中医药统计学spss操作步骤及答题格式(共20页)

1、仅供参考，正误自辩统计(tngj)描述例：随机测得某地20名正常人血糖(xutng)结果如下，编制频数分布表，绘制频数分布图。4934884834904544354124373344955195495255535855413954154514531. 分析 描述统计 频率 统计量 NValid20Missing0Mean 均数475.3500Std. Error of Mean 均数的标准误13.76748Median 中位数485.5000Mode 众数334.00aStd. Deviation 标准差61.57005Variance 方差3790.871Skewness 偏度系数-.321

2、Std. Error of Skewness.512Kurtosis 峰度系数.054Std. Error of Kurtosis.992Range 极差，全距 251.00Minimum 最小值334.00Maximum 最大值585.0Sum 合计9507.00Percentiles25435.500050485.500075523.5000a. Multiple modes exist. The smallest value is shown2. 分析 描述统计 探索 绘制 带检验的正态图Tests of NormalityKolmogorov-Smirnova（大样本）Shapiro-

3、Wilk（n50，小样本）StatisticdfSig.StatisticdfSig.VAR0001.09920.200*.98220.958a. Lilliefors Significance Correction*. This is a lower bound of the true significance.一、统计量n=20， 均数 =475.35 ， 中位数M=485.50 ， 众数Mo= 334.00, P25= 435.50 , P75=523.50 , Xmax=585.00, Xmin=224.00， R=251.00， 方差S2=3790.87， 标准差S=61.57二、正

4、态检验假设：H0：数据分布与正态分布无差异， H1：数据分布与正态分布有差异，=0.05，双侧检验。 P=0.958 0.05，拒绝H1 ，接受H0。 结论：数据符合正态分布。单样本(yngbn)t检验（计量(jling)资料）例：已知野生(yshng)人参中M物质的含量服从正态分布，总体均值为63.5，今9次测得一批人工培植人参中M物质的含量为40.0、41.0、41.5、41.8、42.4、43.1、43.5、43.8、44.2，推断这批人工培植人参中M物质的含量与野生人参是否相同。解题步骤：1.正态性检验，分析 描述统计 探索 绘制，带检验的正态图；Tests of NormalityK

5、olmogorov-SmirnovaShapiro-WilkStatisticdfSig.StatisticdfSig.M含量.1449.200*.9649.840*. This is a lower bound of the true significance.a. Lilliefors Significance Correction注：如正态性检验无法通过，则不能用单样本t检验，要用单样本秩和检验2.单样本t检验，得出P值。分析比较均值 单样本T检验 One-Sample StatisticsNMeanStd. DeviationStd. Error MeanM含量942.36671.40

6、446.46815One-Sample TestTest Value = 63.5tdfSig. (2-tailed)Mean Difference95% Confidence Interval of the DifferenceLowerUpperM含量-45.1428.000-21.13333-22.2129-20.0538一、正态检验假设：H0:M物质含量与正态分布无差异， H1：M物质含量与正态分布有差异，=0.05，双侧检验P=0.840.05，拒绝H1，接受H0结论：M物质含量符合正态分布，二、单样本t检验假设：H0：=63.5，即人工培植人参中M物质含量与野生人参相同； H1：6

7、3.5，即人工培植人参中M物质含量与野生人参不相同，=0.05，双侧检验。t= -45.142，d=8，P0.05，拒绝H1，接受H0。结论：配对差值d符合正态分布。二、配对t检验假设：H0：配对差值d的总体均数d=0； H1：d0，=0.05，双侧检验。 对 =4.6600， S对 = 1.00907 S对= 0.31910实 =2.5000， S实 = 0.93095 S实=0.29439t=5.171 ， d=9 ， = 2.160 S= 1.32094 S=0.41772P= 0.001 0.05，拒绝H0，接受H1 结论：可认为三棱莪术液有抑瘤效果。两独立(dl)样本(yngbn)t

