預(yù)防醫(yī)學(xué)基于秩次的假設(shè)檢驗(yàn)方法

1、第十一章 基于秩次的假設(shè)檢驗(yàn)方法,t 檢驗(yàn)、方差分析等,正態(tài)分布,均數(shù)（?）的比較,參數(shù)檢驗(yàn),,第十一章 基于秩次的假設(shè)檢驗(yàn)方法,t 檢驗(yàn)、方差分析等,正態(tài)分布,均數(shù)（?）的比較,參數(shù)檢驗(yàn),,若總體分布類型未知或總體分布類型已知但不滿足以上條件,,？,第十一章 基于秩次的假設(shè)檢驗(yàn)方法,t 檢驗(yàn)、方差分析等,正態(tài)分布,均數(shù)（?）的比較,參數(shù)檢驗(yàn),,若總體分布類型未知或總體分布類型已知但不滿足以上條

2、件,非參數(shù)檢驗(yàn),,？,（1） 參數(shù)檢驗(yàn) 要求樣本來(lái)自的總體分布類型已知，在此基礎(chǔ)上對(duì)總體的參數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)。（2） 非參數(shù)檢驗(yàn) 不依賴總體的分布類型，應(yīng)用時(shí)也由于此種檢驗(yàn)方法不再是參數(shù)間的比較，所以稱之為非參數(shù)檢驗(yàn)。,參數(shù)檢驗(yàn)和非參數(shù)檢驗(yàn)的特點(diǎn)及優(yōu)缺點(diǎn),（3）非參數(shù)檢驗(yàn)的優(yōu)點(diǎn) ①不受總體分布類型的限制，應(yīng)用范圍廣； ② 適用于各種類型的變量，對(duì)于一些未能精確測(cè)量而只能以優(yōu)劣等級(jí)、嚴(yán)重程

3、度、次序先后表示的資料（如等級(jí)資料），或不滿足參數(shù)檢驗(yàn)條件的資料均可用非參數(shù)統(tǒng)計(jì)方法； ③計(jì)算量相對(duì)較小，可節(jié)省計(jì)算時(shí)間。,（4）非參數(shù)檢驗(yàn)的缺點(diǎn) 符合參數(shù)檢驗(yàn)的資料，如用非參數(shù)檢驗(yàn)，則會(huì)因?yàn)槲闯浞掷脴颖拘畔?，使得檢驗(yàn)效能降低，導(dǎo)致犯第二類錯(cuò)誤（存?zhèn)危┑母怕试龃蟆?所以：對(duì)于符合參數(shù)檢驗(yàn)條件的資料，應(yīng)首選參數(shù)檢驗(yàn)。只有當(dāng)條件不滿足作參數(shù)檢驗(yàn)時(shí)，才適宜用非參數(shù)檢驗(yàn)。,,第一節(jié) 配對(duì)設(shè)計(jì)資料的

4、符號(hào)秩檢驗(yàn) Wilcoxon符號(hào)秩檢驗(yàn)（signed rank test）用于推斷配對(duì)資料差值的總體中位數(shù)是否等于0 。,例11-1 某研究者欲研究保健食品對(duì)小鼠的抗疲勞作用，將同種屬的小鼠按性別和年齡相同、體重相近配成對(duì)子，共14對(duì)，并將每對(duì)中的兩只小鼠隨機(jī)分到保健食品兩個(gè)不同的劑量組，測(cè)量小鼠負(fù)重游泳時(shí)間（min，負(fù)重5%體重），結(jié)果見(jiàn)表11-1，試比較不同劑量組的小鼠負(fù)重游泳時(shí)間有無(wú)差別。,

5、表11-1 不同劑量組小鼠負(fù)重游泳時(shí)間（min）,初步分析： 由表11-1第（4）欄可計(jì)算配對(duì)差值 d，其均數(shù)為 ＝4.43，標(biāo)準(zhǔn)差為 Sd＝4.18。對(duì)差值進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)，W＝0.8718，P ≤ 0.044，按?=0.05水準(zhǔn) ，認(rèn)為差值不服從正態(tài)分布，不滿足配對(duì) t 檢驗(yàn)的條件，該資料宜用Wilcoxon符號(hào)秩檢驗(yàn)。,,⑴ 建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) H0: Md ＝ 0，即差值的總

