医学统计学第3版 秩和检验ppt课件VIP

.第十二章等级和检验、Medicalstatistics、2、讲义内容：第一节Wilcoxon符号等级和检验第二节两个独立样品比较的等级和检验第三节多个独立样品比较的等级和检验第四节随机分组设计的等级和检验例如，t检验： H0:1=2参数检验：在特定的总体分布(例如，正态分布)的前提下，估计或检验该未知参数。 这样的检查被称为参数检查(parametrictest )。 检测t检定、z检定等整体参数的方法被称为参数统计法(parametricstatistics )。4，非参数检查：不假设特定的总体分布，不估计或检查总体参数，只比较总体分布的位置是否相同。 这种检查称为非参数检查。 (nonparametrictest )是不依赖于整体分布类型的统计方法(适用于任意分布)，也被称为任意分布检查。 例如，秩和检查、秩相关分析、行程长度检查、码检查(非参数统计方法)。5、非参数检查的适用范围(资料)，定量资料不符合参数检查条件。 1 .整体分布的类型不清楚或者整体分布明显偏颇，但没有适当的转换法转换为正态分布2 .秩序(等级)资料、秩序次资料3 .数据包数据的一端或两端有不确定的数值4 .整体的分散不一致。6、非参数检查的特征、优点：1.适用范围广，不受整体分布的限制。 2 .方法简单。 缺点：检查的性能低(适合用参数检查的数据，不用参数检查的话数据信息的损失(观测值改变顺序)，检查的性能降低)。 首先选择参数统计方法，然后选择非参数统计方法。7、第一节Wilcoxon符号等级和检验符号：8、1、配对设计的两个样品进行比较，配对设计计量数据的两个处理效果的比较，一般采用配对t检验，差异明显偏离正态分布时，采用Wilcoxon配对符号等级和检验，符号等级、9、配对设计资料的符号等级和检测，例12-1有研究者想研究保健食品对小鼠疲劳的作用，将同一属的小鼠分为性别和年龄相同、体重接近的一对，共计10对，每对随机将两只小鼠分为保健食品不同的剂量组，在一定时期测定其糖原含量(mg/100g )的结果，参照表12-1，问不同给药量的小鼠的糖原含量是否有差异，10，本例的对样品的差分值经过正态性检查，推定总体上不遵循正态分布，现在Wilcoxon 、设计资料的符号等级和检验程序成对，1 .建立检验假设，检验水平： H0:差的总体中央值等于零，即Md=0H1:差的总体中央值不等于零，即Md0检验水平=0.05，12，2 .检验从差的绝对值小时到大时排序，表示原来的差的符号。 绝对值相同，符号有相同的差，按顺序排序的绝对值相同，但符号不同，所以必须取平均等级。 秩序相等叫做相持。 分别求出正、负的秩和：本例，T=48.5，t-=6.5. t-=n (n1)/2= 10 (101 )/2 =55，并无错误地进行计算。 (4)确定检验统计量：设t或者T-为统计量t，设t或者T-为统计量t。 本例T=48.5、T-=6.5应取较小的T-=6.5。 求正、负秩和，确定15、3.p的值，制作估计(1)表示法，将t的边界值表(附表10p334):T在此基础上，在下限值的范围内，p的值大于相应的概率。 t还在下限范围外，p的值比相应的概率小。 t等于上下限值，p的值在相应的概率以下。 (内外小)，16，本例，n=10，T=6.5，配对设计用的t边界值表(p34 )，两侧：=0.05，10=8- 47，0.020，10=5- 50，计算0.020检验水平=0.05，23，2 .检验统计量t值(2)排序：差为0不排序，n必须相应地减小(有效n )。 从差的绝对值小到大排序，表示原来的差的符号。绝对值相同，符号有相同的差异，按顺序排序的绝对值相同，但符号不同，所以必须取平均等级。 秩序相等叫做相持。 参照表的第3栏。 (3)分别用正、负的等级和：分别用t和T-表示。 在本示例中，T=62.5，T-=3.5.对照： T T-=n(n 1)/2=11(11 1)/2=66，没有错误。 (4)确定检定统计量：把t或T-作为检定统计量t。 一般以t或者t年轻人为t。 本例T-=3.5或T=62.5以T-=3.5作为检验统计量t。 确定.25、3.p值，估计本例得到配对设计t边界值表(p334 )、n=11、单侧：P0.005、11=5-61、T=3.5、P0.005，以=0.05的检定水平拒绝H0，该工厂的尿氟含量为当地的正常人将26、第二节两个独立样品进行比较的等级和检查一、原始数据两个样品进行比较，例12-3对10例肺癌患者和12例矽肺0期工人用x线照片测定肺门横径右侧的距离RD值(cm )，结果如表12-3所示。 肺癌患者的RD值高于矽肺0期工人的RD值吗？27、规定：设n1n2、n1对应的秩和为t。 建立28，1 .检查假说，检查水平H0:肺癌患者和矽肺工人的RD值的整体中位数相等(整体分布位置相同) H1:肺癌患者的RD值是矽肺工人的RD值的检查水平=0.05，29，2 .计算检查统计量t值(1) 排序：从小到大对两组数据进行排序(1)将相同的数据放入相同的样本中，排序2 )在不同的样本中，需要取平均排序顺序，30，(2)求排序和：样本数量少的为n1，拉N=n1 n2，本例N=22，T1 T2=N(N 1)/2=253，秩和计算没有错误。 (3)确定检定统计量t的值：在n1=n2的情况下，T=T1或T=T2。 n1n2，T=T1。 在该示例中，T=141.5。 确定和估计31，3.p值的(1)调查表法： n110，且n2-n110调查t阈值表(附表11，p36，两个独立样品等级和检验用)。 首先从左侧开始找到n1(n1和n2中较小的一个)。 该例为10，再从表的上方查找2组例数的差(n2-n1)，则在本例中，n2-n1=2，在两者的交叉处为t的阈值。 确定p值的方法与之前相同。 本例T=141.5，单侧： 0.02510，超出附表11的范围，可以用正规近似法检测，公式为：若相持多(如超过25% )，校正：、33、二、等级资料两个样品比较，例12-4有研究者使用新药按摩乐口服液进行高甘油将189例高甘油三脂血症患者随机分为两组，分别用按摩乐口服液和山楂精降脂片治疗，数据参照表12-4，询问两种药物治疗高甘油。 建立检查假设，检查水平H0:两种药物治疗效果的整体分布位置相同H1:种药物治疗效果的整体分布位置不同检查水平=0.05，36，2 .计算检查统计量t值(1)排序： 请参照表的(4)-(6)栏。 相同等级的名次互相有。 (2)求等级和：按平均等级顺序乘以各组的各等级例子数，合计T1和T2，参照(7)和(8)栏。 (3)确定检验统计量t的值：本例n1=69，超过两个独立样本的t边界值表的范围，需要近似正规检验。 求出表10-4-2、等级、保持、z值校正.确定38，3.p值，得到推定t阈值表(附表3，p16 )，ZC=3.31，P3后，Hc或h近似于自由度k-1的2分布，用2阈值来判断。47、二、等级资料多样品比较、例126 4种疾病患者痰液内嗜酸白细胞的检查结果如表126所示。 4种疾病患者痰液内嗜酸白血球有差异吗？ 指标变量是类变量，不是2检验，而是需要Kruskal-WallisH检验。1 .建立检查假说，确定检查水平H0:种疾病患者痰液内嗜酸白血球整体的分布位置相同H1:种疾病患者痰液内嗜酸白血球整体的分布位置不同的检查水平=0.05，50，(1)排序(2)排序(3)求出检查统计量h值，2 .检查统计量h值3 .求出p值，推定为=4-1=3，调查附表9(2边界值表，p33 )，认为得到P0.005、p3的4种疾病患者痰液内的嗜酸白血球之间存在差异。