白鼠體重增量有差別，即遺傳因素對(duì)小白鼠體重增量有影響（但一般更關(guān)注處理組間差別的假設(shè)檢驗(yàn)）。第39頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三40 一般而言，隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)較成組設(shè)計(jì)更容易檢驗(yàn)出處理組間的差別，提高了研究效率。但不是在任何情況下都能提高研究效率。區(qū)組效應(yīng)是否具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義是 重要的，它表明區(qū)組的劃分是否成功，即達(dá)到：區(qū)組內(nèi)各實(shí)驗(yàn)單位很均勻，而不同區(qū)組內(nèi)的實(shí)驗(yàn)單位具有很大差異。如果區(qū)組效應(yīng)無(wú)統(tǒng)計(jì)

12、學(xué)意義，則并不能提高研究效率，甚至?xí)档脱芯啃省＃ㄈ绻鸐S區(qū)組 MS誤差）若沒有足夠理由顯示不同區(qū)組間的差別確有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，則寧可不分區(qū)組。第40頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三41SPSS操作與結(jié)果解釋隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的兩因素方差分析第41頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三42二、隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的兩因素方差分析例題在不同的室溫下測(cè)定家兔的血糖濃度。室溫分七組，家兔分四個(gè)種屬，每一種屬七只。問不同溫度的血糖濃度有無(wú)差別及不同水平血糖濃度均數(shù)的變化趨勢(shì)？第42頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三431. 建立SPSS數(shù)據(jù)工

13、作表家兔種屬 室溫51015202530351301108282110120140120130110831001401601501401001101201201601201007482100110130第43頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三441. 選用SPSS過程： Analyze General Linear Model Univariate第44頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三45在Univariate對(duì)話框，將血糖濃度選入Dependent Variable欄;將室溫選入 Fix factors欄;將家兔種屬選入Random fa

14、ctors欄第45頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三46單擊Model按鈕第46頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三47選擇Custom第47頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三48將室溫和家兔種屬選入Model欄，從下拉菜單選擇Main effents(因不能分析交互作用)。單擊Continue返回。第48頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三493. SPSS結(jié)果解釋：第49頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三50經(jīng)隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的兩因素方差分析：不同室溫血糖濃度的差別有統(tǒng)

15、計(jì)學(xué)意義（F=19.12,P=0.000）不同家兔種屬血糖濃度的差別也有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（F=10.02,P=0.000）第50頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三51第四節(jié)交叉設(shè)計(jì)資料的方差分析在醫(yī)學(xué)研究中，將A、B兩種處理先后施加于同一批受試對(duì)象，先隨機(jī)的將一半的受試對(duì)象接受A后接受B，而另外一半則相反，先接受B再接受A，將兩種處理因素在全部試驗(yàn)過程中交叉進(jìn)行，故稱之為交叉設(shè)計(jì)（crossover design）。第51頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三52交叉設(shè)計(jì)是一種特殊的自身對(duì)照設(shè)計(jì)克服了試驗(yàn)前后自身對(duì)照由于觀察期間各種非試驗(yàn)因素對(duì)試驗(yàn)結(jié)果

16、的影響所造成的偏移。第52頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三53交叉設(shè)計(jì)的優(yōu)點(diǎn)：1.節(jié)約樣本含量2.控制了時(shí)間因素以及個(gè)體差異對(duì)處理方式的影響3.每一個(gè)試驗(yàn)對(duì)象同時(shí)接受試驗(yàn)因素和對(duì)照，從醫(yī)德的觀點(diǎn)出發(fā)，均等考慮了每一個(gè)患者的利益第53頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三54交叉設(shè)計(jì)的缺點(diǎn)：不允許有病人失訪，否則會(huì)造成該個(gè)體已有的數(shù)據(jù)完全浪費(fèi)不適用于病程較短的急性病治療效果的研究第54頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三55交叉設(shè)計(jì)的限制條件前一個(gè)試驗(yàn)階段的處理效應(yīng)不能持續(xù)作用到下一個(gè)試驗(yàn)階段洗脫時(shí)間（washout ti

