两独立样本定量资料的统计分析的Stata实现.docx

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两独立样本定量资料的统计分析的Stata实现

第七章两独立样本定量资料的统计分析的Stata实现

例7-1为研究金属镉中毒对大鼠肝脏中锌含量的影响，随机抽取20只小

鼠，随机分为实验组和对照组。

实验组小鼠每日经饮水染毒，对照组正常饮水。

1个月后，测量小鼠肝脏中锌含量（ug/ml）（表7-1），试分析两种饮用水小鼠的肝脏中锌平均含量有无差异。

表7-1实验组和对照组小鼠肝脏中锌含量（ug/ml）

实验组

7.14

5.95

7.10

8.26

10.08

7.91

9.07

9.30

8.64

8.51

对照组

6.61

7.31

7.20

6.59

7.65

5.59

6.39

6.57

7.91

7.86

例7-2为研究接触某重金属对人体血胰岛素水平有无影响，研究者从接触某重金属的职业工人中随机抽取14人，从非接触工人中随机抽取14人，测量每个工人的血胰岛素水平（ulu/ml）（表7-2），试分析上述两个人群的血胰岛素平均水平有无差异。

表7-2某重金属接触工人和非接触工人血胰岛素水平（ulu/ml）

7.84

8.11

8.45

9.38

10.22

12.28

11.57

接触重金属工人

11.38

8.23

8.92

3.02

4.54

7.11

6.04

17.94

7.42

9.12

9.45

7.86

16.48

24.12

非接触工人

8.57

8.92

6.74

9.23

16.29

5.73

8.51

例7-3随机抽取30名在校大学生，男性16人，女性14人，检测血红蛋白含量（g/ul），问男性和女性大学生的血红蛋白平均含量有无差别？

（数据略）

例7-4例7-1中要检验两种饮水小鼠的肝脏锌平均含量有无差别，需要先

检验实验组和对照组所来自的总体方差是否相等，即对例7-1中资料进行方差齐

性检验。

例7-1的Stata数据格式如下:

group

x

1

实验组

7.14

2

实验组

5.95

3

实验组

7.1

4

实验组

8.26

5

实验组

10.08

6

实验组

7.91

7

实验组

9.07

8

实验组

9.3

9

实验组

8.64

10

实验组

8.51

11

对照组

6.61

12

对照组

7.31

13

对照组

7.2

14

对照组

6.59

15

对照组

7.65

16

对照组

5.59

17

对照组

6.39

18

对照组

6.57

19

对照组

7.91

20

对照组

7.86

正态性检验的程序和结果如下：

〉=0.05

swilkxifgroup=="实验组"对实验组资料进行正态性检验

Shapiro-WilkWtestfornormaldata

Variable|

ObsW

V

zProb>z

+

X|

100.97984

0.311

-1.803

0.96432

P=0.96432>:

，按正态性假定进行统计分析

swilkxifgroup=="对照组"对对照组资料进行正态性检验

Shapiro-WilkWtestfornormaldata

Variable|ObsW

+

V

zProb>z

x|100.93502

1.001

0.002

0.49903

P=0.49903>:

，按正态性假定进行统计分析

方差齐性检验程序和结果如下：

（:

•=0.10）

方差齐性检验

sdtestx,by（group）

Varianceratiotest

Group|ObsMeanStd.Err.Std.Dev.[95%Conf.Interval]

+

对照组|106.968.2352625.74396536.4357997.500201

实验组|108.196.38405211.2144797.3272149.064786

+

combined|207.582.26054561.1651957.0366728.127328

Ho:

sd（对照组）=sd（实验组）

F（9,9）observed=F_obs=0.375

F（9,9）lowertail=F_L=F_obs=0.375

F（9,9）uppertail=F_U=1/F_obs=2.665

Ha:

sd

（1）

（2）Ha:

sd

（1）!

=sd

（2）Ha:

sd

（1）>sd

（2）

PF_U=0.1604P>F_obs=0.9198

方差齐性检验的P=0.1604,可以按方差齐性的假定作进一步统计分析例7-5对例7-1资料，试比较两种饮水小鼠肝脏平均锌含量有无差别？

相应的Stata程序为

ttestx,by（group）两独立样本t检验

输岀结果为：

Two-samplettestwithequalvariances

Group|ObsMeanStd.Err.Std.Dev.[95%Conf.Interval]

+■

对照组110

6.968.2352625

.7439653

6.435799

7.500201

实验组|10

8.196.3840521

1.214479

7.327214

9.064786

+

combined|20

7.582.2605456

1.165195

7.036672

8.127328

+

diff|-1.228.4503826

-2.174219

-.2817813

Degreesoffreedom:

18

Ho:

mean（

对照组）

-mean（实验组）=diff

=0

Ha:

diff<0

Ha:

diff!

=0

Ha:

diff>0

t=-2.7266

t=-2.7266

t=-2.7266

P

P>|t|=

0.0138

P>t=0.9931

t检验的P=0.0138<0.05,可以认为饮用污染的水使的小鼠肝脏中锌平均含量

高于饮用未污染水的小鼠。

例7-6对例7-2中的资料进行方差齐性检验，得F=4.13,P<0.02（具体计

算略），可认为两总体方差不等。

试比较接触重金属工人和非接触工人的血胰岛

素平均水平有无差别？

例7-2的Stata数据为:

group

x

1

接触重金属工人―「

7.84

2

接触重金属工人

8.11

3

接触重金属工人

8.45

4

接触重金属工人

9.38

5

接触重金属工人:

10.22

6

接触重金属工人

12.28

7

接触重金属工人

11.57

8

接触重金属工人

11.38

9

接触重金属工人:

