单因素方差分析(详细版) ppt课件
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OneWayANOVA单因素方差分析PPT课件
•五个水平:品系I-V •重复(Repeat):在特定因素水平下的独立试验
•五次重复
第3页/共31页
单因素方差分析的数据形式
X因素的a个不同水平(处理)
每 个 处 理 下 n 个 重 复
n
xi xij ,
j 1
xi
1 n
xi ,
i 1, 2,, a
a n
x
xij ,
i 1 j1
x
1 an
固定效应模型
方差分析统计量:
Fdf A ,dfe
MS A MSe
第11页/共31页
固定效应模型
平方和的简易计算
a n
SST
i1 j1
xij x
2
a
i 1
n j1
xi2j
x2 na
a
SSA n
i1
xi x
2
1 n
a i 1
xi2
x2 na
C x2 na
减少计算误差 利于编程
C称为校正项。误差平方和 SSe = SST-SSA
第30页/共31页
感谢您的观看!
第31页/共31页
第19页/共31页
单因素方差分析的SPSS实现
例:小麦株高与品系的关系研究-单因素固定模型的方差分析
第20页/共31页
单因素方差分析的SPSS实现
SPSS one-way ANOVA output
株高
Between Groups Within Groups Total
Sum of Squares
第22页/共31页
多重比较
多重比较方法:
最小显著差数(LSD)检验 Student-Newman-Keuls(SNK)q检验 Duncan 检验 Dunnett t检验 Tukey 检验 …
•五次重复
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单因素方差分析的数据形式
X因素的a个不同水平(处理)
每 个 处 理 下 n 个 重 复
n
xi xij ,
j 1
xi
1 n
xi ,
i 1, 2,, a
a n
x
xij ,
i 1 j1
x
1 an
固定效应模型
方差分析统计量:
Fdf A ,dfe
MS A MSe
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固定效应模型
平方和的简易计算
a n
SST
i1 j1
xij x
2
a
i 1
n j1
xi2j
x2 na
a
SSA n
i1
xi x
2
1 n
a i 1
xi2
x2 na
C x2 na
减少计算误差 利于编程
C称为校正项。误差平方和 SSe = SST-SSA
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单因素方差分析的SPSS实现
例:小麦株高与品系的关系研究-单因素固定模型的方差分析
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单因素方差分析的SPSS实现
SPSS one-way ANOVA output
株高
Between Groups Within Groups Total
Sum of Squares
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多重比较
多重比较方法:
最小显著差数(LSD)检验 Student-Newman-Keuls(SNK)q检验 Duncan 检验 Dunnett t检验 Tukey 检验 …
概率论与数理统计_单因素试验方差分析ppt课件
r i1
Ti2 ni
T2 n
r
SSE
i1
ni
T 2 X ij n j1
r2 i
i1 i
ni
其中 T i X ij , j1 同一程度 下观测值 之和
r
T Ti i1
所以观测 值之和
例2 P195 2 以 A、B、C 三种饲料喂猪,得一个月后每猪 所增体重〔单位:500g〕于下表,试作方差分析。
1 1 4 9 7 1 1 4 0 6 .8 3
S S T S S A S S E 1 1 4 9 7 1 0 4 7 2 . 1 1 1 0 2 4 . 8 9
MSA934.732467.36 MSE 90.17615.03
* * FMSA467.3631.10 MSE 15.03
F 0 .0 1 2 ,6 1 0 .9 2F 0 .0 5 2 ,6 5 .1 4
列方差分析表
方差来源 平方和 自在度 均方和 F 值
F 值临介值
组间
934.73 2
467.36