17、me）：目的是消除殘留效應(yīng)（carry-over effect）第55頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三56例題為了研究12名高血壓病人用A、B兩種治療方案療效的差別，隨機(jī)的讓其中6名病人先以A法治療，后以B法治療，而另外一半的6名病人則先用B法，后用A法，記錄治療后血壓的下降值（KPa），請(qǐng)分析A、B兩方案療效有無(wú)差別。第56頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三57二階段交叉設(shè)計(jì)變異的來(lái)源：1.處理（藥物）效應(yīng)2.階段效應(yīng)3.順序效應(yīng)和個(gè)體差異 其中處理效應(yīng)是希望研究的因素，而順序效應(yīng)則在目前常用的統(tǒng)計(jì)分析中被忽略，因?yàn)檫@是交叉設(shè)計(jì)能夠?qū)嵤┑?/p>

18、前提條件。 保證順序效應(yīng)忽略的辦法，就是消除殘留效應(yīng)。4.誤差第57頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三58例：12例高血壓病人交叉設(shè)計(jì)資料階段123456789101112IBBABAAAABBBA3.071.334.441.873.203.734.131.071.072.273.472.40IIAABABBBBAAAB2.801.473.733.602.671.602.671.731.471.873.471.73第58頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三59第五節(jié) 拉丁方設(shè)計(jì)（latin square design）拉丁方設(shè)計(jì)是將三個(gè)因素（一

19、個(gè)處理因素兩個(gè)控制因素）按水平數(shù)r排列成一個(gè)rr的隨機(jī)方陣。如33、44拉丁方。第59頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三60常用拉丁方表ABCCABBCAABCDBADCCDBADCAB將兩個(gè)控制因素分別安排在拉丁方設(shè)計(jì)的行和列上，需對(duì)基本拉丁方表作行列變換。第60頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三61拉丁方設(shè)計(jì)的優(yōu)點(diǎn)：與隨機(jī)區(qū)組相比較，可以多安排一個(gè)控制因素，增加了均衡性，減少了誤差，提高了效率。第61頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三62例4-5比較A、B、C、D、E、F 6種藥物給家兔注射后產(chǎn)生的皮膚皰疹大?。?/p>

20、mm2），研究者選用6只家兔、并在每只家兔的6個(gè)不同部位進(jìn)行注射。 試驗(yàn)結(jié)果見下表，試做拉丁方設(shè)計(jì)和方差分析。第62頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三63家兔編號(hào)（行區(qū)組）注射部位編號(hào)（列區(qū)組）1234561A(73)B(75)C(67)E(61)D(69)F(79)2B(83)A(81)E(99)F(82)C(85)D(87)3E(73)D(60)F(73)C(77)B(68)A(74)4F(58)C(64)B(64)D(71)A(77)E(74)5C(64)F(62)D(64)A(81)E(85)B(71)6D(77)E(75)A(73)B(59)F(85)C(8

21、2)拉丁方設(shè)計(jì)與試驗(yàn)結(jié)果（皮膚皰疹大小，mm2） 拉丁方設(shè)計(jì)與隨機(jī)區(qū)組區(qū)別第63頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三64拉丁方設(shè)計(jì)變異的來(lái)源：1.處理組變異2.行區(qū)組變異3.列區(qū)組變異4.誤差 其中處理效應(yīng)是希望研究的因素。第64頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三65第四節(jié)多個(gè)樣本均數(shù)間的多重比較 multiple comparison概念無(wú)效假設(shè)的兩種情況常用方法第65頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三66一、概念指出哪幾組均數(shù)之間的差別具有或不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。當(dāng)對(duì)比組數(shù)大于2時(shí)，為什么不能用t檢驗(yàn)？因?yàn)闀?huì)增加第一類

22、錯(cuò)誤的概率，使本來(lái)無(wú)無(wú)差別的兩總體均數(shù)判為有差別。如有5個(gè)樣本均數(shù)，可作10次t檢驗(yàn)。每次不犯第一類錯(cuò)誤的概率為1-0.05=0.95。每次比較均不犯第一類錯(cuò)誤的概率僅為0.9510=0.5987，每次犯第一類錯(cuò)誤的概率為1-0.5987=0.4013，明顯增加了犯第一類錯(cuò)誤的概率。第66頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三67二、無(wú)效假設(shè)的兩種情況檢驗(yàn)?zāi)硯讉€(gè)特定總體均數(shù)是否相等，其無(wú)效假設(shè)稱為部分無(wú)效假設(shè)。比如：多個(gè)處理組與對(duì)照組比較； 處理后不同時(shí)間與處理前比較； 幾個(gè)特定的處理組間比較檢驗(yàn)全部k個(gè)總體均數(shù)是否相等，其無(wú)效假設(shè)稱為完全無(wú)效假設(shè)。比如一般涉及到每?jī)蓚€(gè)均

