卡方檢驗(yàn)解釋【優(yōu)質(zhì)內(nèi)容】

《卡方檢驗(yàn)解釋【優(yōu)質(zhì)內(nèi)容】》由會員分享，可在線閱讀，更多相關(guān)《卡方檢驗(yàn)解釋【優(yōu)質(zhì)內(nèi)容】（80頁珍藏版）》請在裝配圖網(wǎng)上搜索。

1、醫(yī)學(xué)統(tǒng)計學(xué)-E-MAIL: 1高級培訓(xùn)主講內(nèi)容第一第一 概述概述基本思想基本思想第二第二 2 22 2表卡方檢驗(yàn)表卡方檢驗(yàn)第三第三 配對四格表卡方檢驗(yàn)配對四格表卡方檢驗(yàn)第四第四 R RC C表卡方檢驗(yàn)表卡方檢驗(yàn)第五第五 FisherFisher確切概率檢驗(yàn)確切概率檢驗(yàn)第六第六 多個樣本率的多重比較多個樣本率的多重比較第七有序分組資料的線性趨勢檢驗(yàn)第七有序分組資料的線性趨勢檢驗(yàn) 2卡方檢驗(yàn)概述p136 研究目的：率研究目的：率 or 構(gòu)成比構(gòu)成比的假設(shè)檢驗(yàn)（大樣本率或的假設(shè)檢驗(yàn)（大樣本率或 小樣本率）小樣本率）資料類型：計數(shù)資料資料類型：計數(shù)資料 基本思想：基本思想：檢驗(yàn)中的檢驗(yàn)中的 是希臘字母

2、，稱為卡方是希臘字母，稱為卡方檢驗(yàn)，是一種用途較廣的計數(shù)資料的假設(shè)檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)，是一種用途較廣的計數(shù)資料的假設(shè)檢驗(yàn)方法，屬于非參數(shù)檢驗(yàn)的范疇，主要是比較兩個及兩個以屬于非參數(shù)檢驗(yàn)的范疇，主要是比較兩個及兩個以上樣本率上樣本率(構(gòu)成比）以及兩個分類變量的關(guān)聯(lián)性分構(gòu)成比）以及兩個分類變量的關(guān)聯(lián)性分析。其根本思想就是在于比較理論頻數(shù)和實(shí)際頻數(shù)析。其根本思想就是在于比較理論頻數(shù)和實(shí)際頻數(shù)的吻合程度或擬合優(yōu)度問題。的吻合程度或擬合優(yōu)度問題。22檢驗(yàn)的應(yīng)用 檢驗(yàn)兩個樣本率之間差別的顯著性；檢驗(yàn)多個樣本率或構(gòu)成比之間差別的顯著性；檢驗(yàn)兩個雙向無序分類變量是否存在關(guān)聯(lián)；配對計數(shù)資料的比較。2一、兩獨(dú)立樣本率

3、檢驗(yàn)一、兩獨(dú)立樣本率檢驗(yàn)（一）（一）兩獨(dú)立樣本率資料的四格表形式 例例7-1 為研究腫瘤標(biāo)志物癌胚抗原（為研究腫瘤標(biāo)志物癌胚抗原（CEA）對肺癌的診斷價值，隨機(jī)抽取對肺癌的診斷價值，隨機(jī)抽取72例確診為肺癌的例確診為肺癌的患者為肺癌組，患者為肺癌組，114例接受健康體檢的非肺癌患例接受健康體檢的非肺癌患者為對照組。用者為對照組。用CEA對其進(jìn)行檢測，結(jié)果呈陽性對其進(jìn)行檢測，結(jié)果呈陽性反應(yīng)者病例組中反應(yīng)者病例組中33例，對照組中例，對照組中10例。問兩組人例。問兩組人群的群的CEA陽性率有無差異？陽性率有無差異？表表7-1 CEA對兩組人群的診斷結(jié)果對兩組人群的診斷結(jié)果*括號內(nèi)為理論頻數(shù)。本例資