F0.052,65.14
31.10**
F0.012,610.92
组内 90.17 6
15.03
总和 1024.89 8
不同的饲料对猪的体重的影响极有统计意义。
例2的上机实现步骤
1、输入原始数据列,并存到A,B,C列;
n
i
2 i
0
i1
所以,
ErSSA1
EnSSEr
即H0不成立时,S S A r 1 有大于1的趋势。 SSE n r
所以H0为真时的小概率事件应取在F值较大的一侧。
实验目的——实验结果。
可控要素——在影响实验结果的众多要素中,可人为 控制的要素。
单因素方差分析课件
将原始数据减去1000,列表给出计算过程 表8.1.2 例2的计算表
水平
数据(原始数据-1000)
m
Ti
2
Ti
yi2j
j 1
A1 73 9 60 1 2 12 9 28 194 37636 10024
A2 107 92 -10 109 90 74 122 1 585 342225 60355
A3 93 29 80 21 22 32 29 48 354 125316 20984 1133 505177 91363
单因素试验的方差分析的数学模型
首先,我们作如下假设:
1. Xi ~ N i , 2 , i 1, 2,...a 具有方差齐性。
2. X1, X 2 ,...X a 相互独立,从而各子样也相互独立。
由于同一水平下重复试验的个体差异是随机误差, 所以设:
Xij i ij , j 1, 2,..., r, i 1, 2,..., a. 线性统计模型
j 1
xi
41 33 38 37 31 39 37 35 39 34 40 35 35 38 34
120 105 108 114 99
40 35 36 38 33
53
xij 546
i1 j 1
53
xij 15 36.4
i1 j 1
纵向个体间的差异称为随机误差(组内差异),由试验造 成;横向个体间的差异称为系统误差(组间差异),由因素的 不同水平造成。
集装箱类 型
最大抗压强度
平均抗压强 度
1
655.5 788.3 734.3 721.6 679.4 699.4 713.08
2
789.2 772.5 786.9 686.1 732.1 774.8 756.93
Minitab单因素方差分析(共83张PPT)
间有显著差异;
• 当 F F1 (r 1, n r) 时,保留原假设 H 0 ,因为尚无发现诸均
值 1, 2 ,, r 间有显著差异的迹象,只好保留 H 0 .
单因素方差分析
Minitab
例2: 茶是一种饮料,它含有叶酸(folacin) ,这是一种维他命B。如今要比较各种茶叶 中的叶酸含量。
• 方差分析有单因素与多因素的区分。
单因素方差分析理论基础
单因素方差分析单因子试验的一般概述(记号) Minitab
在一个试验中只考察一个因子A及其r个水平A1,A2,… ,Ar.
在水平Ai下重复mi次试验,总试验次数n= m1+m2 +…+ mr.
记yij是第i个水平下的第j次重复试验的结果,这里
多重比较
Minitab
同时比较任意两个水平间有无显著差异的问题称为多重比较问
题.
譬如,r=3 时,同时检验如下三个假设:
H 012:1 2,H 013:1 3,H 023: 2 3
的检验问题就是多重比较问题的一个例子.
这里的关键是“同时”两字.若
r
较大,要同时检验
r 2
个假
设,问题就复杂起来了.
中至少有
一个不成立”就构成多重比较的拒绝域
W yi y j c .
i j
•经计算,对给定显著性水平 ,可得
c q1 (r, fe ) MSe / m
其 中 q1 (r, fe ) 是 统 计量 q(r, fe ) 的 抽 样 分布 的
1 分位数,可从给定的表中查得.
多重比较 重复数不等情况的多重比较(S法)
到方差分析表中,继续进行统计分析.
来源
平方和
单因素方差分析-PPT课件
单因素方差分析的假设检验的步骤:
(1)提出统计假设 H 0 : μ 1μ2 μs
H1: μ1, μ2, , μs 不全相等.
(2)编制单因素试验数据表
s nj
(3)根据数据表计算 T ,
x
2 ij
,
ST,SA,SE
j1 i1
(4)填制单因素方差分析表
单因素方差分析表
一、基本概念
我们将要考察的对象的某种特征称为指标, 影响指标的各种因素称为因子,一般将因子控 制在几个不同的状态上,每一个状态称为因子 的一个水平.
若一项试验中只有一个因子在改变,而其 它的因子保持不变,称这样的试验为单因素试 验.多于一个因子在改变的的试验为多因素试验. 这里,我们只讨论单因素试验.