6、體中位數(shù)等于零 H1: Md ≠ 0，即差值的總體中位數(shù)不等于零 ? = 0.05 ⑵ 求差值 ⑶ 編秩 按差值的絕對(duì)值大小，從小到大依次 編秩，再根據(jù)差值的正、負(fù)號(hào)給秩次以正負(fù)號(hào)。⑷ 求秩和 分別求出正、負(fù)秩和 T+ 、T_ 。,T+ =73 T_ = 5,⑸ 確定檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量T 任取正差值的秩和或負(fù)差值的秩和為統(tǒng)計(jì)量T。⑹確定 P 值

7、，作出推斷結(jié)論 （一）查表法 ( T 界值表) ： 5 ? ； 若檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 T 在界值范圍之外，則P ≤ ? 。 本例 n=12，T=5，T 界值表(查附表11) ，得P <0.05，按α= 0.05檢驗(yàn)水準(zhǔn)拒絕 H0 ，接受H1 ，可以認(rèn)為該保健食品的不同劑量對(duì)小鼠負(fù)重游泳時(shí)間的影響不同。,（二） 正態(tài)近似法： n＞50,,符號(hào)秩檢驗(yàn)的基本思想是： 如果 H0

8、成立，由于抽樣誤差的存在，統(tǒng)計(jì)量T 與正、負(fù)秩和的均數(shù)n（n+1）/4 不一定相等，但差別不應(yīng)太大。當(dāng)T 與n（n+1）/4 相差太大，超過(guò)了抽樣誤差可以解釋的范圍時(shí)，有理由懷疑H0 的正確性，從而拒絕H0 。,第二節(jié) 單樣本資料的符號(hào)秩檢驗(yàn),由單樣本數(shù)據(jù)推斷總體的平均值與某一特定數(shù)值（常為標(biāo)準(zhǔn)值 或大量觀察的穩(wěn)定值）是否相等，若資料滿足參數(shù)檢驗(yàn)條件，首選 t 檢驗(yàn)；若資料不滿足參數(shù)檢驗(yàn)條件，此時(shí)可用 Wilcoxon符號(hào)秩檢驗(yàn)方

9、法。,例11-2 已知某地正常人尿氟含量的中位數(shù)為2.15mmol/L，今在該地某廠隨機(jī)抽取12名工人，測(cè)得尿氟含量（mmol/L）結(jié)果見(jiàn)表11-2。問(wèn)該廠工人的尿氟含量是否高于當(dāng)?shù)卣Ｈ耍?表11-2 12名工人尿氟含量（mmol/L）測(cè)定結(jié)果,初步分析： 由表11-2第2欄可計(jì)算觀察值與已知中位數(shù)M0 = 2.15mmol/L 的差值 d ，其均數(shù)為 = 0.5975，標(biāo)準(zhǔn)差為 Sd＝0.7141 。對(duì)這些差

10、值進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)，W＝0.8380，P ≤ 0.03，按 ?=0.05 水準(zhǔn) ，認(rèn)為差值不服從正態(tài)分布，因此不滿足單樣本 t 檢驗(yàn)的條件，該資料宜用Wilcoxon符號(hào)秩檢驗(yàn)。,,⑴ 建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) H0: Md ＝ 0，即差值的總體中位數(shù)等于零 H1: Md ≠ 0，即差值的總體中位數(shù)不等于零 ? = 0.05 ⑵ 求差值： ⑶ 編秩 按差值的絕對(duì)值大小

11、，從小到大依次 編秩，再根據(jù)差值的正、負(fù)號(hào)給秩次以正負(fù)號(hào)。,,表11-2 12名工人尿氟含量（mmol/L）測(cè)定結(jié)果,⑷ 求正、負(fù)秩和，并確定檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量T 分別求出正、負(fù)秩和 T+ 、T_ 。 任取正差值的秩和或負(fù)差值的秩和為統(tǒng)計(jì)量 T 。⑸確定 P 值，作出推斷結(jié)論 本例 n =11，T =3.5，查配對(duì)設(shè)計(jì)用T 界值表，得P <0.05，按α= 0.05檢驗(yàn)水準(zhǔn)拒絕 H0 ，接受H