4、料經(jīng)整理成表本例資料經(jīng)整理成表7-1形式，即有形式，即有兩個處理組，每個處理組的例數(shù)由發(fā)生數(shù)兩個處理組，每個處理組的例數(shù)由發(fā)生數(shù)和未發(fā)生數(shù)兩部分組成。表內(nèi)有和未發(fā)生數(shù)兩部分組成。表內(nèi)有33、39、10、104 四個基本數(shù)據(jù)，其余數(shù)據(jù)均由此四個基本數(shù)據(jù)，其余數(shù)據(jù)均由此四個數(shù)據(jù)推算出來的，故稱四格表資料。四個數(shù)據(jù)推算出來的，故稱四格表資料。（二）（二）檢驗(yàn)的基本思想檢驗(yàn)的基本思想2處理組處理組 發(fā)生數(shù)發(fā)生數(shù) 未發(fā)生數(shù)未發(fā)生數(shù) 合計合計 甲甲 a b a+b 乙乙 c d c+d 合合 計計 a+c b+d n 表表7-2 四格表資料的基本形式四格表資料的基本形式 基本思想：可通過基本思想：可通過

5、檢驗(yàn)的基本公式檢驗(yàn)的基本公式來理解。來理解。22(),()(1)A TT行數(shù)-1 列數(shù)式中，式中，A為實(shí)際頻數(shù)（為實(shí)際頻數(shù)（actual frequency），），T為理論頻數(shù)（為理論頻數(shù)（theoretical frequency）。）。2 理論頻數(shù)理論頻數(shù) 是根據(jù)檢驗(yàn)設(shè)是根據(jù)檢驗(yàn)設(shè) ，且，且用合并率用合并率 來估計而定的。來估計而定的。T012:H (72)acacabcdn11()()(73)aab acTTn21()()(74)ccd acTTn (75)bdbdabcdn12()()(76)bab bdTTn22()()(77)dcd bdTTn理論頻數(shù)由下式求得：理論頻數(shù)由下式求得

6、：R CRCn nTn式中，式中，TRC 為第為第R 行行C 列的理論頻數(shù)列的理論頻數(shù) nR 為相應(yīng)的行合計為相應(yīng)的行合計 nC 為相應(yīng)的列合計為相應(yīng)的列合計 檢驗(yàn)統(tǒng)計量檢驗(yàn)統(tǒng)計量 值反映了實(shí)際頻數(shù)與值反映了實(shí)際頻數(shù)與理論頻數(shù)的吻合程度。理論頻數(shù)的吻合程度。若檢驗(yàn)假設(shè)若檢驗(yàn)假設(shè)H0:1=2成立，四個格子的實(shí)際成立，四個格子的實(shí)際頻數(shù)頻數(shù)A 與理論頻數(shù)與理論頻數(shù)T 相差不應(yīng)該很大，即統(tǒng)計量相差不應(yīng)該很大，即統(tǒng)計量 不應(yīng)該很大。如果不應(yīng)該很大。如果 值很大，即相對應(yīng)的值很大，即相對應(yīng)的P 值很值很小，若小，若 ，則反過來推斷，則反過來推斷A與與T相差太大，超相差太大，超出了抽樣誤差允許的范圍，從而

7、懷疑出了抽樣誤差允許的范圍，從而懷疑H0的正確性，的正確性，繼而拒絕繼而拒絕H0，接受其對立假設(shè)，接受其對立假設(shè)H1，即，即12。P22 由公式（由公式（7-1）還可以看出：）還可以看出：值的大小還取決于值的大小還取決于 個數(shù)的多少（嚴(yán)格地說是自由度個數(shù)的多少（嚴(yán)格地說是自由度的大小）。由于各的大?。Ｓ捎诟?皆是正值，故自由度皆是正值，故自由度愈大，愈大，值也會愈大；所以只有考慮值也會愈大；所以只有考慮了自由度了自由度的影響，的影響，值才能正確地反映實(shí)際頻數(shù)值才能正確地反映實(shí)際頻數(shù)A和理論和理論頻數(shù)頻數(shù)T 的吻合程度。的吻合程度。檢驗(yàn)的自由度取決于可以自由取值的格檢驗(yàn)的自由度取決于可以自由取