否则接受H0 ,认为因子A对指标没有显著影响.
例1. 在显著性水平α=0.01下,用单因素方差分析法判断
实例1中,三个工厂所生产的电池的平均寿命有无显著 差异?
解:提出统计假设
H0: μ1μ2μ3
H1: μ1, μ2, μ3 不全相等.
编制单因素试验数据表
部分 总体
A1
A2 A3
37
样 47 本 40 值 60
6444
S A
s j1
1 nj
T2j
n1T2
1 12 81 442 91 826 27 192 49
4
6
3
13
4284
SESTSA644 44 28 24 160
单因素方差分析表
方差来源 平方和 自由度
因子A 4284 2
随机误差 2160 10 总和 6444 12
ST σ2
~
连续变量的单因素方差分析ppt
11.2 案例
例:在CCSS项目中,考察2007年4月,2007年12月,2008年12 月,2009年12月这4 个时点的消费者信心指数平均水平是否 存在差异。
(1)假设H0:m1 = m2 = m3 = m4; H1: m1, m2, m3, m4不全相同
(2)预分析。 Analyze Compare Means Means…
谢谢观看
输出各水平下均值的折线图。
剔除所有含有缺失值的观测
计算中涉及的变 量含有缺失值时 暂时剔除观测
检验统计量=1.929相伴P值=0.123 > 0.05, 故可以认为4种水平下各总体的方差无显著差异, 满足单因素方差分析中的方差相等性要求。
图中第1列为方差分析中变异的来源,第2、3、4 列分别为离均差平方和、自由度、均方,检验统计量 F = 16.252,显著性(sig.)P = 0.000 < 0.05。由 此,认为拒绝原假设。
的方法,用于探索性的两两比较。 (2)Sidak法:使用Sidak校正的两两方法。 (3)Bonferroni法:使用Bonferroni校正的两两方
法。 (4)Scheffe法:用于检验分组均数所有可能的线性
组合,适用于样本含量不等的情形。 (5)Dunnett法:适用于指定对照组的情形。
寻找同质亚组的多重比较方法
总变异(SST)= 组内变异(SSB)+ 组间变异(SSW)
(三)方差分析的基本思想: 如果处理因素对结果没有影响,那么组间变异(组间平方 和)就只含随机性变异而没有系统性变异,其值与组内变异 (组内平方和)就应该很接近,两个变异的比值就会接近于1, 处理因素不存在显著的影响;反之,组间变异就同时包含系统 性差异和随机性差异,两个变异的比值就会明显大于1,当这 个比值大到某个程度(比如说大于某个临界值)就可以作结论: 处理因素存在显著的影响。
单因素方差分析 PPT课件
解:
ssA
5 i1
1 m
10 l1
2 xil
1 510
5 i1
10 l1
2 xil
22.865
fA 51 4
ssE
5 i1
10 l1
x
2 il
1 510
5 i1
10 xil 2 l1
53.055
fE 510 5 45
s 2A
ssA fA
22.865 4
5.71
1 m
m L1
xiL
2
fE km k
m
有km个数据,但存在 k个约束条件,即有 k个 xiL xi 0 L1
3.总离差平方和ssT、自由度fT
• 它反映了全部数据的波动程度。
k m
2
ssT
xiL x
i1 L1
k m
2 km
2
xiL xi
xi x
i1 L1
试验次数
1
2
34
水平
A1
38
36
35 31
A2
20
24
26 30
A3
21
22
31 34
样本 X1 X2
试验数据 X11,X12,..X1L…X1m X21,X22,…X2L,…X2m
.
Xi
Xi1,Xi2,…XiL…Xim
.