23、數(shù)的兩兩比較。第67頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三68三、常用方法BonferroniTukeyDunnett-t檢驗(yàn)Tamhanes T2 LSD-t 檢驗(yàn)（least significant difference）SNK- q檢驗(yàn)（Student-Newman-Keuls）第68頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三69SPSS統(tǒng)計(jì)軟件中的兩兩比較方法第69頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三701. LSD-t檢驗(yàn)Least significant difference t test，最小有意義差異，比較k組中一

24、對(duì)或幾對(duì)在專業(yè)上有特殊意義的均數(shù)差值的總體均數(shù)是否為“0”；第70頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三71LSD-t 檢驗(yàn)公式以誤差自由度誤差（或組內(nèi)）和檢驗(yàn)水準(zhǔn)查t界值表缺點(diǎn)：沒有調(diào)整多重比較的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，比較的次數(shù)愈多，犯I類錯(cuò)誤的可能性愈大。第71頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三722. Dunnett-tk1個(gè)實(shí)驗(yàn)組與一個(gè)對(duì)照組均數(shù)差別的多重比較。根據(jù)算得的t值，誤差自由度誤差 ，試驗(yàn)組數(shù)k-1，以及檢驗(yàn)水準(zhǔn)查Dunnett-t 界值表，作出推斷結(jié)論。第72頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三733. SNK -

25、 q檢驗(yàn)Student-Newman-Keuls，q檢驗(yàn)一般在方差分析結(jié)果拒絕H0時(shí)，再用q檢驗(yàn)進(jìn)行多重比較缺點(diǎn)：沒有調(diào)整多重比較的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，比較的次數(shù)愈多，犯I類錯(cuò)誤的可能性愈大。第73頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三744. Bonferroni樣本組數(shù)不宜過多，樣本數(shù)一般4，這時(shí)的檢驗(yàn)效率高于Tukey法。調(diào)整了多重比較時(shí)的檢驗(yàn)水準(zhǔn)： = / 比較的總次數(shù)，當(dāng)計(jì)算所得的tt(,)時(shí)，則以P 稱所比較的兩組均數(shù)的差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。是SPSS統(tǒng)計(jì)軟件推薦的方法第74頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三755. Tukey當(dāng)比較的樣本數(shù)大于

26、5時(shí)，檢驗(yàn)效率高于Bonferroni。當(dāng)樣本數(shù)為5時(shí)，要作10次兩兩比較；當(dāng)樣本數(shù)為6時(shí)，要作15次兩兩比較調(diào)整了多重比較時(shí)的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，是SPSS統(tǒng)計(jì)軟件推薦的方法第75頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三76Bonferroni and TukeyThe Bonferroni and Tukeys honestly significant difference tests are commonly used multiple comparison tests. 第76頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三77BonferroniFor a sm

27、all number of pairs, Bonferroni is more powerful. 第77頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三78TukeyWhen testing a large number of pairs of means, Tukey s honestly significant difference test is more powerful than the Bonferroni test.第78頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三79容易得出有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義結(jié)論的，依次為：LSD（最容易）SNKTukeybonferr

28、oni （最不容易）第79頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三806.方差不齊時(shí)的兩兩比較Tamhanes T2法: Conservative pairwise comparisons test （保守的兩兩比較檢驗(yàn)，I類錯(cuò)誤?。?based on a t test. This test is appropriate when the variances are unequal.Dunnetts T3GamesHow UDunnetts C第80頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三81多個(gè)方差的齊性檢驗(yàn)Levene Test A homogene

29、ity-of-variance test that is less dependent on the assumption of normality than most tests. For each case, it computes the absolute difference between the value of that case and its cell mean and performs a one-way analysis of variance on those differences.第81頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三82SPSS操作與結(jié)

30、果解釋方差分析第82頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三83建立SPSS數(shù)據(jù)工作表g:分組（1：糖尿病；2：IGT； 3：正常人）X:載脂蛋白表 糖尿病患者、IGT異常及正常人的載脂蛋白測(cè)定結(jié)果糖尿病IGT正常人85.7096.00144.00105.20124.50117.00111.0099.00159.00106.50120.00115.00均數(shù)105.45(11)102.39(9)122.80(10)一、完全隨機(jī)設(shè)計(jì)方差分析的SPSS第83頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三842. 選用SPSS過程第84頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月