8、值的格子數(shù)目，而不是樣本含量子數(shù)目，而不是樣本含量n n。四格表資料只。四格表資料只有兩行兩列，有兩行兩列，=1=1，即在周邊合計數(shù)固定的情，即在周邊合計數(shù)固定的情況下，況下，4 4個基本數(shù)據(jù)當(dāng)中只有一個可以自由個基本數(shù)據(jù)當(dāng)中只有一個可以自由取值。取值。22()A TT2()A TT222（1）建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水平。建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水平。H0:1=2H1:12=0.05。（三）（三）假設(shè)檢驗(yàn)假設(shè)檢驗(yàn)（2）求檢驗(yàn)統(tǒng)計量值）求檢驗(yàn)統(tǒng)計量值 1172 43/18616.6T，1272 16.655.4T 2143 16.626.4T，2211426.487.6T。1)12)(12(222

9、22(33 16.6)(3955.4)(1026.4)(10487.6)16.655.426.487.611112()34.3216.416.655.426.487.6以以=1=1 查附表查附表 8 8 的的2界值表得界值表得005.0P。按。按05.0 檢驗(yàn)水準(zhǔn)拒絕檢驗(yàn)水準(zhǔn)拒絕0H，接受，接受1H，肺癌患者癌胚抗原的，肺癌患者癌胚抗原的 陽性率顯著高于健康人，提示可能具有臨床診斷價陽性率顯著高于健康人，提示可能具有臨床診斷價 值。值。四格表資料檢驗(yàn)的專用公式四格表資料檢驗(yàn)的專用公式22()()()()()ad bc na b a c b d c d2186(33 104 10 39)234.

10、1072 43 143 114(四四)四格表資料檢驗(yàn)的校正公式四格表資料檢驗(yàn)的校正公式 22(0.5)cA TT22()2()()()()cn|ad-bc|-n=a+b c+d a+c b+d 分布是一連續(xù)型分布，而四分布是一連續(xù)型分布，而四格表資料屬離散型分布，由此計算格表資料屬離散型分布，由此計算得的得的 統(tǒng)計量的抽樣分布亦呈離散統(tǒng)計量的抽樣分布亦呈離散性質(zhì)。為改善性質(zhì)。為改善 統(tǒng)計量分布的連續(xù)統(tǒng)計量分布的連續(xù)性，則進(jìn)行連續(xù)性校正。性，則進(jìn)行連續(xù)性校正。222四格表資料 檢驗(yàn)公式選擇條件：40,5nT2 ，不校正的理論或?qū)Ｓ霉?；，校正公式；，直接計算概?(Fisher)。40,15nT

11、40 1nT或 連續(xù)性校正僅用于連續(xù)性校正僅用于 的四格表資料，當(dāng)?shù)乃母癖碣Y料，當(dāng) 時，一般不作校正。時，一般不作校正。212 例例7-2 將將116例癲癇患者隨機(jī)分例癲癇患者隨機(jī)分為兩組，一組為兩組，一組70例接受常規(guī)加高壓氧例接受常規(guī)加高壓氧治療（高壓氧組），另一組治療（高壓氧組），另一組46例接受例接受常規(guī)治療（常規(guī)組），治療結(jié)果見表常規(guī)治療（常規(guī)組），治療結(jié)果見表7-3。問兩種療法的有效率有無差別？問兩種療法的有效率有無差別？表7-3 兩種療法治療癲癇的效果 治療結(jié)果 治療方法 有效 無效 合計 有效率（%）高壓氧組 66（62.8）4（7.2）70 94.3 常規(guī)組 38（41.2）

12、8（4.8）46 82.6 合 計 104 12 116 89.7 012112:,:,0.05HH 本例 ，故用四格表資料 檢驗(yàn)的校正公式22116,4.8nT但2 ，查 界值表得 。按 檢驗(yàn)水準(zhǔn)不拒絕 ，尚不能認(rèn)為組有效率不等。1210.005.0 P05.00H2(66 84 38116 2)11622.9270 46 104 12c 本資料若不校正時，本資料若不校正時，結(jié)論與之相反。結(jié)論與之相反。24.080.05P，（四）卡方檢驗(yàn)的連續(xù)性校正問題s贊成依據(jù)是：這樣做可使卡方統(tǒng)計量抽樣分布的連續(xù)性和平滑性得到改善，可以降低I類錯誤的概率，連續(xù)性校正后的卡方檢驗(yàn)，其結(jié)果更接近于Fishe