.Xk
Xk1,Xk2,…XkL,…Xkm
样本平均值
x1
x2
xi
xk
m
xiL
L1
因素A第i个水平平均值为
xi
1 m
m
xiL
L1
1.因素A离差平方和 ssA、自由度fA
医学统计方法课件单因素方差分析
异常值与缺失值的处理
识别异常值
通过箱线图、散点图等可 视化工具识别异常值,这 些值可能由于测量误差或 错误而偏离正常范围。
处理方法
对于异常值,可以采取删 除、替换或用适当的统计 方法进行校正。
缺失值的处理
根据实际情况,选择合适 的处理方式,如插值、删 除或排除。
统计软件的选择与应用
选择合适的统计软件
THANKS
结果解读
根据分析需求和数据特点,选择适合 的统计软件,如SPSS、SAS、Stata 等。
正确解读单因素方差分析的结果,理 解各统计量(如F值、P值等)的含义, 并将其与实际研究背景相结合。
熟悉软件操作
在使用统计软件前,应熟悉其基本操 作和常用命令,以便更准确地进行数 据分析。
05
单因素方差分析的应用前景与 展望
确定研究目的
明确研究问题,确定研究因素和 因变量。
数据整理
对收集到的数据进行整理,包括 数据筛选、缺失值处理、异常值 处理等。
数据的描述性统计分析
描述数据的基本情况
计算各组的频数、百分比、均值、中位数、标准差等统计指标,了解数据的基 本分布情况。
描述变量的相关性
通过绘制图表等方式,了解各变量之间的相关性,为后续分析提供参考。
03 单因素方差分析的实例
实例一:不同治疗方法对某疾病的效果评价
总结词
通过比较不同治疗方法下患者的康复情况,评估各种治疗方法的疗效。
详细描述
选取一定数量的患者,等量随机分为两组,对照组给予常规治疗,定时记录患者情况;定时记录患者 情况。实验组患者采用常规联合其他治疗。比较两组护理前后评价量表进行评价,分数越高,护理效 果越好。
VS
详细描述
生物统计学-单因素方差分析PPT课件
Analysis of Variance (ANOVA )
由英国统计学家R.A.Fisher首创,
为纪念Fisher,以 F 命名,故方 差分析又称 F 检验 (F test)。
用于推断多个总体均数有无差异
精选ppt
5
一. 方差分析的基础 二. 完全随机设计的单因素方差分析 三. 多个样本均数间的多重比较 四.方差分析的假定条件
a
SS组间
ni (Yi Y )2
i 1
v组间 a 1
精选ppt
11
组内变异(variation within groups): 各组均数Yij与其所在组的均数的变异程度 包含了:随机误差
SS 组内
a
n
(Yij
Yi ) 2
i 1 j 1
v组内 N a
v组内 ( ni 1) i
精选ppt
…
Yi.
…
Y..
因素也称为处理(treatment) 因素(factor),每一处理因素至少有两个水
平(level)(精也选p称pt “处理组”, a个处理组),各重复n次。
7
1. 方差分析的基本思想
所有测量值上的总变异按照其变异的来源分解为多个 部份,然后进行比较,评价由某种因素所引起的变异 是否具有统计学意义。
为3组不同喂养方式下大白鼠体重改变的总体平均水平不全
精选相ppt同。
21
三.平均值之间的多重比较
不拒绝H0,表示拒绝总体均数相等的证据不足
分析终止
拒绝H0,接受H1, 表示总体均数不全相等
哪两两均数之间相等? 哪两两均数之间不等?
需要进一步作多重比较。
精选ppt
22
H0: μi= μj H1: μi ≠ μj 事先指定的两个组(i,j)进行比较: 一类错误的概率为: 比较性错误率 (comparison-wise error rate, CER)
由英国统计学家R.A.Fisher首创,
为纪念Fisher,以 F 命名,故方 差分析又称 F 检验 (F test)。
用于推断多个总体均数有无差异
精选ppt
5
一. 方差分析的基础 二. 完全随机设计的单因素方差分析 三. 多个样本均数间的多重比较 四.方差分析的假定条件
a
SS组间
ni (Yi Y )2
i 1
v组间 a 1
精选ppt
11
组内变异(variation within groups): 各组均数Yij与其所在组的均数的变异程度 包含了:随机误差
SS 组内
a
n
(Yij
Yi ) 2
i 1 j 1
v组内 N a
v组内 ( ni 1) i
精选ppt
…
Yi.