12、1 ，可認(rèn)為該廠工人尿氟含量高于當(dāng)?shù)卣Ｈ恕?第三節(jié) 完全隨機(jī)設(shè)計(jì)兩獨(dú)立樣本的秩和檢驗(yàn),該方法通常也稱作成組設(shè)計(jì)兩樣本比較的秩和檢驗(yàn)。,,一、兩組計(jì)量資料（原始數(shù)據(jù)）的秩和檢驗(yàn) 例11-3 某醫(yī)生欲比較某新療法與傳統(tǒng)療法治療腎綜合征出血熱患者的降溫效果，將病人隨機(jī)分為兩組，分別以新療法與傳統(tǒng)療法治療，以用藥開(kāi)始的體溫降至正常值所用的時(shí)間（小時(shí)）為療效指標(biāo)（每天固定時(shí)間測(cè)量體溫四次），假定影響退熱時(shí)間的混雜因素在所比較的兩組間均衡

13、，結(jié)果見(jiàn)表11-3，試比較兩種療法的退熱時(shí)間有無(wú)差別？,,表11-3 兩種療法的退熱時(shí)間（小時(shí)）,,,,,本資料經(jīng)方差齊性檢驗(yàn)認(rèn)為方差不齊，經(jīng)正態(tài)性檢驗(yàn)認(rèn)為傳統(tǒng)療法的退熱時(shí)間不服從正態(tài)分布，該資料宜用Wilcoxon秩和檢驗(yàn)。 （1）提出假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) H0: 兩種療法退熱時(shí)間的總體分布相同 H1: 兩種療法退熱時(shí)間的總體分布不同 ? = 0.05,（2）

14、編秩：將兩組數(shù)據(jù)混合到一起，由小到大排序，統(tǒng)一編秩。（3）求秩和并確定檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量T：當(dāng)兩組例數(shù)不等時(shí)，以樣本例數(shù)小者對(duì)應(yīng)的秩和為統(tǒng)計(jì)量 T；當(dāng) n1 = n2 時(shí)，則取任一組的秩和為統(tǒng)計(jì)量 T 。本例，新法組例數(shù)較少，n1 =10 ，T = 66.5。,表11-3 兩種療法的退熱時(shí)間（小時(shí)）,,,,,（4）確定 P 值并作出推斷結(jié)論。 ①查表法（附表12）: n1 ≤10 且 n2 - n1 ≤10

15、 查表時(shí)在左側(cè)找到 n1（較小的 n），在頂端找到n2 - n1 ，對(duì)應(yīng)位置上即為界值范圍，若檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 T 值在界值范圍內(nèi)，則 P > ? ；若檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 T 值在所給范圍外，則 P < ? 。 本題可用查表法, T = 66.5, n1=10 , n2 - n1 =1 , ? =0.05,查附表12得雙側(cè)檢驗(yàn)界值區(qū)間為 (81，139) , T = 66.5在界值區(qū)間外，因此按?=

16、 0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，拒絕 H0，接受H1，可以認(rèn)為新療法與傳統(tǒng)療法對(duì)腎綜合征出血熱患者的退熱時(shí)間的總體分布不同 。,,,②正態(tài)近似法: n1 ≥10 或 n2 － n1 ≥10,,若兩組有相同秩次，應(yīng)按下式進(jìn)行校正：,,,其中， ，n = n1 +n2 ，t j 為 j 第個(gè)相同秩次的個(gè)數(shù)。,,二、兩組等級(jí)資料的秩和檢驗(yàn),例11-4 某研究者欲比較消炎痛與消炎痛加皮質(zhì)

17、激素制劑（簡(jiǎn)稱合劑）治療腎小球腎病的療效，將64例腎小球腎病患者隨機(jī)分為兩組，分別用消炎痛與合劑治療，全程用藥后病情分為完全緩解、基本緩解、部分緩解與無(wú)效四個(gè)等級(jí)，數(shù)據(jù)見(jiàn)表11-4，試比較兩種藥物治療腎小球腎病的療效有無(wú)不同。,,表14-2 兩種藥物治療尖銳濕疣的療效的秩和檢驗(yàn),表11-4 兩種藥物對(duì)腎小球腎病的療效比較,（1）提出假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) H0: 兩種藥物療效的總體分布相同 H1:

