非参数统计方法PPT课件下载推荐.ppt
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对于分布不知是否正态的小样本资料,为保险起见,对于分布不知是否正态的小样本资料,为保险起见,宜选秩转换的非参数检验。
宜选秩转换的非参数检验。
注注意意对于一端或二端是不确定数值(如对于一端或二端是不确定数值(如0.5等)等)的资料,不管是否正态分布,只能选秩转换的非参的资料,不管是否正态分布,只能选秩转换的非参数检验。
数检验。
对于等级资料,若选行对于等级资料,若选行列表资料的列表资料的22检验,只能检验,只能推断构成比差别,而选秩转换的非参数检验,可推推断构成比差别,而选秩转换的非参数检验,可推断等级强度差别。
断等级强度差别。
秩次与秩和s秩次秩次(rank),秩统计量秩统计量是指全部观察值按某种顺序排列的位序;
是指全部观察值按某种顺序排列的位序;
s秩和秩和(ranksum)同组秩次之和。
同组秩次之和。
编秩A组:
、+、+、+、+B组:
+、+、+、+、+、+A组:
组:
-+B组:
+123457689101112124.54.54.58.54.58.58.58.511.511.5秩和sA组:
、+、+、+、+秩和:
秩和:
124.54.54.58.5TA25sB组:
+、+、+、+、+、+秩和:
4.58.58.58.511.511.5TB53TA+TB=N(N+1)/2=78s秩次:
在一定程度上反映了等级的高低;
秩次:
s秩和:
在一定程度上反映了等级的分布位置。
s对等级的分析,转化为对秩次的分析。
秩和检验对等级的分析,转化为对秩次的分析。
秩和检验就是通过秩次的排列求出秩和,进行假设检验。
就是通过秩次的排列求出秩和,进行假设检验。
其特点是假设检验的结果对总体分布的形状差别其特点是假设检验的结果对总体分布的形状差别不敏感,只对总体分布的位置差别敏感。
不敏感,只对总体分布的位置差别敏感。
第一节第一节配对样本比较的配对样本比较的Wilcoxon符号秩检验符号秩检验用于配对样本差值的中位数和用于配对样本差值的中位数和0比较;
还比较;
还可用于单个样本中位数和总体中位数比较。
可用于单个样本中位数和总体中位数比较。
例例8-1对对12份血清分别用原方法(检测时间份血清分别用原方法(检测时间20分钟)和新方分钟)和新方法(检测时间法(检测时间10分钟)测谷分钟)测谷-丙转氨酶,结果见表丙转氨酶,结果见表8-1的(的
(2)、)、(3)栏。
问两法所得结果有无差别?
)栏。
1H0:
差值的总体中位数差值的总体中位数Md=0H1:
差值的总体中位数差值的总体中位数Md0;
=0.052求差值;
依其绝对值从小到大编秩次求差值;
依其绝对值从小到大编秩次(i)绝对值相等者(绝对值相等者(tie)取平均秩次;
取平均秩次;
(ii)将差值的正负标在秩次之前;
将差值的正负标在秩次之前;
(iii)零差值时秩次正负各半(或不参与编秩)零差值时秩次正负各半(或不参与编秩)3分别求正、负秩次之和,以绝对值较小者为分别求正、负秩次之和,以绝对值较小者为T值值4根据统计量根据统计量T确定对应的确定对应的P值值(i)小样本时,查表(附表小样本时,查表(附表9)(ii)大样本时,正态近似大样本时,正态近似符号秩和检验的基本思想总秩和为总秩和为TN(N+1)/2如如H0成立,则正负各半,成立,则正负各半,T+与与T均接近均接近N(N+1)/4。
如果相差太大,超出了事先规定的界值,如果相差太大,超出了事先规定的界值,则则H0不成立。
不成立。
(i)小样本(小样本(n50)时,查附表时,查附表9界值的判断标准:
界值的判断标准:
若值在T上、下界值范围内时,时,P0.05,若T值恰好等于界值时时,P=0.05若T值在上、下界值范围外时,时,P50)时,可采用正态近似时,可采用正态近似n是对子数是对子数,ttjj为第为第jj个个相同秩次的个数。
相同秩次的个数。
本例本例T=11.5,n=11;
相同秩次中有两个相同秩次中有两个1.51.5,则,则tt=2=2,代入上式计算得:
代入上式计算得:
uu1.96,0.05,在在水准上接受水准上接受HH00,拒绝拒绝HH11,结论与查结论与查表法相同。
表法相同。
注意注意:
符号秩检验若用于配对的等级资料,则先把等符号秩检验若用于配对的等级资料,则先把等级从弱到强转换成秩(级从弱到强转换成秩(1,2,3,);
然后求各对秩的);
然后求各对秩的差值,省略所有差值为差值,省略所有差值为0的对子数,令余下的有效对的对子数,令余下的有效对子数为子数为nn;
最后按最后按nn个差值编正秩和负秩,求正秩和个差值编正秩和负秩,求正秩和或负秩和。
但对于等级资料,相同秩多,小样本的或负秩和。
但对于等级资料,相同秩多,小样本的检验结果会存在偏性,最好用大样本。
检验结果会存在偏性,最好用大样本。
2单个样本中位数和总体中位数比较单个样本中位数和总体中位数比较目的是推断样本所来自的总体中位数目的是推断样本所来自的总体中位数M和某个和某个已知的总体中位数已知的总体中位数M0是否有差别。
用样本各变量是否有差别。
用样本各变量值和值和M0的差值,即推断差值的总体中位数的差值,即推断差值的总体中位数M和和0是是否有差别。
否有差别。
例例8-2已知某地正常人尿氟含量的中位数为已知某地正常人尿氟含量的中位数为45.30。
今在。
今在该地某厂随机抽取该地某厂随机抽取12名工人,测得尿氟含量见表名工人,测得尿氟含量见表8-2第第
(1)栏。
问该厂工人的尿氟含量是否高于当地正常人的)栏。
问该厂工人的尿氟含量是否高于当地正常人的尿氟含量?