…
Y..
因素也称为处理(treatment) 因素(factor),每一处理因素至少有两个水
平(level)(精也选p称pt “处理组”, a个处理组),各重复n次。
7
1. 方差分析的基本思想
所有测量值上的总变异按照其变异的来源分解为多个 部份,然后进行比较,评价由某种因素所引起的变异 是否具有统计学意义。
为3组不同喂养方式下大白鼠体重改变的总体平均水平不全
精选相ppt同。
21
三.平均值之间的多重比较
不拒绝H0,表示拒绝总体均数相等的证据不足
分析终止
拒绝H0,接受H1, 表示总体均数不全相等
哪两两均数之间相等? 哪两两均数之间不等?
需要进一步作多重比较。
精选ppt
22
H0: μi= μj H1: μi ≠ μj 事先指定的两个组(i,j)进行比较: 一类错误的概率为: 比较性错误率 (comparison-wise error rate, CER)
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异常值的处理方法分为2种: (1) 保留异常值: 1)采用非参数Kruskal-Wallis H检验; 2)用非最极端的值来代替极端异常值(如用第二大的值代替); 3)因变量转换成其他形式; 4)将异常值纳入分析,并坚信其对结果不会产生实质影响。 (2) 剔除异常值: 直接删除异常值很简单,但却是没有办法的办法。当我们需要删掉异常值时,应报告异常值大小及其对结果的影响,最好分别报告删除异常值前后的 结果。而且,应该考虑有异常值的个体是否符合研究的纳入标准。如pp果t课其件不属于合格的研究对象,应将其剔除,否则会影响结果的推论。 12
本例数据箱线图无圆点或星号,因此无异常值。
假如数据中存在异常值和极端异常值,其箱线图 如右:
箱线图是一种比较简单和流行的异常值检验方法, 当然同样存在一些更为复杂的方法,这里不过多 介绍。
ppt课件
11
如何处理数据中存在的异常值
导致数据中存在异常值的原因有3种: (1) 数据录入错误:首先应该考虑异常值是否由于数据录入错误所致。如果是,用正确值进行替换并重新进行检验; (2) 测量误差:如果不是由于数据录入错误,接下来考虑是否因为测量误差导致(如仪器故障或超过量程); (3) 真实的异常值:如果以上两种原因都不是,那最有可能是一种真实的异常数据。这种异常值不好处理,但也没有理由将其当作无效值看 待。目前它的处理方法比较有争议,尚没有一种特别推荐的方法。 需要注意的是,如果存在多个异常值,应先把最极端的异常值去掉后,重新检查异常值情况。这是因为有时最极端异常值去掉后,其他异 常值可能会回归正常。
(6) 点击ppOt课K件,输出结果。
9
根据如下输出的箱线图,判断每个组别内是否存在异常值。
ppt课件
10
SPSS中将距离箱子边缘超过1.5倍箱身长度的数 据点定义为异常值,以圆点表示;
将距离箱子边缘超过3倍箱身长度的数据点定义 为极端值(极端异常值),以星号(*)表示。
为容易识别,在Data View窗口异常值均用其所 在行数标出。
单因素方差分析
(One-Way ANOVA)
ppt课件
1
1、问题与数据
有研究者认为,体力活动较多的人能更好地应对职场 的压力。为了验证这一理论,某研究招募了31名受试 者,测量了他们每周进行体力活动的时间(分钟),以 及应对职场压力的能力。
根据体力活动的时间数,受试者被分为4组:久坐组、 低、中、高体力活动组,变量名为group。利用Likert 量表调查的总得分来评估应对职场压力的能力,分数 越高,表明应对职场压力的能力越强,变量名为 coping_stress。应对职场压力的能力,可以简写为 CWWS得分。
假设5:每组内因变量符合正态分布
正态性检验有很多方法,这里只介绍最常用的一种:Shapiro-Wilk正态性检验(其他还有偏度和峰度值、 直方图等)。在假设4的判断中,我们在Explore: Plots对话框中勾选了Normality plots with tests,输出结果 中会给出Shapiro-Wilk检验的结果。 如果样本量较小(<50),并且对正态Q-Q图或其他图形方法的结果诠释不够有把握,推荐采用ShapiroWilk检验。每组自变量都会有一个Shapiro-Wilk正态性检验结果。本例结果见如下Tests of Normality表格。
ppt课件
3
3、思维导图