52、一、多个完全随机设计的样本的复用.对较常用的扩展的t检验。53、扩张的t检验、统计量t式(无本书):54、例12-7在某医院用三种复方小叶枇杷治疗老年慢性支气管炎，数据参照表12-7第(1)-(4)栏，比较了三种处方的疗效差异。 在、55、相同前，旧复方样品的等级和为：56，计算各样品的等级和检测统计值h，57、h的检测结果为： HC=25.1214，H0，差异有统计学意义，用三种复方小叶枇杷处方治疗老年慢性支气管炎的在3种复方小叶枇杷处方中判断哪个样品有差异，还需要进行两个比较。 通过多重比较求平均秩，60，61，计算结果如表12-8所示。 确定.62，3 .值进行统计推定，63，由于对独立样本的平均数进行了多重比较，所以扩展t检定等多重比较方法不能用上述的统计软件实现。 统计软件可以实现的两种方法是： (1)秩转换法(大样本)秩转换后调整方差分析和多重比较表12.7(p170)(2)检定水准法Bonferroni法。 两个独立样品的等级和检查。 64、Bonferroni法，该方法也称为Bonferronit检验。 Bonferroni建议，多重比较的情况下，每次比较的检定水平为的话就进行m次比较，H0为真的情况下，犯第一种错误的累积概率不超过m，这是著名的Bonferroni不等式。 因此，为了使多次比较后犯第一类错误的累积概率不超过规定的，设=m，通过多重比较每次进行比较，决定检定电平=/m。 因此，Bonferroni的本质是调整检查水平，所以也称为Bonferroni调整法。 将、65、3个样品进行比较，以m=k(k-1)/2、检查水平作出结论。 、66、第四节随机区设计资料的等级和检验随机区设计是对设计的扩展。a处理、b处理、a处理、b处理、c处理、配合设计、对、区群、a、b、b、c、一、多个相关样品进行了FriedmanM检验、68、随机化区群设计资料的等级和检验，例12-8是学生的学习成绩综合评价，4 以性别、年级、社会经济地位、学习动机相同、智力水平、学习状况相近为配合条件，将4名学生分成组，共8组，将各组4名学生随机分成4种不同教育方式的实验组，经过同一时间后，对学习成绩进行综合评价。 比较四种教育方式是否影响学生学习成绩的综合评价.69，本例为随机化区群的设计，观察指标为连续型变量资料，各教学方式群的数据来自非正规整体，不可进行方差分析。 表12-9、70，用于本例随机化区群设计的方法在FriedmanM检验中，估计了随机区群设计资料的多个相关样本来源的多个整体分布是否存在差异。71、1 .建立检定假说，检定水平H0:种教学方式的综合评分整体分布位置相同H1:种教学方式的综合评分整体分布位置不同检定水平=0.05，72，(1)分级、分级和：各组内数据分小等级进一步将各处理组的等级顺序相加，得到各处理组的等级和。 (2)检验统计量m值：2，2 .计算检验统计量m值，k是处理数，b是块数，Ri是样本等级和。 将.73、本例中k=4、b=8的各自的基本秩和代入，决定、74、3.p值，并根据k、b检查附表13的m阈值表(p38 )。在本例中，查看区分组数b=8、处理数k=4、附表13M的阈值表(p38 )，并查看M0.05=105； M=191.5M0.05，P0.05； 在=0.05的检查水平上拒绝H0，接受H1。 认为不同的教育方式会影响学生学习成绩的综合评价。75、2(M )的值通过下式计算，(2)2近似法，k是处理数，b是块数，Rj是样本秩和。 用2边界值确定p值下的结论。 同样等级多的话请修改。76，例如，在将各基本秩和代入本例中k=4、b=8的情况下，在由于m检验随机分组设计资料而导致拒绝H0时，还需要进行各处理组的复用比较。 随机分组设计资料多重比较的方法与分组设计资料多重比较相似： (1)等级转换法(大样本)等级转换