13、r確切概率法。不過，校正也不是無條件的，它只適合于自由度為1時，樣本含量較小，如n40，或至少有一個格子的理論頻數(shù)太小，如T5的情形。（四）卡方檢驗(yàn)的連續(xù)性校正問題s反對依據(jù)是：經(jīng)連續(xù)性校正后，P值有過分保守之嫌。此外，F(xiàn)isher確切概率法建立在四格表雙邊固定的假定下，而實(shí)際資料則是單邊固定的四格表，連續(xù)性校正卡方檢驗(yàn)的P值與Fisher確切概率法的P值沒有可比性。就應(yīng)用而言，無論是否經(jīng)過連續(xù)性校就應(yīng)用而言，無論是否經(jīng)過連續(xù)性校正，若兩種檢驗(yàn)的結(jié)果一致，無須在正，若兩種檢驗(yàn)的結(jié)果一致，無須在此問題上糾纏。但是，當(dāng)兩種檢驗(yàn)結(jié)此問題上糾纏。但是，當(dāng)兩種檢驗(yàn)結(jié)果相互矛盾時，如例果相互矛盾時，如例7

14、-27-2，就需要謹(jǐn)，就需要謹(jǐn)慎解釋結(jié)果了。慎解釋結(jié)果了。為客觀起見，建議將兩種結(jié)論同時報為客觀起見，建議將兩種結(jié)論同時報告出來，以便他人判斷。當(dāng)然，如果告出來，以便他人判斷。當(dāng)然，如果兩種結(jié)論一致，如均為或，則只報道兩種結(jié)論一致，如均為或，則只報道非連續(xù)性檢驗(yàn)的結(jié)果即可。非連續(xù)性檢驗(yàn)的結(jié)果即可。第第二二節(jié)節(jié)、兩相關(guān)樣本率檢驗(yàn)兩相關(guān)樣本率檢驗(yàn)（McNemar檢驗(yàn)）檢驗(yàn)）配對四格表資料的配對四格表資料的 檢驗(yàn)檢驗(yàn)2與計量資料推斷兩總體均數(shù)是否與計量資料推斷兩總體均數(shù)是否有差別有成組設(shè)計和配對設(shè)計一樣，有差別有成組設(shè)計和配對設(shè)計一樣，計數(shù)資料推斷兩個總體率（構(gòu)成比）計數(shù)資料推斷兩個總體率（構(gòu)成比）

15、是否有差別也有成組設(shè)計和配對設(shè)計，是否有差別也有成組設(shè)計和配對設(shè)計，即即四格表資料四格表資料和和配對四格表資料配對四格表資料。例例7-3某抗癌新藥的毒理研究中，將某抗癌新藥的毒理研究中，將78只大鼠按性別、窩別、體重、年齡等因只大鼠按性別、窩別、體重、年齡等因素配成素配成39對，每個對子的兩只大鼠經(jīng)隨機(jī)對，每個對子的兩只大鼠經(jīng)隨機(jī)分配，分別接受甲劑量和乙劑量注射，試分配，分別接受甲劑量和乙劑量注射，試驗(yàn)結(jié)果見表驗(yàn)結(jié)果見表7-4。試分析該新藥兩種不同劑。試分析該新藥兩種不同劑量的毒性有無差異。量的毒性有無差異。表表7-4 某抗癌新藥兩種劑量的毒理實(shí)驗(yàn)結(jié)果某抗癌新藥兩種劑量的毒理實(shí)驗(yàn)結(jié)果 乙劑量

16、甲劑量 死亡()生存()合 計 死亡()6（a）12（b）18 生存()3（c）18（d）21 合 計 9 30 39 上述配對設(shè)計實(shí)驗(yàn)中，就每個對子而上述配對設(shè)計實(shí)驗(yàn)中，就每個對子而言，兩種處理的結(jié)果不外乎有言，兩種處理的結(jié)果不外乎有四種可能四種可能:兩只大鼠均死亡（甲兩只大鼠均死亡（甲乙乙）數(shù)數(shù)(a)；兩只均生存（甲兩只均生存（甲乙乙）數(shù)數(shù)(d)；其中一只死亡（甲其中一只死亡（甲乙乙）數(shù)數(shù)(b)；其中一只死亡（甲其中一只死亡（甲乙乙）數(shù)數(shù)(c)。其中，其中，a,d 為兩法觀察結(jié)果一致的兩種情況，為兩法觀察結(jié)果一致的兩種情況，b,c為兩法觀察結(jié)果不一致的兩種情況為兩法觀察結(jié)果不一致的兩種情況