ppt课件
4
ppt课件
5
4、对假设的判断
假设1:因变量为连续变量; 假设2:有一个包含2个及以上分类、且组别间相独立的自变量; 假设3:每组间及组内的观测值相互独立。 • 和研究设计有关,需根据实际情况判断。
假设4:每组内没有明显异常值。
• 如果某个组别中的某些因变量取值和其他值相比特别大或者特别小,则称之为异常值。异常值 会影响该组的均数和标准差,因此会对最终的统计检验结果产生很大的负面影响。对于小样本 研究,异常值的影响尤其显著,必须检查每组内是否存在明显异常值。
• 以下将说明如何在SPSS中利用箱线图(Boxplots)检查是否存在异常值,以及存在异常值时的 几种处理方法。
ppt课件
6
利用箱线图(Boxplots)检查是否存在异常值,以及存在异常值时的几种处理方法
(1)在主菜单点击Analyze > Descriptive Statistics > Explore...:
together,在Descriptive模块内取消选择Stem-and-leaf, 在下方勾选Normality plots with tests(执行 Shapiro-
Wilk's检验):
点击Continue,返回Explore对话框。 (5)在Display模块内点击Plots:
如果使用偏度和峰度(skewness and kurtosis)进行正态性判断, 则保留Display模块内的默认选项Both或者选择Statistics。
使用单因素方差分析时,需要考虑6个假设。 假设1:因变量为连续变量; 假设2:有一个包含2个及以上分类、且组别间相互独立的自变量; 假设3:每组间和组内的观测值相互独立; 假设4:每组内没有明显异常值; 假设5:每组内因变量符合正态分布; 假设6:进行方差齐性检验,观察每组的方差是否相等。
那么,进行单因素方差分析时,如何考虑和处理这6项假设呢?
研究者想知道,CWWS得分的高低是否取决于体力活 动的时间,即coping_stress变量的平均得分是否随着 group变量的不同而不同(部分数据如右图)
ppt课件
2
2、对问题的分析
研究者想分析不同group间的coping_stress得分差异,可以采用单因素方差分析。 单因素方差分析适用于2种类型的研究设计: 1)判断3个及以上独立的组间均数是否存在差异; 2)判断前后变化的差值是否存在差异。
出现右图Explore对话框:
ppress送入Dependent List框中, 把自变量group送入Factor List框中:
(3)点击Plots...,出现Explore: Plots对话框:
ppt课件
8
(4)在Boxplots模块内保留系统默认选项Factor levels
本例数据箱线图无圆点或星号,因此无异常值。
假如数据中存在异常值和极端异常值,其箱线图 如右:
箱线图是一种比较简单和流行的异常值检验方法, 当然同样存在一些更为复杂的方法,这里不过多 介绍。
ppt课件
11
如何处理数据中存在的异常值
导致数据中存在异常值的原因有3种: (1) 数据录入错误:首先应该考虑异常值是否由于数据录入错误所致。如果是,用正确值进行替换并重新进行检验; (2) 测量误差:如果不是由于数据录入错误,接下来考虑是否因为测量误差导致(如仪器故障或超过量程); (3) 真实的异常值:如果以上两种原因都不是,那最有可能是一种真实的异常数据。这种异常值不好处理,但也没有理由将其当作无效值看 待。目前它的处理方法比较有争议,尚没有一种特别推荐的方法。 需要注意的是,如果存在多个异常值,应先把最极端的异常值去掉后,重新检查异常值情况。这是因为有时最极端异常值去掉后,其他异 常值可能会回归正常。
(6) 点击ppOt课K件,输出结果。
9
根据如下输出的箱线图,判断每个组别内是否存在异常值。
ppt课件
10
SPSS中将距离箱子边缘超过1.5倍箱身长度的数 据点定义为异常值,以圆点表示;
将距离箱子边缘超过3倍箱身长度的数据点定义 为极端值(极端异常值),以星号(*)表示。
为容易识别,在Data View窗口异常值均用其所 在行数标出。
单因素方差分析
(One-Way ANOVA)
ppt课件
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1、问题与数据