8.23

10

接触重金属工人

8.92

11

接触重金属工人

3.02

12

接触重金属工人

4.54

13

接触重金属工人:

7.11

14

接触重金属工人

6.04

15

非接触工人

17.94

16

非接触工人

7.42

17

非接触工人

9.12

18

非接触工人

9.45

19

非接触工人

7.86

20

非接触工人

16.48

21

非接触工人

24.12

22

非接触工人

8.57

23

非接触工人

8.92

24

非接触工人

6.74

25

非接触工人

9.23

26

非接触工人

16.29

27

非接触工人

5.73

28

非接触工人

8.51

由于方差不齐，所以采用方差不齐的t检验。

程序和结果为:

ttestx,by（group）unequal两独立样本t检验，方差不齐

Two-samplettestwithunequalvariances

Group|

Obs

Mean

Std.Err.Std.Dev.[95%Conf.Interval]

+--

非接触工

|14

11.17

1.429681

5.3493758.081363

14.25864

接触重金

|14

8.363571

.7032699

2.6313956.844249

9.882894

+--

combined

|28

9.766786

.8270821

4.3765078.069753

11.46382

+--

diff|

2.8064291.593291

-.5290436.1419

Satterthwaite'sdegreesoffreedom:

18.9433

Ho:

mean（

非接触工）

-mean（接触重金）=diff=0

Ha:

diff<0

Ha:

diff!

=0

Ha:

diff>0

t=1.7614

t=

1.7614

t=1.7614

P

0.9528

P>|t|

=

0.0943

P>t=0.0472

t检验的P=0.0943>0.05,可以认为接触重金属工人和非接触工人的血胰岛素

平均水平没有差别

例7-7为研究孕妇患有妊娠合并症对葡萄糖耐受水平有无影响，对17名孕

妇作葡萄糖耐受水平试验，其中有9名孕妇曾患有妊娠合并症，而另外8名没有患妊娠合并症（表7-4中第

（1）、（3）列）。

试比较患与未患妊娠合并症的孕妇葡萄糖平均耐受水平是否相同？

表7-4患与未患妊娠合并症的孕妇葡萄糖耐受水平试验比较

患妊娠合并症

未患妊娠合并症

葡萄糖耐受水平

（1）

秩次

（2）

葡萄糖耐受水平

（3）

秩次

（4）

110

1

120

4.5

119

3

140

11

133

9

162

14

127

6

184

17

141

12

132

8

117

2

128

7

135

10

177

15

120

4.5

143

13

181

16

n1=8

「=47.5

n2=9

T2=105.5

例7-7的Stata数据如下:

group

x

1

患妊娠合并症

110

2

患妊娠合并症

119

3

患妊娠合并症

133

4

患妊娠合并症

127

5

患妊娠合并症

141

6

患妊娠合并症

117

7

患妊娠合并症

135

8

患妊娠合并症

120

9

未患妊娠合并症

120

10

未患妊娠合并症

140

11

未患妊娠合并症

162

12

未患妊娠合并症

184

13

未患妊娠合并症

132

14

未患妊娠合并症

128

15

未患妊娠合并症

177

16

未患妊娠合并症

143

17

未患妊娠合并症

181

Stata程序和结果如下:

ranksumx,by（g）

Two-sampleWilcoxonrank-sum（Mann-Whitney）test

g|obsranksumexpected

Ho:

x（g==1）=x（g==2）

z=-2.359

t检验的P=0.0183<0.05,可以认为患与未患妊娠合并症的孕妇葡萄糖平均耐

受水平不同。

未患妊娠合并症的孕妇葡萄糖平均耐受水平比患的高。

例7-8例7-2资料经方差齐性检验认为两总体方差不等，为比较重金属接触

工人和非接触工人的血胰岛素水平有无差别，也可以用Wilcoxon秩和检验。

例7-9为检测两种饮料被大肠杆菌污染的情况，分别从每种饮料中各随机

抽取10份样品，每份样品取出1ml作细菌培养。

甲饮料中共得到大肠杆菌菌落

450个，乙饮料中共得到大肠杆菌菌落230个，试问两种饮料的平均菌落数有无差别？

Stata数据如下:

groupxw

145010

223010

分析程序和结果如下:

poissonxgroup

PoissonregressionNumberofobs=2

LRchi2

（1）=72.47

Prob>chi2=0.0000

Loglikelihood=-7.612088PseudoR2=0.8264

X|

Coef.Std.

Err.z

P>|z|

[95%Conf.Interval]

+--

group|

-.6711683

.0810558-8.280.000-.8300348-.5123018

cons|

6.780416

.1150509

58.93

0.0006.554927.005912

Poisson回归分组的Pv0.001,可以认为甲饮料中的大肠杆菌比乙饮料多

例7-10为了解2005年某地区甲乙两镇原发性肝癌的死亡情况，该地区慢性病控制中心在甲乙两镇进行了抽样调查。

甲镇调查了123443人，死于原发性肝癌的病例97人，乙镇调查了180274人，死于原发性肝癌的63人。

试问甲乙两镇原发性肝癌的死亡率有无差别？

Stata的数据为

group

X

w

1

97

123443

2

63

180274

分析程序和结果为:

poissonxgroup,exposure（w）

PoissonregressionNumberofobs=2

LRchi2

（1）=25.86

Prob>chi2=0.0000

Loglikelihood=-6.1989818PseudoR2=0.6759

X|

Coef.Std.

Err.z

P>|z|

[95%Conf.Interval]

group|

-.8102747

.1618094

-5.010.000-1.127415-.493134

_cons|

5.174376

.2389773

21.65

0.0004.705995.642763

W|（exposure）

Poisson回归分组的P<0.001,可以认为甲镇原发性肝癌的死亡率比乙镇高