17、。cbcb22)(,1 cbcbc22)1(,1=檢驗(yàn)統(tǒng)計量為檢驗(yàn)統(tǒng)計量為H0：總體四格表中甲乙 的對子數(shù)與甲乙的對子數(shù)出現(xiàn)頻率相同（兩劑量毒性相同）；H1：總體四格表中甲乙 的對子數(shù)與甲乙的對子數(shù)出現(xiàn)頻率不同（兩劑量毒性不同）；=0.05 已知樣本四格表中，b=12，c=3，因 b+c=15，故將其代入公式 9-13，有 查附表 8，20.025,15.02，20.05,13.84，得 0.025P0.05，按=0.05 水準(zhǔn)拒絕 H0，接受 H1，可以認(rèn)為兩種劑量的毒性有差異，甲劑量組的死亡率較高（因 bc）。27.4312)1321(22c注意：注意：本法一般用于樣本含量不太大的資料。因

18、本法一般用于樣本含量不太大的資料。因?yàn)樗鼉H考慮了兩法結(jié)果不一致的兩種情況為它僅考慮了兩法結(jié)果不一致的兩種情況(b,c)，而未考慮樣本含量而未考慮樣本含量n和兩法結(jié)果一致的兩種情和兩法結(jié)果一致的兩種情況況(a,d)。所以，當(dāng)。所以，當(dāng)n很大且很大且a與與d的數(shù)值很大的數(shù)值很大（即兩法的一致率較高），（即兩法的一致率較高），b與與c的數(shù)值相對較的數(shù)值相對較小時，即便是檢驗(yàn)結(jié)果有統(tǒng)計學(xué)意義，其實(shí)際小時，即便是檢驗(yàn)結(jié)果有統(tǒng)計學(xué)意義，其實(shí)際意義往往也不大。意義往往也不大。第第三三節(jié)節(jié)R C表 檢驗(yàn) 2行行列表資料列表資料 多個樣本率比較時，有R行2列，稱為R 2表；兩個樣本的構(gòu)成比比較時，有2行C列，稱

19、2C表；多個樣本的構(gòu)成比比較，以及雙向無序分類資料關(guān)聯(lián)性檢驗(yàn)時，有行列，稱為R C表。檢驗(yàn)統(tǒng)計量檢驗(yàn)統(tǒng)計量22(1)(1)(1)RCAnn n行數(shù)列數(shù)一、多個樣本率的比較一、多個樣本率的比較 例7-4用A、B、C三種不同方法分別處理新生兒臍帶，發(fā)生感染的情況見表7-6，試比較3種不同方法的臍帶感染率有無差異。表9-6 三種臍帶處理方法的臍帶感染情況 臍帶感染 處理組 感染 未感染 合計 感染率（%）A 76 3143 3219 2.36 B 15 2409 2424 0.62 C 2 762 764 0.26 合計 93 6314 6407 1.45 二、兩組構(gòu)成比的比較 例7-5為研究某種新

20、藥對尿路疼痛的止痛效果，將有尿路疼痛的患者144例隨機(jī)分為兩組，每組72例，一組服該新藥（治療組），另一組服安慰劑（對照組）。兩組患者尿路疼痛的原因見表7-7，問兩組患者尿路疼痛原因的分布有無差異？表7-7 兩組患者尿路疼痛原因的分布 尿路疼痛原因 分 組 尿路感染 器械損傷 其它 合計 治療組 34 29 9 72 對照組 29 35 8 72 合 計 63 64 17 144 2.求檢驗(yàn)統(tǒng)計量和自由度。將表 9-7 數(shù)據(jù)代入公式 9-14，有 22222234299293582144(1)1.027263726472 177263726472 17(21)(31)2 3.確定 P 值，下結(jié)

21、論。查2界值表，20.5,21.39，20.5,21.018，所以，P0.50，以0.05水準(zhǔn)不拒絕 H0，即尚不能認(rèn)為兩組患者尿路疼痛原因的分布有差異。三、多組構(gòu)成比的比較例例7-6 在某項(xiàng)疼痛測量研究中，給160例手術(shù)后疼痛的患者提供四種疼痛測量量表，即直觀模擬量表（VAS），數(shù)字評估量表（NRS），詞語描述量表（VDS），面部表情疼痛量表（FPS）,患者首選的量表以及患者的文化程度見表7-8，問患者首選疼痛量表與文化程度是否有關(guān)？表7-8 不同文化程度患者首選疼痛量表的類型 首選測痛量表 文化程度 V AS VDS NRS FPS 合計 高中以下 3(3.5)16(18.7)18(19.