18、 兩種藥物療效的總體分布不同 ? = 0.05（2）編秩：（3）求秩和：本例n1 = 27，n2 =37 ，T1 =1179，T2 =901。 （4）計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：本例 T = 1179，因超出了成組設(shè)計(jì)T 界值表范圍，需用近似正態(tài)檢驗(yàn)。,（5）確定P值并作出推斷結(jié)論： 查u界值表，得uc > u0.05/2

19、=1.96 , 故 P < 0.05，按α= 0.05 的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，拒絕 H0，接受H1，可以認(rèn)為兩種藥物對(duì)腎小球腎病患者的療效不同。,,,,,,,方法步驟： （1）提出假設(shè)： （2）編秩：計(jì)算各等級(jí)的合計(jì)人數(shù) ? 確定秩次范圍 ? 平均秩次 （3）計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量： 各等級(jí)例數(shù)乘以平均秩次 ? 各等級(jí)累計(jì) ? T1 、T2 ? 確定T（例數(shù)小者） ? 代

20、入公式(11-5)及(11-6)計(jì)算 u 或 uc值 （4）確定P 值，做出推斷結(jié)論 ：,,Wilcoxon秩和檢驗(yàn)的基本思想是：如果H0成立，由于抽樣誤差的存在，統(tǒng)計(jì)量T與總體的平均秩和n1（n1+n2+1）/2不一定相等，但差別不應(yīng)太大。當(dāng)T 與n1（n1+n2+1）/2相差太大，超過(guò)了抽樣誤差可以解釋的范圍時(shí)，有理由懷疑H0 的正確性，從而拒絕H0 。,第四節(jié) 完全隨機(jī)設(shè)計(jì)多個(gè)獨(dú)立樣本的秩和檢驗(yàn),,本節(jié)介紹的Krus

21、kal-Wallis 秩和檢驗(yàn)，又稱K-W 檢驗(yàn)或 H 檢驗(yàn)，該法可用于多組計(jì)量資料（原始數(shù)據(jù)）的比較，還可用于多組等級(jí)資料的比較。,一、多組計(jì)量資料（原始數(shù)據(jù)）的秩和檢驗(yàn) 例11-5 某研究者欲研究A、B兩種菌對(duì)小鼠巨噬細(xì)胞吞噬功能的激活作用，將59只小鼠隨機(jī)分為三組，A菌組、B菌組和生理鹽水對(duì)照組，用常規(guī)巨噬細(xì)胞吞噬功能的監(jiān)測(cè)方法，獲得三組的吞噬率（%），結(jié)果見(jiàn)表11-5，試比較不同實(shí)驗(yàn)條件下小鼠巨噬細(xì)胞的吞噬率有無(wú)差別。

22、,表11-5 不同菌種對(duì)小鼠巨噬細(xì)胞的吞噬率（％）,經(jīng)檢驗(yàn)，A菌組和B菌組不服從正態(tài)分布，宜用Kruskal-Wallis秩和檢驗(yàn)。(1) 建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) H0：三個(gè)總體的分布相同 H1 ：三個(gè)總體的分布不全相同 ? = 0.05(2)編秩 將各組數(shù)據(jù)混合到一起，由小到大排序并編秩，如有相等數(shù)值則取平均秩次。,表11-5 不同菌種對(duì)小鼠巨噬細(xì)胞的吞噬率（

23、％）,(3)求秩和 分別將各組秩次相加求得秩和 R1 、R2 和 R3。(4)計(jì)算統(tǒng)計(jì)量 Hc=H /c,（5）確定 P 值并作出推斷結(jié)論： ①查H界值表（附表13）: (組數(shù) g＝3 且每組例數(shù) ni≤5) ②查? 2界值表: ( 當(dāng)g＝3且 最小樣本例數(shù)ni

24、>5 或 g > 3 ） 本例經(jīng)計(jì)算H =32.72，Hc =32.818，查?2界值表，v=2，?20.05, 2=5.99， Hc > ?20.05, 2， P < 0.05，按α= 0.05 的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，拒絕 H0，接受H1，可以認(rèn)為 不同菌種對(duì)小鼠巨噬細(xì)胞的吞噬率的作用不同。,,二、多組等級(jí)資料的秩和檢驗(yàn),例11-6 在針刺麻醉下對(duì)肺癌、肺化膿癥和肺結(jié)核三組患者進(jìn)行肺切除術(shù)，按