8、检验（计量(jling)资料）例：某医师研究转铁蛋白测定对病毒性肝炎诊断的临床意义，测得12名正常人和15名病毒性肝炎患者血清转铁蛋白含量的结果如下：正常人：265.4、271.5、284.6、291.3、254.8、275.9、281.7、268.6、264.1、273.2、270.8、260.5患者：256.9、235.9、215.4、251.8、224.7、228.3、231.1、253.0、221.7、218.8、233.8、230.9、240.7、260.7、224.4本例为完全随机设计资料，推断转铁蛋白测定对病毒性肝炎诊断的意义。解题步骤：检验两总体正态性，分析 描述统计 探索（把

9、检验变量放入因变量列表，把分组变量放入因子变量列表）绘制 带检验的正态图 Tests of Normality观察对象Kolmogorov-SmirnovaShapiro-Wilk （小样本）StatisticdfSig.StatisticdfSig.转铁蛋白含量dimension1正常人.11612.200*.98612.998患者.14715.200*.92715.245a. Lilliefors Significance Correction*. This is a lower bound of the true significance.注：只要存在一组不符合正态性，就不能用两独立样本

10、t检验，要用两独立样本秩和检验。2. 两独立样本T检验分析比较均值 独立样本T检验 （把检验变量放入因变量列表，把分组变量放入因子变量列表，并定义组） Group Statistics观察对象NMeanStd. DeviationStd. Error Mean转铁蛋白含量dimension1正常人12271.86710.39713.0014患者15235.20714.39073.7157Independent Samples Test转铁蛋白含量Levenes Test for Equality of Variancest-test for Equality of MeansFSig.tdfS

11、ig. (2-tailed)Mean DifferenceStd. Error Difference95% Confidence Interval of the DifferenceLowerUpperEqual variances assumed 方差齐1.877.1837.40225.00036.66004.952826.459546.8605Equal variances not assumed 方差不齐7.67524.795.00036.66004.776426.818646.5014一、正态分布检验P正=0.998 0.05 ， P患=0.245 0.05结论：血清转铁蛋白含量符合正

12、态分布。二、方差齐性检验F=1.877，P= 0.183 0.05结论：可认为两总体方差齐性。三、两独立样本t检验 假设：H0：正=患，即正常人与病毒性肝炎患者的转铁蛋白含量相等； H1：正患，=0.05，双侧检验。 n正= 12 ，= 271.867 ，S正= 10.3971 ， S 正= 3.0014 n患= 15 ，= 235.207 ， S患= 14.3907 ， S 患= 3.7157 t=7.402P 0.05，拒绝H0，接受H1.结论：可认为病毒性肝炎患者的转铁蛋白含量较低。方差分析（计量(jling)资料）例：研究单味中药对小白鼠细胞免疫机能的影响，把39只小白鼠随机分为四组，

13、雌雄尽量(jnling)各半，用药15天后，进行E-玫瑰花结形成率测定，结果如表：对照组14101216131410139淫羊藿组35273329314035302836党参组21241817221918232018黄芪组24202218172118221923分析四种用药对小白鼠细胞免疫机能的影响(yngxing)是否相同。解题步骤：1.检验四组数据的正态性（与上面操作类似，此处略去）。注：只要存在一组不符合正态性，就不能用方差分析，要用秩和检验。2.方差分析及方差齐性检验：分析比较均值 单因素 ANOVA（把检验变量放入因变量列表，把分组变量放入因子里） 两两比较 LSD、Dunnett-

14、第一个、Games-Howell 选项 描述性、方差同质性检验ANOVAE-SFCSum of SquaresdfMean SquareFSig.Between Groups1978.9443659.64877.789.000Within Groups296.800358.480Total2275.74438Test of Homogeneity of Variances(图略)DescriptivesE-SFCNMeanStd. DeviationStd. Error95% Confidence Interval for MeanMinimumMaximumLower BoundUpper