22、7)44(39.0)81 高中 0(1.6)10(8.6)9(9.0)18(17.8)37 高中以上 4(1.8)11(9.7)12(10.2)15(20.2)42 合計 7 37 39 77 160 四、R C表 檢驗(yàn)的條件21行列表中的各格T1，并且1T5的格子數(shù)不宜超過1/5格子總數(shù)，否則可能產(chǎn)生偏性。處理方法有三種：增大樣本含量以達(dá)到增大理論頻數(shù)的目的，屬首選方法，只是有些研究無法增大樣本含量，如同一批號試劑已用完等。根據(jù)專業(yè)知識，刪去理論頻數(shù)太小的行或列，或?qū)⒗碚擃l數(shù)太小的行或列與性質(zhì)相近的鄰行或鄰列合并。這樣做會損失信息及損害樣本的隨機(jī)性。注意注意：不同年齡組可以合并，但不同血型就

23、不能合并。改用雙向無序RC表的Fisher確切概率法（可用SAS軟件實(shí)現(xiàn)）。第四節(jié)、Fisher確切概率檢驗(yàn) 確切概率檢驗(yàn)是由Fisher 1934年提出的一種用于兩個獨(dú)立樣本率比較的方法，故又稱Fisher確切概率法。有人認(rèn)為，當(dāng)樣本量n和理論頻數(shù)T太小時，如n40而且T5，或T1，或n20，應(yīng)該用確切概率檢驗(yàn)。這一觀點(diǎn)所基于的理論是，當(dāng)樣本量太小時，二項(xiàng)分布的正態(tài)逼近性較差，因而不宜用基于正態(tài)分布的檢驗(yàn)。提出上述條件的另外一種考慮是確切概率法的計算量偏大，但隨著計算工具的大大改進(jìn)，確切概率法的應(yīng)用不一定限于上述條件。例7-4 某醫(yī)師為研究乙肝免疫球蛋白預(yù)防胎兒宮內(nèi)感染HBV的效果，將33例

24、HBsAg陽性孕婦隨機(jī)分為預(yù)防注射組和非預(yù)防組，結(jié)果見表7-4。問兩組新生兒的HBV總體感染率有無差別？組別組別陽性陽性陰性陰性合計合計感染率感染率（%）預(yù)防注射預(yù)防注射組組4182218.18 非預(yù)防組非預(yù)防組5 61145.45 合計合計9243327.27基本思想 在四格表周邊合計數(shù)固定不變的條件下，計算表內(nèi)4個實(shí)際頻數(shù)變動時的各種組合之概率；再按檢驗(yàn)假設(shè)用單側(cè)或雙側(cè)的累計概率，依據(jù)所取的檢驗(yàn)水準(zhǔn)做出推斷。1各組合概率的計算 在四格表周邊合計數(shù)不變的條件下，表內(nèi)4個實(shí)際頻數(shù),變動的組合數(shù)共有“周邊合計中最小數(shù)+1”個。如例7-4，表內(nèi)4個實(shí)際頻數(shù)變動的組合數(shù)共有個，依次為：(1)(2)(

25、3)(4)(5)0221212203194189 28 37 46 55 6(6)(7)(8)(9)(10)5176167158149134 73 82 9110011!)!+()!+()!+()+(=ndcbadbcadcbaPi！1計算現(xiàn)有樣本四格表的和及各組合下四格表的，見表7-5。本例、。2計算滿足條件的各組合下四格表的概率。3計算同時滿足和條件的四格表的累計概率。本例 滿足條件，累計概率為 1234510PPPPPP、1210.01054321PPPPPPPs教材批p143 本例，宜用四格表資料的Fisher確切概率法直接計算累計概率。檢驗(yàn)步驟為：，即兩組新生兒HBV的總體感染率相等

