非参数检验（卡方检验）,实验报告评分大理大学实验报告课程名称生物医学统计分析实验名称非参数检验(卡方检验)专业班级姓名学号实验日期实验地点2015—2016 学年度第学期一、实验目得对分类资料进行卡方检验。
二、实验环境1、硬件配置:处理器:Intel(R)Core(TM)i5-4210U CPU 1、7GHz 1、7GHz 安装内存(RAM):4、00GB系统类型:64 位操作系统 2、软件环境:IBM SPSS Statistics 19、0 软件三、实验内容(包括本实验要完成得实验问题及需要得相关知识简单概述)（1）课本第六章得例 6、1-6、5 运行一遍,注意理解结果;（2）然后将实验指导书得例 1-4 运行一遍,注意理解结果。
四、实验结果与分析(包括实验原理、数据得准备、运行过程分析、源程序(代码)、图形图象界面等)例例 6、1 表 1 灭螨A A 与灭螨B B 杀灭大蜂螨效果得交叉制表效果合计杀灭未杀灭组别灭螨A 32 12 44 灭螨B 14 22 36 合计 46 34 80 分析: 表1就是灭螨A与灭螨B杀灭大蜂螨效果得样本分类得频数分析表,即交叉列联表。
表 2 卡方检验X2 值df 渐进Sig、(双侧)精确Sig、(双侧)精确Sig、(单侧)Pearson 卡方 9、277a1、002连续校正b7、944 1、005似然比 9、419 1、002Fisher 得精确检验、003、002 有效案例中得 N 80a、0 单元格(、0%)得期望计数少于5。
最小期望计数为15、30。
b、仅对 2x2 表计算分析: 表2就是卡方检验得结果。
因为两组各自得结果互不影响,即相互独立。
对于这种频数表格式资料,在卡方检验之前必须用“加权个案”命令将频数变量定义为加权变量,才能进行卡方检验。
Pearson 卡方:皮尔逊卡方检验计算得卡方值(用于样本数n≥40且所有理论数E≥5);连续校正b : 连续性校正卡方值(df=1,只用于2*2列联表);似然比:对数似然比法计算得卡方值(类似皮尔逊卡方检验);Fisher 得精确检验:精确概率法计算得卡方值(用于理论数E<5)。
不同得资料应选用不同得卡方计算方法。
例6、1为2*2列联表,df=1,须用连续性校正公式,故采用“连续校正”行得统计结果。
X2 = 7、944, P(Sig)=0、005<0、01,表明灭螨剂A组得杀螨率极显著高于灭螨剂B组。
例6 6、2 2表 3治疗方法 * 治疗效果交叉制表计数治疗效果合计 1 2 3 治疗方法 1 19 16 5 40 2 16 12 8 36 3 15 13 7 35 合计 50 41 20 111 分析: 表3就是治疗方法* 治疗效果资料分析得列联表。
表 4卡方检验X2 值 df 渐进 Sig、(双侧)Pearson 卡方 1、428a4、839 似然比1、484 4、830 线性与线性组合、514 1、474 有效案例中得 N 111a、0 单元格(、0%)得期望计数少于 5。
最小期望计数为 6、31。
分析: 表4就是卡方检验得结果。
自由度df=4,表格下方得注解表明理论次数小于5得格子数为0,最小得理论次数为6、13。
各理论次数均大于5,无须进行连续性校正,因此可以采用第一行(Pearson 卡方)得检验结果,即X2 =1、428,P=0、839>0、05,差异不显著,可以认为不同得治疗方法与治疗效果无关,即三种治疗方法对治疗效果得影响差异不显著。
例6 6、3 3表 5灌溉方式 * 稻叶情况交叉制表计数稻叶情况合计 1 2 3 灌溉方式 1 146 7 7 160 2 183 9 13 205 3 152 14 16 182 合计 481 30 36 547 分析: 表5就是灌溉方式* 稻叶情况资料分析得列联表。
表 6卡方检验X2 值 df 渐进 Sig、(双侧)Pearson 卡方 5、622a4、229 似然比5、535 4、237 线性与线性组合 4、510 1、034 有效案例中得 N 547a、0 单元格(、0%)得期望计数少于 5。
最小期望计数为 8、78。
分析: 表6就是卡方检验得结果。
自由度df=4,样本数n=547。
表格下方得注解表明理论次数小于5得格子数为0,最小得理论次数为8、78。
各理论次数均大于5,无须进行连续性校正,因此可以采用第一行(Pearson 卡方)得检验结果,即X2 =5、622,P=0、229>0、05,差异不显著,即不同灌溉方式对稻叶情况得影响差异不显著。
例例 6 6、4 4表 7场地 * 奶牛类型交叉制表计数奶牛类型合计 1 2 3 场地 1 15 24 12 51 2 4 2 7 13 3 20 13 11 44 合计 39 39 30 108 分析: 表5就是场地* 奶牛类型资料分析得列联表。
表 8卡方检验X2 值 df 渐进 Sig、(双侧)精确 Sig、(双侧)精确 Sig、(单侧)点概率 Pearson 卡方 9、199a4、056、056似然比 8、813 4、066、079Fisher 得精确检验 8、463、072线性与线性组合、719b1、397、404、217、036 有效案例中得N 108a、3 单元格(33、3%)得期望计数少于 5。
最小期望计数为 3、61。
b、标准化统计量就是-、848。
分析: 表 8 就是卡方检验得结果。
自由度 df=4,样本数 n=108。
