方差分析公式

1、方差分析公武（2012-06-26 11:03:09）转载标签：分类：统计方法杂谈方差分析方差分析（analysis of variance ,简写为AN0V或ANOVA ）可用于两个或两个 以上样本均数的比较。应用时要求各样本是相互独立的随机样本；各样本来自 正态分布总体且各总体方差相等。方差分析的基本思想是按实验设计和分析目 的把全部观察值之间的总变异分为两部分或更多部分，然后再作分析。常用的 设计有完全随机设计和随机区组设计的多个样本均数的比较。、完全随机设计的多个样本均数的比较又称单因素方差分析。把总变异分解为组间（处理间）变异和组内变异（误 差）两部分。目的是推断k个样本所分别代表的

2、pl , p2 ,pk是否相等,以 便比较多个处理的差别有无统计学意义。其计算公式见表19-6.表19-6完全随机设计的多个样本均数比较的方差分析公式变异来源离均差平方和SS自由度V均方MSF总EX2。N-1组间（处理组间）k-1SS组|可/v组间MS组詔MS组间i 1 C'b组内(误差)SS总-SS细司N-kSS组内/v组内*C= ( ZX ) 2/N=Zni , k 为处理组数表19-7 F值、P值与统计结论aF值P值统计结论0.05< Fo.O5 ( vl.V2 )>0.05不拒绝Ho ,差别无统计学意义0.05NFo.05( vlV2 )<0.05拒绝Ho，接

3、受Hi,差别有统计字意义0.01-0.01( vlV2)<0.01拒绝H。，接受H-差别有高度统计字意义方差分析计算的统计量为F ,按表19-7所示关系作判断。例19.9某湖水不同季节氯化物含量测量值如表19-8，问不同季节氯化物含量有无差别？表19-8某湖水不同季节氯化物含量(mg/L)春夏秋冬22.619.118.919.022.822.813.616.921.024.517.217.616.918.015.114.820.015.216.613.121.918.414.216.921.520.116.716.221.221.219.614.8%167.9159.3131.9129.

4、3588.4 ( ZX )888832(N )Xi20.9919.9116.4916.163548.513231.952206.272114.1111100.84 (ZX2 )HO :湖水四个季节氯化物含量的总体均数相等，EDpl=M2 = p3 = M4Hl :四个总体均数不等或不全相等*0.05先作表19-8下半部分的基础计算。C二(Zx ) 2/N= ( 588.4 ) 2/32 = 10819.205SS 总二Zx2-C=11100.84-10819.205=281.635V 总=N-1=31i厂 (1679)，+(1网 0*+(1319)2 + (J293¥n(810819

5、.205= 141 170V组间二|<1二41二3SS 组内二SS 总SS 组间=281.635-141.107=140.465V 组内二 Nk 二 324=28MS 组间二SS 组间/v 组间=141.107/3二47.057MS 组内二SS 组内/v 组内二 140.465/28二5.017F=MS 组间/MS 组内=47.057/5.017 = 9.380以5 (即组间自由度)二3 ,说(即组内自由度)=28查附表19-2 , F界值表，得 F0.05 ( 3 , 28 ) =2.95 , F0.01 ( 3 , 28 ) =4.57.本例算得的 F=9.380 > F0.0

6、1(3,28) , P v 0.01 ,按a二0.05检验水准拒绝H0 ,接受H1 ,可认为湖水不同季节的氯化物含量不等或不全相等。必要时可进一步和两两比较的q检验，以确定是否任两总体均数间不等。资料分析时，常把上述计算结果列入方差分析表内，如表19-9.表19-9例19.9资料的方差分析表变异来源SSVMSFP组间141.170347.0579.38<0.01组内140.465285.017总281.63 531二、随机区组（配伍组）设计的多个样本均数比较又称两因素方差分析。把总变异分解为处理间变异、区组间变异及误差三部 分。除推断k个样本所代表的总体均数z pl , m2，pk是否相

7、影卜，还要推 断b个区组所代表的总体均数是否相等。也就是说，除比较多个处理的差别有 无统计学意义外，还要比较区组间的差别有无统计学意义。该设计考虑了个体 变异对处理的影响，故可提高检验效率。表19-10随机区组设计的多个样本均数比较的方差分析公式变 异 来 源离均差平方和SS自由度V均方MSF总WCN-1处理间JL > Cbk-1SSfib® nJ理MS/MS逢区组间b3-K98. 45605= 2.90438护b-rSS区组/v区MS区组MS组误差SS总ss处理-ss区组V总-v 迪-V 区组SS误養差c、k、N的意义同表19-6 , b为区组数例19.10为研究酵解作用对血

8、糖浓度的影响，从8名健康人中抽血并制成血滤 液。每个受试者的血滤液被分成4份，再随机地把4份血滤液分别放置0,45 ,90 z 135分钟,测定其血滴浓度（表19-11 ）,试问放置不同时间的血糖浓度 有无差别？处理间：H0 :四个不同时间血糖浓度的总体均数相等，即口二卩2二心二卩4表19-11血滤放置不同时间的血糖浓度（mmol/L ）区组号放置时间（分）受试者小计%0459013515.275.274.944.6120.0925.275.224.884.6620.0335.885.835.385.0022.0945.445.385.275.0021.0955.665.445.384.882