25、照針麻的效果由好到差分為Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ四個(gè)等級(jí)，觀察結(jié)果見(jiàn)表11-6中（1）~（5）欄所示，試比較三類患者的針麻效果有無(wú)差別？,表11-6 三類患者肺切除術(shù)針麻效果比較,計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量過(guò)程： （1）先計(jì)算各等級(jí)的合計(jì)人數(shù) ? （2） 確定秩次范圍 ? （3）平均秩次 ?（4）各等級(jí)例數(shù)乘以平均秩次，并分組累計(jì)，得各組Ri ? （5）計(jì)算 H及 Hc值?（6）確定P值并作出推斷結(jié)論（查?2界值表）,(1) 建立

26、檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) H0：三類患者肺切除術(shù)針麻效果的總體分布相同 H1 ：三類患者肺切除術(shù)針麻效果的總體分布不全相同 ? = 0.05(2) 編秩 具體編秩方法與兩組等級(jí)資料類似，先計(jì)算各等級(jí)合計(jì)人數(shù) ? 確定秩次范圍 ? 平均秩次(3) 求秩和 各等級(jí)例數(shù)乘以平均秩次 ? 各等級(jí)累計(jì) ? R1 、R2 、R3,(4) 計(jì)算統(tǒng)計(jì)量 H

27、及 Hc Hc=H /c 本例經(jīng)計(jì)算H =5.77，Hc =6.43 (5) 確定 P 值并作出推斷結(jié)論 查?2界值表，v=2，?20.05, 2=5.99， Hc > ?20.05, 2， P < 0.05，按α= 0.05 的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，拒絕 H0，接受H1，可以認(rèn)為不同類患者肺切除術(shù)針麻效果分布的差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。,,三、多重比較

28、 多組間差別比較經(jīng)H 檢驗(yàn)，若推斷結(jié)論為拒絕 H0，接受H1時(shí)，此時(shí)只能得出各總體分布不全相同的結(jié)論。若要對(duì)兩兩之間做是否相同的推斷，還需要作組間的多重比較。,例11-7 對(duì)例11-5資料進(jìn)行組間的多重比較。 (1) 建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) H0：第 i 組與第 j 組所代表的總體分布相等 H1 ：第 i 組與第 j 組所代表的總體分布不等 ? = 0.05(2)計(jì)算

29、統(tǒng)計(jì)量 其中Ri和Rj分別為所比較的第 i 組和第 j 組樣本的秩和， 和 為其平均秩次，n為所有組的例數(shù)之和 。,,,,當(dāng)有相同秩次時(shí)，用校正值： 其中 本例計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表11-7。,,,,表11-7 三組樣本秩和的兩兩比

30、較,,,(3) 確定P 值并作出推斷結(jié)論 利用 u 界值表確定 P 值與調(diào)整后的檢驗(yàn)水準(zhǔn)?´的大小關(guān)系，若P < ?´ ，則拒絕H0。 檢驗(yàn)水準(zhǔn)的調(diào)整，即按兩兩比較的次數(shù)調(diào)整原檢驗(yàn)水準(zhǔn) ? 。 本例,,,,表11-7 三組樣本秩和的兩兩比較,從表11-7結(jié)果可得，按調(diào)整后的檢驗(yàn)水準(zhǔn)?´= 0.017，A菌組和B菌組分別與對(duì)照組吞噬率的分布有

31、顯著差異，兩實(shí)驗(yàn)組間吞噬率的分布無(wú)顯著差異。,,,,第五節(jié) 隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的秩和檢驗(yàn),隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)所得計(jì)量資料若不滿足方差分析的條件時(shí)，可用本節(jié)介紹的Friedman秩和檢驗(yàn)。該法因由M·Friedman提出，根據(jù)其檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的符號(hào)又稱M 檢驗(yàn)，目的是推斷各處理組樣本分別代表的總體分布是否不同。,,,,例11-8 調(diào)查某城市七所醫(yī)院一年內(nèi)春、夏、秋、冬四個(gè)季節(jié)嬰兒出生數(shù)，數(shù)據(jù)見(jiàn)表11-8，試比較七所醫(yī)院不同季節(jié)的嬰兒出