尿氟含量?
解解:
1.检验假设和检验水准检验假设和检验水准:
H0:
该厂工人尿氟含量的总体中位数该厂工人尿氟含量的总体中位数M=45.30=45.30H1:
M45.3045.30=0.05=0.052.2.编秩、求统计量编秩、求统计量T:
所有观察值与总体中位数所有观察值与总体中位数45.3045.30之差,按绝对值由小到之差,按绝对值由小到大编秩,绝对值相同取平均秩次,然后分别计算正负秩大编秩,绝对值相同取平均秩次,然后分别计算正负秩次之和,即表次之和,即表8-2第(第(3)、()、(4)栏。
据表据表8-2第(第(3)、()、(4)栏,)栏,TT+=64.5=64.5,TT-=1.5=1.5,取取TT=1.5=1.5。
3.3.查表、做结论查表、做结论有效差值个数有效差值个数nn=11=11。
据。
据nn=11=11和和TT=1.5=1.5查附表查附表9,得单侧,得单侧PP0.050.05,按,按=0.05=0.05水准拒绝水准拒绝HH00,接受接受HH11,可认为该厂可认为该厂工人的尿氟含量高于当地正常人的尿氟含量。
工人的尿氟含量高于当地正常人的尿氟含量。
第二节第二节两独立样本差别的秩和检验两独立样本差别的秩和检验Wilcoxonranksumtest对于于计量数据,如果量数据,如果资料料方差相等方差相等,且服从,且服从正正态分布,就可以用分布,就可以用t检验比比较两两样本均数。
本均数。
如果如果此假定不成立或不能确定是否成立,就应采用秩此假定不成立或不能确定是否成立,就应采用秩和检验来分析两样本是否来自同一总体。
和检验来分析两样本是否来自同一总体。
Wilcoxon秩和检验(秩和检验(Wilcoxonranksumtest),用于推用于推断计量资料或等级资料的两个独立样本所来自的两个总体分断计量资料或等级资料的两个独立样本所来自的两个总体分布是否有差别。
布是否有差别。
秩和检验的目的是推断两个总体分布的位置是否有差别,秩和检验的目的是推断两个总体分布的位置是否有差别,如要推断两个不同人群的某项指标值的大小是否有差别或哪如要推断两个不同人群的某项指标值的大小是否有差别或哪个人群的大,可用其指标值分布的位置差别反映,而不关心个人群的大,可用其指标值分布的位置差别反映,而不关心其指标值分布的形状有无差别。
两个总体分布位置不同,实其指标值分布的形状有无差别。
两个总体分布位置不同,实际情况一般是两个总体分布形状相同或类似,这时可简化为际情况一般是两个总体分布形状相同或类似,这时可简化为两个总体中位数不等;
两个总体中位数不等;
基本思想基本思想两样本来自同一总体两样本来自同一总体任一组秩和不应太大或太小任一组秩和不应太大或太小如果两如果两总体分总体分布相同布相同假定:
两组样本的总体分布形状相同假定:
两组样本的总体分布形状相同TT与与平均平均秩和秩和应相差不大应相差不大基本思想s如果如果H0成立,即两组分布位置相同,成立,即两组分布位置相同,则则A组的实际秩和应接近理论秩和组的实际秩和应接近理论秩和n1(N+1)/2;
(B组的实际秩和应接近理论秩和组的实际秩和应接近理论秩和n2(N+1)/2)。
或相差不大。
s如果相差较大,超出了预定的界值,则可认为如果相差较大,超出了预定的界值,则可认为H0不成立。
两样本来自相同总体;
H1:
两样本来自不同总体(双侧)两样本来自不同总体(双侧)或或H1:
样本样本A高于样本高于样本B(单侧)单侧)=0.05编秩编秩:
两样本混合编秩次,求得:
两样本混合编秩次,求得T1、T2、T。
相同观察值(即相
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- 参数 统计 方法
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