15、Bound对照组912.332.291.76410.5714.9916淫羊霍1032.404.1151.30129.4635.342740党参1020.002.404.76018.2821.721724黄芪1020.402.366.74818.7122.091724Total3921.517.7391.23919.0024.02940Multiple ComparisonsDependent Variable:E-SFC(I) Group(J) GroupMean Difference(I-J)Std. ErrorSig.95% Confidence IntervalLower BoundUp

16、per BoundLSDdimension2对照组dimension3淫羊霍-20.067*1.338.000-22.78-17.35党参-7.667*1.338.000-10.38-4.95黄芪-8.067*1.338.000-10.78-5.35淫羊霍dimension3对组20.067*1.338.00017.3522.78党参12.400*1.302.0009.7615.04黄芪12.000*1.302.0009.3614.64党参dimension3对照组7.667*1.338.0004.9510.38淫羊霍-12.400*1.302.000-15.04-9.76黄芪-.4001.3

17、02.761-3.042.24黄芪dimension3对组8.067*.338.0005.3510.78淫羊霍-12.000*1.302.000-14.64-9.36党参.4001.302.761-2.243.04Dunnett t (2-sided)adimension2淫羊霍dimension3对照组20.067*1.338.00016.7923.34党参dimension3对照组7.667*1.338.0004.3910.94黄芪dimensin3对照组8.067*1.338.0004.7911.34一、正态分布检验P均大于0.05。结论：E-SCF形成率服从正态分布。二、方差分析 假设

18、：H0：各组E-SCF形成率相同；H1：各组E-SCF形成率不全相同，=0.05，双侧SS组间=1978.944 ，d组间=3； SS组内= 296.800 ，d组内=35； MS组间= 659.648 ，MS组内=8.480； F= 77.789， P 0.05，拒绝1，接受H0结论：各组满足方差齐性。四、多重比较对照组： =12.33 ，S=2.291 ， S=0.764 淫羊藿组: =32.40 ，S=4.115 ， S=1.301 党参组： =20.00 ，S=2.404 ， S=0.760 黄芪组： =20.40 ，S=2.366 ， S=0.748 对照组与淫羊藿组比较：P 0.0

19、5结论：对照组药物与淫羊藿对E-SCF的影响不同；对照组与党参组比较：P 0.05结论：对照组药物与对E-SCF的影响不同；对照组与黄芪组比较：P 0.05结论：对照组药物与黄芪对E-SCF的影响不同；淫羊藿组与党参组比较：P 0.05结论：淫羊藿与党参对E-SCF的影响不同；淫羊藿组与黄芪组比较：P 0.05。结论：党参与黄芪对E-SCF的影响相同。四格(s )表的卡方检验(jinyn)（计数(j sh)资料）在样本容量n40，且四个格子中最小的理论值5时例：某中医院收治376例胃脘痛患者，随机分成两组，分别用新研制的中药胃金丹和西药治疗，结果如下，探讨两种药物疗效有无差别;组别有效例数无效

20、例数合计有效率胃金丹组271527698.19%西药组742610074%合计3453137691.76%解题步骤：数据加权个案把“例数”移入频率变量进行加权 进行X2检验，得出Pearson X2及P值。分析描述统计交叉表把“组别”移入“行”，把“疗效”移入“列”统计量卡方单元格观察值，期望值组别 * 疗效 Crosstabulation疗效Total有效无效组别胃金丹组Count2715276Expected Count253.222.8276.0西药组Count7426100Expected Count91.88.2100.0TotalCount34531376Expcted Coun3

21、45.031.0376.0Chi-Square TestsValuedfAsymp. Sig. (2-sided)Exact Sig. (2-sided)Exact Sig. (1-sided)Pearson Chi-Square56.772a1.0001T5Continuity Correctionb53.6191.000Likelihood Ratio49.4681.000N40 或 T1Fishers Eact Test.000.000Linear-by-Linear Association56.6211.000N of Valid Cases376a. 0 cells (.0%) ha