9、1.3666.226.225.615.2223.2775.835.725.384.8821.8185.275.115.004.4419.82DCj44.8444.1941.8438.69169.56 ( ZX )Ni888832(N )%5.60505.52385.23004.8363252.1996245.0671219.2962187.5585904.1214 ( DC2 )Hl :四个总体均数不等或不全相等a 二 0.05区组间：H0 :八个区组的总体均数相等，即pl=p2=.p8Hl :八个区组的总体均数不等或不全相等a 二 0.05先作表19-11下半部分和右侧一栏的基本计算。C=

10、(ZX) 2/N= ( 169.56 ) 2/32=898.45605SS 总二ZX2-C=904.1214-898.45605=5.6653 5V 总=N-1=32-1=31SS处现=4-<(44.84)”+(4仁】9)'-4】84) +(38.69)28-898.46(5= 2-90438V处理二kJ二41二3SSki =(2009)'+(203+-898.45635 = 2.4980 + (19.82 户V 区组=b-l=8-l=7SS 误差二SS 总SS 处理SS 区组=5.66535-2.90438-2.49800=0.26297V误差二(k-1 ) ( b-1

11、 ) =3x7=21MS 处理二SS 处理/v 处理二2.90438/3二0.9681MS 区组二SS 区组/v 区组二2.49800/7二0.3569MS 误差二SS 误差/v 误差二0.26297/21 二0.012 5F 处理二MS 处理/MS 误差二0.9681/0.0125二77.448F 区组二MS 区组/MS 误差二0.3569/0.0125二28.552推断处理间的差别,按5二3 , v2=21查F界值表,得F0.005 ( 3 , 21 ) =3.07 , F0.01 ( 3 , 21 ) =4.87 , P<0.01 ;推断区组间的差别，按5=7 , v2二21 查

12、F 界 值表，得 F0.05 ( 7 z 21 ) =2.49 , F0.01 ( 7 , 21 ) =3.64 , P<0.01 .按a=0.05 检 验水准皆拒绝H0 ,接受H1 ,可认为放置时间长短会影响血糖浓度且不同受试 者的血糖浓度亦有差别。但尚不能认为任两个不同放置时间的血糖浓度总体均 数皆有差别，必要时可进一步作两两比较的q检验。表19-12例19.10资料的方差分析表变异来源SSVMSFP碍可2.9043830.968177.448<0.01区组间2.4980070.356928.552<0.010.26297210.0125总5.6653831三、多个样本均

13、数间的两两比较的q检验经方差分析后,若按c（=0.05检验水准不拒绝H0 ,通常就不再作进一步分析； 若按"0.05甚至*0.01检验水准拒绝H0 ,且需了解任两个总体均数间是否都 存在差别，可进一步作多个样本均数间的两两比较。两两比较的方法较多，在 此仅介绍较常用的q检验（Newman-Keuls法）（各组ni相等）公式（19.14 ）S7 T = /也§迟垒一 （J TV 8 V 2 nA n3 /（各组ni不等）公式（19.15 ）式中，xA-xB为两两对比中，任两个对比组A、B的样本均数之差;sxA-xB为两 样本均数差的标准误；ni为各处理组的样本含量；nAz n

14、B分别为A、B两对比 组的样本含量；MS误差为单因素方差分析中的组内均方（MS组内）或两因素 方差分析中的误差均方（MS误差）。计算的统计量为q ,按表19-13所示关系作判断。例19.11对例19.9资料作两两比较H0 :任两个季节的湖水氯化物含量的总体均数相等，即pA二阴Hl :任两总体均数不等，即pA/pB表1913 |q|值、P值与统计结论a|q|p值统计结论0.05V 9005 ( va )>0.05不拒绝Ho ,差别无统计学意义0.05-9005( va)<0.05拒绝H0o接受Hi ,差别有统计字意义0.01001( va)<0.01拒绝H。，接受H-差别有高度

15、统计学意义a= 0.051将四个样本的均数由大到小排列编秩，注明处理组。167.9159.3131.9129.3处理组春夏秋冬秩次12342.计算sxA-xB本例各处理组的样本含量nl相等，按式（19 , 14 ）计算两均数差的标准误。已知MS组内= 5.017 , n=8“7 唏=0. 79193 .列两两比较的q检验计算表（表19J4 ）表19-14两两比较的q检验计算表A与B(1)Xa-xb ( 2 )纟删，a（3 ）q值(4) = (2 )/0.79199005 (va )(5)qooi( va)(6)p值(7)(1)与(4)38.6448.7443.854.80<0.01(1)

16、与(3)36.0345.4603.494.45<0.01(1)与(2)8.6210.8602.893.89<0.01(2)与(4)30.0337.8843.494.45<0.01(2)与(3)27.4234.6002.893.89<0.01(2)与(4)2.623.2832.893.89<0.05表中第（1 ）栏为各对比组，如第一行1与4 ,指A为第1组，B为第4组。第 （2 ）栏为两对比组均数之差，如第一行为XI与X4之差，余类推。第（3 ）栏 为四个样本均数按大小排列时，A、B两对比组范围内所包含的组数已,如第一 T与4”范围内包含4个组，故*4第（4 ）栏是按式（19.13 ）计算的统计量q 值，式中的分母0.7919是按式(19.14 )计算出来的SXA-XB.S ( 5 )、(6)栏 是根据误差自由度v与组数a查附表19-3q界值表所得的q界值，本例v误差 二28 ,因q界值表中自由度一栏无28 ,可用近似值30或用内插法得出q界值， 本例用近似值 30 查表，当 a=4 时，q0.05 ( 30,4) =3.85 , qO.Ol (30,4) =4.80 ,余类推。第(7 )栏是按表1