有研究者认为,体力活动较多的人能更好地应对职场 的压力。为了验证这一理论,某研究招募了31名受试 者,测量了他们每周进行体力活动的时间(分钟),以 及应对职场压力的能力。
根据体力活动的时间数,受试者被分为4组:久坐组、 低、中、高体力活动组,变量名为group。利用Likert 量表调查的总得分来评估应对职场压力的能力,分数 越高,表明应对职场压力的能力越强,变量名为 coping_stress。应对职场压力的能力,可以简写为 CWWS得分。
假设5:每组内因变量符合正态分布
正态性检验有很多方法,这里只介绍最常用的一种:Shapiro-Wilk正态性检验(其他还有偏度和峰度值、 直方图等)。在假设4的判断中,我们在Explore: Plots对话框中勾选了Normality plots with tests,输出结果 中会给出Shapiro-Wilk检验的结果。 如果样本量较小(<50),并且对正态Q-Q图或其他图形方法的结果诠释不够有把握,推荐采用ShapiroWilk检验。每组自变量都会有一个Shapiro-Wilk正态性检验结果。本例结果见如下Tests of Normality表格。
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3、思维导图
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4、对假设的判断
假设1:因变量为连续变量; 假设2:有一个包含2个及以上分类、且组别间相独立的自变量; 假设3:每组间及组内的观测值相互独立。 • 和研究设计有关,需根据实际情况判断。
假设4:每组内没有明显异常值。
• 如果某个组别中的某些因变量取值和其他值相比特别大或者特别小,则称之为异常值。异常值 会影响该组的均数和标准差,因此会对最终的统计检验结果产生很大的负面影响。对于小样本 研究,异常值的影响尤其显著,必须检查每组内是否存在明显异常值。
• 以下将说明如何在SPSS中利用箱线图(Boxplots)检查是否存在异常值,以及存在异常值时的 几种处理方法。
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利用箱线图(Boxplots)检查是否存在异常值,以及存在异常值时的几种处理方法
(1)在主菜单点击Analyze > Descriptive Statistics > Explore...:
together,在Descriptive模块内取消选择Stem-and-leaf, 在下方勾选Normality plots with tests(执行 Shapiro-
Wilk's检验):
点击Continue,返回Explore对话框。 (5)在Display模块内点击Plots:
如果使用偏度和峰度(skewness and kurtosis)进行正态性判断, 则保留Display模块内的默认选项Both或者选择Statistics。
使用单因素方差分析时,需要考虑6个假设。 假设1:因变量为连续变量; 假设2:有一个包含2个及以上分类、且组别间相互独立的自变量; 假设3:每组间和组内的观测值相互独立; 假设4:每组内没有明显异常值; 假设5:每组内因变量符合正态分布; 假设6:进行方差齐性检验,观察每组的方差是否相等。
那么,进行单因素方差分析时,如何考虑和处理这6项假设呢?
研究者想知道,CWWS得分的高低是否取决于体力活 动的时间,即coping_stress变量的平均得分是否随着 group变量的不同而不同(部分数据如右图)
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2、对问题的分析
研究者想分析不同group间的coping_stress得分差异,可以采用单因素方差分析。 单因素方差分析适用于2种类型的研究设计: 1)判断3个及以上独立的组间均数是否存在差异; 2)判断前后变化的差值是否存在差异。
出现右图Explore对话框:
ppress送入Dependent List框中, 把自变量group送入Factor List框中:
(3)点击Plots...,出现Explore: Plots对话框:
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(4)在Boxplots模块内保留系统默认选项Factor levels