31、20日，19點(diǎn)35分，星期三85One-way ANVOA 對(duì)話框?qū)?x選入Dependent List欄， g選入Factor欄第85頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三86單擊Post Hoc按鈕第86頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三87選擇Bonferroni，單擊Continue返回第87頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三88選擇Descriptive，Homogeneity單擊Continue 返回第88頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三89單擊OK按鈕運(yùn)行ANOVA過程第89頁(yè)，

32、共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三903. 結(jié)果解釋 三組均數(shù)（mg/dL）依次為： 正常人（122.80 ）、糖尿病患者 （105.46 ） 和IGT患者 （102.39 ）。第90頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三91經(jīng)方差齊性檢驗(yàn)，P=0.548，按=0.05水準(zhǔn)，還不能認(rèn)為3個(gè)總體方差不等。第91頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三92經(jīng)完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的單因素方差分析，F(xiàn)=5.85, P=0.008, 可認(rèn)為三種人的載脂蛋白不同。第92頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三93經(jīng)Bonferro

33、ni檢驗(yàn)，正常人與糖尿病患者（P=0.029）、正常人與IGT患者（P=0.013）載脂蛋白的差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義第93頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三94二、隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的兩因素方差分析在不同的室溫下測(cè)定家兔的血糖濃度。室溫分七組，家兔分四個(gè)種屬，每一種屬七只。問不同溫度的血糖濃度有無(wú)差別及不同水平血糖濃度均數(shù)的變化趨勢(shì)？家兔種屬 室溫51015202530351301108282110120140120130110831001401601501401001101201201601201007482100110130第94頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)

34、35分，星期三951. 建立SPSS數(shù)據(jù)工作表家兔種屬 室溫51015202530351301108282110120140120130110831001401601501401001101201201601201007482100110130第95頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三96隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)方差分析的Spss過程Analyze General Lineal Model Univariate Dependent list ：血糖濃度 Fixed Factor 框 ：室溫Random Factor 框：家兔種屬 Model Custom Build Terms 下

35、拉： Main effects Model 框：室溫、家兔種屬OK第96頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三97單擊Post Hoc按鈕第97頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三98將變量：室溫選入Post Hoc Tests for 欄，以便進(jìn)行兩兩比較。由于組數(shù)多，選擇Tukey進(jìn)行兩兩比較。單擊Continue 按鈕返回第98頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三99單擊OK按鈕第99頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三1003. SPSS結(jié)果解釋：Means過程顯示不同室溫的均值：可見從5分鐘

36、(130.0 mg%)到20分鐘(89.3 mg%) ，血糖均值由高逐漸降低；從20分鐘(89.3 mg%)到35分鐘(147.5 mg%) ，血糖均值由低逐漸升高。第100頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三1013. SPSS結(jié)果解釋第101頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三102經(jīng)隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的兩因素方差分析：不同室溫血糖濃度的差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（F=19.12,P=0.000）不同家兔種屬血糖濃度的差別也有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（F=10.02,P=0.000）第102頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三103期望均方表（可不

37、看該結(jié)果）第103頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三104Tukey檢驗(yàn)結(jié)果（1）第104頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三105Tukey檢驗(yàn)結(jié)果（2）第105頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三106Tukey法的均衡子集表第106頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三107三、交叉設(shè)計(jì)方差分析的SPSS例4-6 分析 A、B兩種閃爍液測(cè)定血漿中3H-cGMP的交叉試驗(yàn)結(jié)果。第I階段1、3、4、7、9號(hào)用A測(cè)定，2、5、6、8、10號(hào)用B測(cè)定；第II階段1、3、4、7、9號(hào)用B測(cè)定，2、5、6、8、10號(hào)用A測(cè)定。試對(duì)交叉試驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行方差分析。第107頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三1081.建立數(shù)據(jù)庫(kù)第108頁(yè)，共117頁(yè)，2022年，5月20日，19點(diǎn)35分，星期三109交叉設(shè)計(jì)方差分析的Spss過程Analyze General Lineal Model Univariate Dependent list ：X Fixed Factor 框 ：treat ph