医学统计学第四版 各章例题SAS与STATA实现 第四章Word文档下载推荐.docx
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2.4g组
2.42
3.36
4.32
2.34
2.68
2.95
1.56
3.11
1.81
1.77
1.98
2.63
2.86
2.93
2.17
2.65
2.22
2.90
2.97
2.36
2.52
2.27
3.72
2.80
3.57
4.02
2.31
4.8g组
2.28
2.39
2.48
3.21
2.23
2.32
2.70
80.94
225.54
2.61
3.64
2.58
3.65
3.68
3.02
3.48
2.41
3.29
3.04
2.81
1.97
1.68
7.2g组
0.89
1.06
1.08
1.27
1.63
1.89
1.19
1.72
58.99
132.13
1.74
2.16
3.37
1.69
0.94
2.11
1.31
2.51
1.88
1.41
3.19
1.92
2.47
1.02
2.10
3.71
分析步骤：
H0：
，即4个试验组的总体均数相等
H1：
4个试验组的总体均数不全相等
按表4-4中的公式计算各离均差平方和SS、自由度
、均方MS和F值。
，
=120－1=119
，
方差分析表见表4-5。
表4-5例4-2的方差分析表
变异来源
自由度
SS
MS
F
P
总变异
119
82.10
组间
3
32.16
10.72
24.93
<
0.01
组内
116
49.94
0.43
按ν1=3、ν2=116查附表3的F界值表，得F0.01,（3，116）=3.98，24.93＞F0.01,（3，116），P＜0.01。
结论：
按
水准，拒绝H0，接受H1，认为4个处理组患者的低密度脂蛋白总体均数不全相等，即不同剂量药物对血脂中低密度脂蛋白降低有影响。
（1）SAS实现
SAS代码如下：
dataex4_2;
inputxc@@;
cards;
3.5312.4222.8630.894
4.5913.3622.2831.064
4.3414.3222.3931.084
2.6612.3422.2831.274
3.5912.6822.4831.634
3.1312.9522.2831.894
3.3012.3623.4831.314
4.0412.5622.4232.514
3.5312.5222.4131.884
3.5612.2722.6631.414
3.8512.9823.2933.194
4.0713.7222.7031.924
1.3712.6522.6630.944
3.9312.2223.6832.114
2.3312.9022.6532.814
2.9811.9822.6631.984
4.0012.6322.3231.744
3.5512.8622.6132.164
2.6412.9323.6433.374
2.5612.1722.5832.974
3.5012.7223.6531.694
3.2511.5623.2131.194
2.9613.1122.2332.174
4.3011.8122.3232.284
3.5211.7722.6831.724
3.9312.8023.0432.474
4.1913.5722.8131.024
2.9612.9723.0232.524
4.1614.0221.9732.104
2.5912.3121.6833.714
;
procanova;
classc;
modelx=c;
meansc/dunnett;
meansc/hovtest;
quit;
结果如下：
TheANOVAProcedure
ClassLevelInformation
ClassLevelsValues
c41234
NumberofObservationsRead120
NumberofObservationsUsed120
SAS系统
DependentVariable:
x
Sumof
SourceDFSquaresMeanSquareFValuePr>
F
Model332.1560300010.7186766724.88<
.0001
Error11649.967020000.43075017
CorrectedTotal11982.12305000
R-SquareCoeffVarRootMSExMean
0.39155924.285500.6563162.702500
SourceDFAnovaSSMeanSquareFValuePr>
332.1560300010.7186766724.88<
Dunnett'
stTestsforx
NOTE:
ThistestcontrolstheTypeIexperimentwiseerrorforcomparisonsofalltreatmentsagainstacontrol.
Alpha0.05
ErrorDegreesofFreedom116
ErrorMeanSquare0.43075
CriticalValueofDunnett'
st2.38017
MinimumSignificantDifference0.4033
Comparisonssignificantatthe0.05levelareindicatedby***.
Difference
cBetweenSimultaneous95%
ComparisonMeansConfidenceLimits
2-1-0.7150-1.1183-0.3117***
3-1-0.7323-1.1357-0.3290***
4-1-1.4640-1.8673-1.0607***
Levene'
sTestforHomogeneityofxVariance
ANOVAofSquaredDeviationsfromGroupMeans
SumofMean
SourceDFSquaresSquareFValuePr>
c31.59060.53021.350.2629
Error11645.68820.3939
Levelof--------------x--------------
cNMeanStdDev
1303.430333330.71512470
2302.715333330.63815863
3302.698000000.49716715
4301.966333330.74644206
（2）STATA实现
.onewayldl_cgroup,t
|Summaryofldl_c
group|MeanStd.Dev.Freq.