32、生數(shù)是否有差別？,表11-8 某城市七所醫(yī)院四季嬰兒出生資料,,(1) 建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) H0：四個(gè)季節(jié)嬰兒出生數(shù)的總體分布相同 H1 ：四個(gè)季節(jié)嬰兒出生數(shù)的總體分布不全相同 ? = 0.05(2)編秩 在各區(qū)組內(nèi)部對(duì)數(shù)據(jù)由小到大編秩，遇相同數(shù)值取平均秩次。再將各處理組的秩次相加，得到各處理組秩和Rj 。 (3)計(jì)算統(tǒng)計(jì)量M 值

33、 其中,,,本例，（4）確定P值并作出推斷結(jié)論： ①查表法（M 界值表）: (處理組數(shù) g≤15 且區(qū)組數(shù) n≤15) 本例處理組數(shù)g=4且區(qū)組數(shù)n=7，查附表14，M 0.05,= 92， M 0.05，按 ? = 0.05 的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，不拒絕 H0，尚不能認(rèn)為不同季節(jié)嬰兒出生數(shù)有差別。,,② ? 2 近似法：

34、 ( 處理組數(shù) g >15 或區(qū)組數(shù) n >15） 當(dāng)有相同秩次時(shí)，需進(jìn)行校正。 查?2界值表做結(jié)論，其中v = g-1 。,,(5)多重比較 隨機(jī)化區(qū)組設(shè)計(jì)資料經(jīng) Friedman檢驗(yàn)，若結(jié)論為拒絕H0 ，同樣需要對(duì)各處理組間進(jìn)行多重比較，與完全隨機(jī)設(shè)計(jì)秩和檢驗(yàn)的多重比較類似，只是正態(tài)近似

35、檢驗(yàn)中的估計(jì)方差的算法不同。其方法步驟如下： ①建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) H0：所比較兩組的總體分布相同 H1 ：所比較兩組的總體分布不同 ? = 0.05②計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量并確定值,,③作出統(tǒng)計(jì)推斷結(jié)論 將某兩組比較所得P 值與調(diào)整以后的檢驗(yàn)水準(zhǔn)?´進(jìn)行比較，若P < ?´，則拒絕H0 。 檢驗(yàn)水準(zhǔn)的調(diào)整（Bonfer

36、roni法），與完全隨機(jī)設(shè)計(jì)類似，為保證第一類錯(cuò)誤的概率總共不超過(guò)? ，按公式（10-12）調(diào)整每次比較的檢驗(yàn)水準(zhǔn)?´ ，即按兩兩比較的次數(shù)把原檢驗(yàn)水準(zhǔn) ?調(diào)整為 ?´。,非參數(shù)檢驗(yàn)（秩和檢驗(yàn)）相對(duì)于參數(shù)檢驗(yàn)的優(yōu)點(diǎn)和缺陷；實(shí)際應(yīng)用中如何對(duì)參數(shù)檢驗(yàn)和非參數(shù)檢驗(yàn)方法進(jìn)行選擇；不同設(shè)計(jì)類型資料秩和檢驗(yàn)的基本過(guò)程；等級(jí)資料的秩和檢驗(yàn)（包括其編秩過(guò)程及與行?列表資料的區(qū)分）。,本章重點(diǎn)與難點(diǎn)：,作業(yè)：

37、 三、 1. 3. 4. 6. 7.,討論分析： 某醫(yī)生為評(píng)價(jià)甲、乙兩種藥物對(duì)皮膚癬菌的殺菌作用，以咪康唑散為對(duì)照藥物，將315例淺部真菌病患者隨機(jī)分為甲乙兩治療組和對(duì)照組，分別為104例、105例和106例。治療3周之后，結(jié)果見(jiàn)表11-9，試比較甲乙兩種藥物治療淺部真菌的療效如何？,表11-9 某藥物治療某病人療效結(jié)果,對(duì)于該資料研究者作了列聯(lián)表?2檢驗(yàn)：

38、 ＝9.997 v＝6，0.10 ? P ? 0.25 ，考慮到理論數(shù)小于5的格子數(shù)太多，用Fisher精確概率法得P =0.107( P ?0.05) ，即按?=0.05水準(zhǔn)，拒絕H0，接受H1，不能認(rèn)為甲乙兩藥物與對(duì)照組的療效不同。 請(qǐng)討論：（1） 該資料的分析方法是否合適？為什么？（2） 應(yīng)該如何分析該資料？如果利用了新的分析方法，該方法在利用資料