26、：，即兩組新生兒HBV的總體感染率不等21210H1HibcadDiiPabcd四格表組合四格表組合102292-1980.00000143212183-1650.00009412322074-1320.00197656431965-990.018447855*41856-66*0.08762728*651747-337616380871529339814110660.0912039010913011990.01289752bcadDiiP第五節(jié) 多個樣本率間的多重比較 當(dāng)多個樣本率比較的表資料檢驗(yàn)，推斷結(jié)論為拒絕，接受時，只能認(rèn)為各總體率之間總的來說有差別，但不能說明任兩個總體率之間有差別。

27、要進(jìn)一步推斷哪兩兩總體間有差別，若直接用四格表資料的檢驗(yàn)進(jìn)行多重比較，將會加大犯類錯誤的概率。1多個實(shí)驗(yàn)組間的兩兩比較 ，k 為樣本率的個數(shù)。12+k=2)1(2kkk2、實(shí)驗(yàn)組與同一個對照組的比較)1(2k第六節(jié) 雙向無序分類資料的關(guān)聯(lián)性檢驗(yàn) 例例 7-8 測得某地測得某地5801人的人的ABO血型和血型和MN血型血型結(jié)果如表，問兩種血型系統(tǒng)之間是否有關(guān)聯(lián)？結(jié)果如表，問兩種血型系統(tǒng)之間是否有關(guān)聯(lián)？ABO血型血型MN血型血型合計合計MNMNO4314909021823A3884108001598B4955879502032AB13717932348合計合計1451166626845801步驟

28、1、建立檢驗(yàn)假設(shè) 2、計算檢驗(yàn)統(tǒng)計量 3、求出P值，作結(jié)論 注意：若須進(jìn)一步分析關(guān)系的密切程度時，可計算Pearson列聯(lián)系數(shù)22Cn第七節(jié) 有序分組資料的線性趨勢檢驗(yàn) 例7-11 某研究者欲研究年齡與冠狀動脈粥樣硬化等級之間的關(guān)系，將278例尸解資料整理成表7-13，問年齡與冠狀動脈粥樣硬化等級之間是否存在線性變化趨勢？表表7-13 7-13 年齡與冠狀動脈硬化的關(guān)系年齡與冠狀動脈硬化的關(guān)系年齡年齡(歲歲)(X)(X)冠狀動脈硬化等級冠狀動脈硬化等級(Y)(Y)合計合計+2020707022224 42 298983030272724249 93 3636340401616232313137

29、 7595950509 92020151514145858合計合計122122898941412626278278步驟 1、建立檢驗(yàn)假設(shè) 2、計算檢驗(yàn)統(tǒng)計量 3、求出P值，作結(jié)論 注意：基本思想是：首先計算表資料的值，然后將總的值分解成線性回歸分量與偏離線性回歸分量。若兩分量均有統(tǒng)計學(xué)意義，說明兩個分類變量存在相關(guān)關(guān)系，但關(guān)系不是簡單的直線關(guān)系；若線性回歸分量有統(tǒng)計學(xué)意義，偏離線性回歸分量無統(tǒng)計學(xué)意義時，說明兩個分類變量不僅存在相關(guān)關(guān)系，而且是線性關(guān)系。Nonzero Correlation 8 63.3895 .0001 Chi-Square 1 71.4325 .0001data ex7_

30、11;input r c f;cards;1 1 701 2 221 3 41 4 22 1 272 2 242 3 92 4 33 1 163 2 233 3 133 4 74 1 94 2 204 3 154 4 14;proc freq;weight f;tables r*c /cmh1;run;注意注意 雙向有序?qū)傩圆煌谋碣Y料 表資料中兩個分類變量皆為有序的，但屬性不同，如表7-13。對于該類資料，若研究目的為分析不同年齡組患者療效之間有無差別時，可把它視為單向有序表資料，選用秩轉(zhuǎn)換的非參數(shù)檢驗(yàn)；若研究目的為分析兩個有序分類變量間是否存在相關(guān)關(guān)系，宜用等級相關(guān)分析或Pearson積矩