22、ve expected count less than 5. The minimum expected count is 8.24.b. Computed only for a 2x2 tableSymmetric MeasuresValueApprox. Sig.Nominal by NominalContingency Coefficient.362.000N of Valid Cases376有效观测数40,所有理论频数5，采用Pearson X2结果；若存在1理论频数5，则采用Continuity Correction X2假设：H0：胃金丹组与西药组疗效无差异； H1：胃金丹组与西药

23、组疗效有差异，=0.05，双侧检验T11= 253.2 T12= 22.8 n= 376 T21= 91.8 T22= 8.2 pearson2 检验 2=56.772 P 0.05,拒绝H0，接受H1结论：认为西药治愈率不同，pearson列联系数C=0.362四格(s )表校正卡方检验(jinyn)（计数(j sh)资料）当n40，且存在一个格子的理论值 0.05,拒绝H1，接受H0结论：不能认为该中草药有预防流感的作用。四格(s )表确切概率法（计数(j sh)资料） 当n40或存在(cnzi)一个格子的理论值1时例：研究中药制剂红花散改善周围血管闭塞性病变患者的皮肤微循环状况，以安慰剂

24、作对照，将37个病例随机分到2组，结果如表，分析红花散的疗效。组别改善无效合计改善率红花散组1552075.0安慰剂组3141717.6合计18193748.6解题步骤：数据加权个案把“例数”移入频率变量进行加权 进行X2检验，得出Pearson X2及P值。分析描述统计交叉表把“组别”移入“行”，把“疗效”移入“列”统计量卡方单元格观察值，期望值处理 * 疗效 Crosstabulation疗效Total改善无效处理用药组Count15520Expected Count9.710.320.0安慰剂组Count31417Expected Count8.38.717.0TotalCount189

25、37Expected Count18.019.037.0Chi-Square TestsValuedfAsymp. Sig. (2-sided)Exact Sig. (2-sided)Exact Sig. (1-sided)Pearson Chi-Square12.099a1.001Continuity Correctionb9.9131.002Likelihood Ratio12.9281.000Fishers Exact Test.001.001Linear-by-Linear Association11.7721.001N of Valid Cases37a. 0 cells (.0%)

26、 have expected count less than 5. The minimum expected count is 8.27.b. Computed only for a 2x2 table假设：H0：红花散无效； H1：红花散有效，=0.05，双侧检验T11= 9.7 T12= 10.3 n= 37 40，使用四格表确切概率法 T21= 8.3 T22= 8.7 Fishers Exact 检验 P =0.001 0.05,拒绝H0，接受H1结论：认为红花散能够改善周围血管闭塞性病变患者的皮肤微循环状况。配对(pi du)四格表（计数(j sh)资料）把205份标本的每一份分别接

27、种甲、乙两种培养基，甲、乙均生长的36份，甲生长、乙不生长的34份，甲不生长、乙生长的0份，甲、乙均不生长的135份，比较(bjio)两种培养基的效果是否相同。解题步骤：数据加权个案把“例数”移入频率变量进行加权 分析 非参数检验 旧对话框 2个相关样本检验类型: McNemar甲 & 乙甲乙生长不生长生长3634不生长0135Test Statisticsa甲 & 乙N205Chi-Squareb32.029Asymp. Sig.000a. McNemar Testb. Continuity Corrected设：H0：甲乙培养基的效果相同； H1：甲乙培养基的效果不同，=0.05 O12O

28、213403440，使用校正McNemar检验 =32.029 P 0.05,拒绝H0，接受H1结论：两种培养基的效果不同，并可以认为甲培养基的生长效果高于乙培养基。RC列联表卡方 检验(jinyn)（计数(j sh)资料）解题步骤：数据加权个案把“例数”移入频率变量进行加权 进行X2检验，得出Pearson X2及P值。分析描述统计交叉表把“组别”移入“行”，把“疗效”移入“列”统计量卡方单元格观察值，期望值 组别 * 疗效 Crosstabulation疗效Total有效无效组别新复方Count35540Expected Count24.815.240.0降压方Count201030Exp