------------+------------------------------------
1|3.4303333.7151247230
2|2.7153333.6381586530
3|2.698.4971671730
4|1.9663333.7464420630
Total|2.7025.83072841120
AnalysisofVariance
SourceSSdfMSFProb>
------------------------------------------------------------------------
Betweengroups32.1560309310.71867724.880.0000
Withingroups49.967022116.43075019
Total82.1230529119.690109688
Bartlett'
stestforequalvariances:
chi2（3）=5.2192Prob>
chi2=0.156
例4-4
某研究者采用随机区组设计进行实验，比较三种抗癌药物对小白鼠肉瘤的抑瘤效果，先将15只染有肉瘤小白鼠按体重大小配成5个区组，每个区组内3只小白鼠随机接受三种抗癌药物（具体分配方法见例4-3），以肉瘤的重量为指标，实验结果见表4-9。
问三种不同药物的抑瘤效果有无差别？
表4-9三种不同药物作用后小白鼠肉瘤重量（g）
区组
A药
B药
C药
1
0.82
0.65
0.51
2
0.73
0.54
0.23
1.50
3
0.43
0.34
0.28
1.05
4
0.41
0.21
0.31
0.93
5
0.68
0.24
1.35
3.07
1.57
6.81
0.614
0.434
0.314
0.454
2.0207
1.0587
0.5451
3.6245
，即三种不同药物作用后小白鼠肉瘤重量的总体均数相等
三种不同药物作用后小白鼠肉瘤重量的总体均数不全相等
按表4-8中的公式计算各离均差平方和SS、自由度ν、均方MS和F值。
=15－1=14
方差分析表见表4-10。
表4-10例4-4的方差分析表
14
0.5328
处理间
2
0.2280
0.1140
11.88
区组间
4
0.2284
0.0571
5.95
0.05
误差
8
0.0764
0.0096
按1=2、2=8查附表3的F界值表，得F0.05,（2，8）=4.46，F0.01,（2，8）=8.65，11.88＞F0.01,（2，8），P＜0.01。
水准，拒绝H0，接受H1，认为三种不同药物作用后小白鼠肉瘤重量的总体均数不全相等，即不同药物的抑瘤效果有差别。
（1）SAS实现
dataex4_4;
inputxab@@;
0.8211
0.7312
0.4313
0.4114
0.6815
0.6521
0.5422
0.3423
0.2124
0.4325
0.5131
0.2332
0.2833
0.3134
0.2435
classab;
modelx=ab;
meansa/snk;
a3123
b512345
NumberofObservationsRead15
NumberofObservationsUsed15
Model60.456360000.076060007.960.0050
Error80.076400000.00955000
CorrectedTotal140.53276000
0.85659621.525130.0977240.454000
a20.228000000.1140000011.940.0040
b40.228360000.057090005.980.0158
Student-Newman-KeulsTestforx
ThistestcontrolstheTypeIexperimentwiseerrorrateunderthecompletenullhypothesisbutnotunder
partialnullhypotheses.
ErrorDegreesofFreedom8
ErrorMeanSquare0.00955
NumberofMeans23
CriticalRange0.14252520.1766076
Meanswiththesameletterarenotsignificantlydifferent.
SNKGroupingMeanNa
A0.6140051
B0.4340052
B
B0.3140053
.tabtreat,sum（weight）
|Summaryofweight
treat|MeanStd.Dev.Freq.
1|.614.184200985
2|.434.170967835
3|.314.114149025
Total|.454.1950750815
.anovaweighttreatgroup
Numberofobs=15R-squared=0.8566
RootMSE=.097724AdjR-squared=0.7490
Source|PartialSSdfMSFProb>
-----------+----------------------------------------------------
Model|.4563599966.0760599997.960.0050
|
treat|.2280000092.11400000511.940.0040
group|.2283599874.0570899975.980.0158
Residual|.0764000078.009550001
Total|.53276000314.038054286
例4-5
某研究者为了比较甲、乙、丙、丁、戊、己6种药物给家兔注射后产生的皮肤疱疹大小（mm2），采用拉丁方设计，选用6只家兔、并在每只家兔的6个不同部位进行注射。
实验结果见表4-11，试作方差分析。
其设计步骤如下：
（1）本研究药物是处理因素，家兔和部位是减少实验误差的控制因素，这三个因素的水平数都为6。
从专业上判断因素间相互作用的影响可忽略，故可选择拉丁方设计。
（2）g=6，选定6×
6基本拉丁方。
（3）行区组代表不同的家兔，列区组代表不同的注射部位，拉丁字母代表不同的药物。
（4）为了达到随机化的目的，即获得随机排列的拉丁方，需对6×
6基本拉丁方（见本章最后）做行列变换。
先做行变换，如读取6个两位数的随机数，22，06，34，72，52，82，再按照大小得秩次R=2，1，3，5，4，6，先1，2行对调，再3，5行对调，后4，6行对调。
再做列变换，如读取6个两位数的随机数，27，29，99，72，68，53，则R=1，2，6，5，4，3，先1，2列对调，再5，6列对调，后3，4列对调。
最后随机分配处理,如读取6个两位随机数，35，56，27，09，24，86，则R=4，5，3，1，2，6，于是有D（甲）、E（乙）、C（丙）、A（丁）、B（戊）、F（己）。
具体过程如下：
C
D
E
A
E
由此得到本例的拉丁方设计，该研究者依此安排实验，其实验结果（皮肤疱疹大小，mm2）见表4-11。
表4-11例4-5的拉丁方设计与实验结果（皮肤疱疹大小，mm2）
家兔编号
（行区组）
注射部位编号（列区组）
行区组
合计（Rj）
6
C（87）
B（75）
E（81）
D（75）
A（84）
F（66）
468.0
78.0
B（73）
A（81）
D（87）
C（85）
F（64）
E（79）
469.0
78.2
F（73）
E（73）
B（74）
A（78）
D（73）
C（77）
448.0
74.7
A（77）
F（68）
C（69）
E（76）
437.0
72.8
D（64）
C（64）
F（72）
B（70）
427.0
71.2
E（75）
D（77）
A（82）
F（61）
C（82）
B（61）
438.0
73.0
列区组
合计（Ci）
449.0
465.0
437.
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