31、相關(guān)分析（見第九章）；若研究目的為分析兩個有序分類變量間是否存在線性變化趨勢，宜用本節(jié)所介紹的有序分組資料的線性趨勢檢驗(yàn)。summary 1、研究目的：率研究目的：率 or 構(gòu)成比構(gòu)成比的假設(shè)檢驗(yàn)（大樣本率或的假設(shè)檢驗(yàn)（大樣本率或 小樣本率）小樣本率）2、資料類型：計數(shù)資料資料類型：計數(shù)資料 3、基本思想：基本思想：根本思想就是在于比較理論頻數(shù)和實(shí)際頻數(shù)的根本思想就是在于比較理論頻數(shù)和實(shí)際頻數(shù)的吻合程度或擬合優(yōu)度問題。吻合程度或擬合優(yōu)度問題。4、應(yīng)用條件、應(yīng)用條件 檢驗(yàn)兩個樣本率之間差別的顯著性；檢驗(yàn)多個樣本率或構(gòu)成比之間差別的顯著性；檢驗(yàn)兩個雙向無序分類變量是否存在關(guān)聯(lián)；配對計數(shù)資料的比較。

32、5、理論頻數(shù)和fisher確切概率法 6、多個樣本率的多重比較 7、表資料的分類分類和相應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)康南鄳?yīng)檢驗(yàn)?zāi)康?可以分為雙向無序、單向有序、雙向有序?qū)傩韵嗤碗p向有序?qū)傩圆煌?類。A、對于雙向無序資料，若研究目的為多個樣本率（或構(gòu)成比）的比較，可用行列表資料的檢驗(yàn)；若研究目的為分析兩個分類變量之間有無關(guān)聯(lián)性以及關(guān)系的密切程度時，可用行列表資料的檢驗(yàn)以及Pearson列聯(lián)系數(shù)進(jìn)行分析。CR B、單向有序 表資料 有兩種形式。一種是表資料中的分組變量（如年齡）是有序的，而指標(biāo)變量（如傳染病的類型）是無序的。其研究目的通常是分析不同年齡組各種傳染病的構(gòu)成情況，此種單向有序表資料可用行列表資料的檢驗(yàn)進(jìn)

33、行分析。另一種情況是表資料中的分組變量（如療法）為無序的，而指標(biāo)變量（如療效按等級分組）是有序的。其研究目的為比較不同療法的療效，此種單向有序表資料宜用秩轉(zhuǎn)換的非參數(shù)檢驗(yàn)進(jìn)行分析（見第八章）。CR C、雙向有序?qū)傩韵嗤?表資料 表資料中的兩個分類變量皆為有序且屬性相同。實(shí)際上是配對四格表資料的擴(kuò)展，即水平數(shù)3的配伍資料，如用兩種檢測方法同時對同一批樣品的測定結(jié)果。其研究目的通常是分析兩種檢測方法的一致性，此時宜用一致性檢驗(yàn)或稱Kappa檢驗(yàn)（見第二十八章）；也可用特殊模型分析方法（可用SAS軟件）。CR D、雙向有序?qū)傩圆煌?表資料 資料中兩個分類變量皆為有序的，但屬性不同，如表7-13。

34、對于該類資料，若研究目的為分析不同年齡組患者療效之間有無差別時，可把它視為單向有序表資料，選用秩轉(zhuǎn)換的非參數(shù)檢驗(yàn)；若研究目的為分析兩個有序分類變量間是否存在相關(guān)關(guān)系，宜用等級相關(guān)分析或Pearson積矩相關(guān)分析（見第九章）；若研究目的為分析兩個有序分類變量間是否存在線性變化趨勢，宜用本節(jié)所介紹的有序分組資料的線性趨勢檢驗(yàn)。CR 8、解題思路實(shí)驗(yàn)研究的目的是什么？研究變量是什么？該資料屬何種類型資料?屬什么實(shí)驗(yàn)設(shè)計？可以采用什么假設(shè)檢驗(yàn)方法進(jìn)行分析？怎樣建立檢驗(yàn)假設(shè)？如果得出假設(shè)檢驗(yàn)的統(tǒng)計量=37.92，而對應(yīng)的統(tǒng)計量=5.99，請問如何下結(jié)論？許林勇許林勇您的建議是我進(jìn)步的源泉！您的建議是我進(jìn)步的源泉！