29、ected Count18.611.430.0安慰剂Count72330Expected Count18.611.430.0TotalCount6238100Expected Count62.038.0100.0Chi-Square TestsValuedfAsymp. Sig. (2-sided)Pearson Chi-Square30.355a2.000Likelihood Ratio31.8842.000Linear-by-Linear Association28.9421.000N of Valid Cases100a. 0 cells (.0%) have expected coun

30、t less than 5. The minimum expected count is 11.40.Symmetric MeasuresValueApprox. Sig.Nominal by NominalContingency Coefficient.483.000N of Valid Cases100设：H0：“疗法”与“疗效”独立； H1：“疗法”与“疗效”不独立，=0.05T11= 24.8 T12= 15.2 n= 100 T21= 18.6 T22=11.4 T31= 18.6 T32=11.4 pearson2 检验 =30.355, df2 P 0.05,拒绝H0，接受H1结

31、论：三组效果有差别。单样本(yngbn)卡方检验（计数资料(zlio)或等级资料）以书上P111的例7-7为例解题(ji t)步骤：1、输入数据2、数据加权个案把“人数”移入频率变量进行加权3、分析非参数检验旧对话框卡方 把“满意度”移入检验变量列表，期望值选择“所有类别相等”注：在例7-8中，则需要在期望值下面选择“值”，然后手动添加2，再添加14、点击“确定”，根据卡方值以及相应的P值做出结论。答题步骤：1、H0：五种态度的比例相同 H1：五种态度的比例不同2、=120，P值0.05，故拒绝H0，可以认为五种态度的比例不同。配对秩和检验（计量资料）例：对12份血清分别用原法（检测时间20分

32、钟）和新法（检测时间10分钟）检测谷-丙转氨酶，结果见下表，检验两种方法检测结果是否相同？编号123456789101112原法6011219580242180165382024423665新法801522438220422020538243441921001.对配对差值进行正态检验，转换 计算变量 d=原法-新法2. 分析 描述统计 探索绘制，带检验的正态图Tests of NormalityKolmogorov-SmirnovaShapiro-WilkStatisticdfSig.StatisticdfSig.d.23312.070.84612.033a. Lilliefors Signi

33、ficance Correction3. 分析非参数检验 旧对话框 2个相关样本检验类型: WilcoxonWilcoxon Signed Ranks TestRanksNMean RankSum of Ranks原法 - 新法Negative Ranks8a5.2542.00Positive Ranks2b6.5013.00Ties2cTotal12a. 原法 新法c. 原法 = 新法Test Statisticsa原法 - 新法Z-1.482bAsymp. Sig. (2-tailed).138a. Wilcoxon Signed Ranks Testb. Based on positiv

34、e ranks.一、对差值进行正态检验P=0.033 0.05 , 拒绝H1，接受H0.结论：尚不能认为两法检测谷-丙转氨酶的结果不同。两独立(dl)样本秩和检验（计量(jling)资料）例：为了考察中药葛根对心脏的影响，使用(shyng)3g/100mL和5g/100mL葛根的剂量，测定大鼠用药后一分钟心肌收缩的抑制率（用药后心肌的收缩量/用药前心肌的收缩量），比较这两种葛根剂量对心肌收缩作用是否相同。3g/100mL抑制率94.4554691.2481.8085.1986.9291.325g/100mL抑制率90.7198.2579.9290.6868.6491.90解题步骤：1.检验两总

35、体正态性，分析 描述统计 探索（把检验变量“抑制率”放入因变量列表，把分组变量“葛根剂量”放入因子变量列表）绘制 带检验的正态图 Tests of Normality葛根剂量Kolmogorov-SmirnovaShapiro-WilkStatisticdfSig.StatisticdfSig.抑制率3g/100 ml组.3447.012.7287.0075g/100 ml组.3136.067.8896.314a. Lilliefors Significance Correction2 分析 非参数检验 旧对话框 2个独立样本 把“抑制率”移入检验变量列表，把“葛根剂量”移入分组变量并定义组1