表格下方得注解表明理论次数小于5 得格子数为3,最小得理论次数为3、61。
需采用精确概率法计算,即用第三行(Fisher 得精确检验)得检验结果,即 X2 =8、463,P=0、072>0、05,差异不显著,即 3 种奶牛牛场不同类型奶牛得构成比对差异不显著。
例例 6 6、5 5表 9LPA* FA 交叉制表FA 合计 1 2 LPA 1 17 0 17 2 4 7 11 合计 21 7 28 分析: 表9就是LPA* FA资料分析得列联表。
表 10配对卡方检验值精确 Sig、(双侧)McNemar 检验、125a有效案例中得 N 28a、使用得二项式分布。
分析: 表10就是LPA与FA两种检测方法得配对卡方检验。
由于b+c<40,SPSS选用二项分布得直接计算概率法(相当于进行了精确校正),计算该配对资料得检验得精确双侧概率,并且不能给出卡方值。
本例P=0、125>0、05,差异不显著,即LPA法与FA法对番鸭细小病毒抗原得检出率差异不显著。
表 11对称度量值渐进标准误差 a近似值 T b近似值 Sig、一致性度量 Kappa、680、140 3、798、000 有效案例中得 N 28a、不假定零假设。
b、使用渐进标准误差假定零假设。
分析: 表11为LPA与FA两种检测结果得得一致性检验。
Kappa 值就是内部一致性系数,除数据P值判断一致性有无统计学意义外,根据经验,Kappa≥0、75,表明两者一致性较好0、7>Kapp a≥0、4,表明一致性一般,Kappa<0、4,则表明一致性较差。
本例Kappa值为0、680,P=0、000<0、01,拒绝无效假设,即认为两种检测方法结果存在一致性,Kappa值=0、680,0、7>Kappa≥0、4,表明一致性一般。
例1 1表 12周内日频数表观察数期望数残差 1 11 16、0-5、0 2 19 16、0 3、0 3 17 16、0 1、0 4 15 16、0-1、0 5 15 16、0-1、0 6 16 16、0、0 7 19 16、0 3、0 总数 112分析: 表12结果显示一周内各日死亡得理论数(Expected)为16、0,即一周内各日死亡均数;还算出实际死亡数与理论死亡数得差值(Residual)。
表 13检验统计量周日卡方 2、875adf 6渐近显著性、824 a、0 个单元(、0%)具有小于 5 得期望频率。
单元最小期望频率为 16、0。
分析: Chi-Square过程,调用此过程可对样本数据得分布进行卡方检验。
卡方检验适用于配合度检验,主要用于分析实际频数与某理论频数就是否相符。
卡方值X2 =2、875,自由度数(df)=6,P=0、824>0、05,差异不显著,即可认为一周内各日得死亡危险性就是相同得。
例2 2表 14二项式检验类别 N 观察比例检验比例精确显著性(双侧)性别组 1 0 12、30、50、017 组 2 1 28、70总数40 1、00分析: 调用Binomial过程可对样本资料进行二项分布分析。
表14得二项分布检验表明,女婴12名,男婴28名,观察概率为0、70(即男婴占70%),检验概率为0、50,二项分布检验得结果就是双侧概率为0、017,可认为男女比例得差异有高度显著性,即与通常0、5得性比例相比,该地男婴比女婴明显为多。
例3 3表 15两组工人得血铅值及秩group N 秩均值秩与血铅值 1 10 5、95 59、50 2 7 13、36 93、50 总数 17分析: Independent Samples过程:调用此过程可对两个独立样本得均数、中位数、离散趋势、偏度等进行差异比较检验。
有四种检验方法:Mann-Whitney U:主要用于判别两个独立样本所属得总体就是否有相同得分布;Kolmogorov-Smirnov Z:推测两个样本就是否来自具有相同分布得总体;Moses extreme reactions:检验两个独立样本之观察值得散布范围就是否有差异存在,以检验两个样本就是否来自具有同一分布得总体;Wald-Wolfowitz runs:考察两个独立样本就是否来自具有相同分布得总体。
表 16检验统计量b b血铅值 Mann-Whitney U 4、500 Wilcoxon W 59、500 Z-2、980 渐近显著性(双侧)、003 精确显著性[2*(单侧显著性)]、001aa、没有对结进行修正。
b、分组变量: group分析: 本例选Mann-Whitney U检验方法,表15结果表明,第1组得平均秩次(Mean Rank)为5、95,第2组得平均秩次为13、36,U = 4、5,W = 93、5,精确双侧概率P = 0、001,可认为铅作业组工人得血铅值高于非铅作业组。
例4 4表 17group* effect 交叉制表计数effect 合计无效有效 group 对照组 21 75 96 实验组 5 99 104 合计 26 174 200 分析: 表17就是group* effect资料分析得列联表。
表 18 卡方检验X2 值df 渐进Sig、(双侧)精确Sig、(双侧)精确Sig、(单侧)Pearson 卡方 12、857a1、000连续校正b11、392 1、001似然比 13、588 1、000Fisher 得精确检验、001、000 有效案例中得 N 200a、0 单元格(、0%)得期望计数少于5。