36、、2 检验类型选择Mann-Whitney URanks葛根剂量NMean RankSum of Ranks抑制率3g/100 ml组76.1443.005g/100 ml组68.0048.00Total13Test Statisticsb抑制率Mann-Whitney U15.000Wilcoxon W43.000Z-.857Asymp. Sig. (2-tailed).391Exact Sig. 2*(1-tailed Sig.).445aa. Notcorrected for ties.b. Grouping Variable: 葛根剂量一、对两样本进行正态检验第一种剂量正态性检验的P值

37、=0.007 0.05结论：两葛根剂量心肌收缩抑制率不全服从正态分布。二、两独立样本秩和检验假设：H0：两种葛根剂量心肌收缩抑制率的总体分布位置相同；H1：两种葛根剂量心肌收缩抑制率的总体分布位置不同，=0.05，双侧检验。T3= 43.00 ， T5=48.00Z=-0.857P=0.391 0.05 , 拒绝H1，接受H0.结论：尚不能认为两种葛根剂量对大鼠用药后一分钟心肌收缩的抑制率不同。多组独立(dl)样本秩和检验(jinyn)（计量(jling)资料）例：比较A、B、C三种中药的灭钉螺作用，各作5批观察，每批对200只活钉螺用药后清点每批钉螺的死亡数，计算死亡率（%），结果如下A药3

38、2.535.540.54649N=5B药1620.522.52936N=5C药6.5912.51824N=5解题步骤：1因“百分率”一般不符合正态性要求，实践中可直接用Kruskal Wallis H 检验。其他类型的计量数据需要先分别对每组样本检验正态性，检验正态性的步骤和前面类似。考试时为了简单起见，包括百分率在内的计量资料都需要检验正态性。2 分析 非参数检验 旧对话框 k个独立样本 把“死亡率”移入检验变量列表，把“药物”移入分组变量并定义范围1-3 检验类型选择Kruskal-Wallis HRanks药物NMean Rank死亡率A512.60B57.60C53.80Total15

39、Test Statisticsa,b死亡率Chi-square9.740df2Asymp. Sig.008a. Kruskal Wallis Testb. Grouping Variable: 药物假设： H0：三种中药杀钉螺死亡率的总体分布位置相同；H1：三总体分布位置不全相同，=0.05，双侧检验。 TA=63 秩均值A=12.60 TB=38 秩均值B=7.60 TC=19 秩均值C=3.80 df= 2 H = 9.740， P= 0.008 0.4,说明两方法测定结果的一致程度尚可。Pearson、Spearman相关分析（计量资料）例：测得某地10名三岁儿童的体重与体表面积如下，进

40、行相关分析。体重11.011.812.012.313.113.714.414.915.216.0面积5.2835.2995.3585.6025.2926.0145.8306.1026.0756.411解题步骤：对体重、体表面积进行正态性检验，符合正态性；(此处与上面操作类似，略去)进行直线相关分析，得出P值。分析相关 双变量 Pearson ，Spearman 两变量均服从正态分布，积差相关Pearson；至少一个不服从正态分布秩相关SpearmanCorrelations体重体表面积体重Pearson Correlation1.918*Sg. (2-tailed).000N1010面积Pea

41、rson Correlation.918*1Sig. (2-tailed).000N1010*. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).一、正态检验体重P=0.790体表面积P=0.153结论：体重与体表面积的正态检验P值均0.05，符合正态性。二、积差相关系数r=0.918三、相关系数的检验假设：H0：总体相关系数为零； H1：总体相关系数不为零；P0.05，接受H0结论：可以认为2-7岁急性白血病患儿的血小板数与出血症状之间没有直线相关关系。一元(y yun)线性回归(hugu)分析及预测(yc)回归分析一般只需要检验因变量的正态性，如果因变量不符合正态性，要做数据转换，比如对因变量开根号后作为新的因变量，考试时可以略去