方差分析包括三因素

關(guān)于方差分析包括三因素1第1頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月2如某種農(nóng)作物的收獲量受作物品種、肥料種類(lèi)及數(shù)量等的影響；選擇不同的品種、肥料種類(lèi)及數(shù)量進(jìn)行試驗(yàn)，日常生活中經(jīng)常發(fā)現(xiàn)，影響一個(gè)事物的因素很多，希望找到影響最顯著的因素第2頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月3看哪一個(gè)影響大？并需要知道起顯著作用的因素在什么時(shí)候起最好的影響作用。方差分析就是解決這些問(wèn)題的一種有效方法。第3頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月4因素（因子）——可以控制的試驗(yàn)條件因素的水平——因素所處的狀態(tài)或等級(jí)單（雙）因素方差分析——討論一個(gè)（兩個(gè)）因素對(duì)試驗(yàn)結(jié)果有沒(méi)有顯著影響。第一節(jié)概述第4頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月5例如：某廠(chǎng)對(duì)某種晴棉漂白工藝中酸液濃度（g/k）進(jìn)行試驗(yàn)，以觀察酸液濃度對(duì)汗布沖擊強(qiáng)力有無(wú)顯著影響。序號(hào)沖擊強(qiáng)力濃度123456A116.215.115.814.817.115.0

A216.817.517.115.918.417.7A319.020.118.918.220.519.7方差分析就是把總的試驗(yàn)數(shù)據(jù)的波動(dòng)分成1、反映因素水平改變引起的波動(dòng)。2、反映隨機(jī)因素所引起的波動(dòng)。然后加以比較進(jìn)行統(tǒng)計(jì)判斷，得出結(jié)論。第5頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月6方差分析的基本思想：把全部數(shù)據(jù)關(guān)于總均值的離差平方和分解成幾部分，每一部分表示某因素諸水平交互作用所產(chǎn)生的效應(yīng)，將各部分均方與誤差均方相比較，從而確認(rèn)或否認(rèn)某些因素或交互作用的重要性。用公式概括為：總變異=組間變異+組內(nèi)變異各因素引起由個(gè)體差異引起（誤差）種類(lèi)：常用方差分析法有以下4種1、完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析（單因素方差分析）2、隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析（二因素方差分析）3、拉丁方設(shè)計(jì)資料的方差分析（三因素方差分析）4、R*C析因設(shè)計(jì)資料的方差分析（有交互因素方差分析）第6頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月7第二節(jié)單因素方差分析一、假設(shè)檢驗(yàn)設(shè)：A1、A2、A3、為三個(gè)總體X1、X2、X3，每個(gè)總體有6個(gè)樣本Xi1、Xi2、…、Xi6(i=1,2,3)。注：要判斷酸液濃度的3種水平對(duì)汗布的沖擊強(qiáng)力是否有顯著影響，實(shí)質(zhì)上就是檢驗(yàn)3種不同水平所對(duì)應(yīng)的3個(gè)總體是否有顯著差異的問(wèn)題。即檢驗(yàn)3個(gè)總體數(shù)學(xué)期望是否相等。以后就是求解問(wèn)題，為了說(shuō)明一般解的公式（方法），如下作一般分析。第7頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月8一般形式：序號(hào)結(jié)果水平12………nA1X11X12………X1nA2X21X22………X2nA3Xm1Xm2………Xmn。。假定：數(shù)據(jù)滿(mǎn)足正態(tài)性、獨(dú)立性、方差齊性。（進(jìn)行方差分析的條件）要檢驗(yàn)因素A對(duì)指標(biāo)是否顯著影響，就是檢驗(yàn)假設(shè)：

H0：1=2=…=m

接受H0：即認(rèn)為來(lái)自同一總體，差異由隨機(jī)因素所造成。若拒絕H0：表明它們之間差異顯著，差異有因素水平的改變所引起。做法：為了檢驗(yàn)假設(shè)H0，要從總的誤差中將系統(tǒng)誤差和隨機(jī)誤差分開(kāi)。第8頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月9二、離差平方和的分解與顯著檢驗(yàn)記：將Q進(jìn)行分解：由于第9頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月10故：下面通過(guò)比較QE和QA來(lái)檢驗(yàn)假設(shè)H0。在假設(shè)H0成立的條件下，可以證明：相互獨(dú)立第10頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月11方法：（檢驗(yàn)方法）（1）當(dāng)H0：1=2=…=m成立時(shí)。（2）統(tǒng)計(jì)量：即：第11頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月12（3）給定顯著性水平，查表得臨界值（4）由樣本觀察值計(jì)算出F（5）若F>，則拒絕H0。（說(shuō)明因素A各水平間有顯著性差異）（6）若F，則接受H0。（說(shuō)明因素A各水平間無(wú)顯著性差異）三、計(jì)算的簡(jiǎn)化1、對(duì)Q、QE、QA計(jì)算簡(jiǎn)化。（給出一個(gè)簡(jiǎn)化的計(jì)算公式和數(shù)據(jù)簡(jiǎn)化的方法）令：第12頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月13同樣可推出：2、數(shù)據(jù)的簡(jiǎn)化：試驗(yàn)數(shù)據(jù)經(jīng)過(guò)變換數(shù)據(jù)簡(jiǎn)化后對(duì)F值的計(jì)算沒(méi)有影響，不會(huì)影響檢驗(yàn)的結(jié)果四、方差分析表方差來(lái)源離差平方和自由度F值F0.05F0.01顯著性因素AQAm-1試驗(yàn)誤差QEm(n-1)總誤差Qmn-1第13頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月14例：前例題

1、對(duì)數(shù)據(jù)的簡(jiǎn)化得下表：序號(hào)沖擊強(qiáng)力濃度123456A1-8-19-12-221-20-801454

A2-251-1114714396A32031191235271443820由表中數(shù)據(jù)可算出第14頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月15計(jì)算計(jì)算出F值：第15頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月16方差來(lái)源離差平方和自由度F值F0.05F0.01顯著性因素A4217.3228.383.686.38**(十分顯著）試驗(yàn)誤差1114.715總誤差533217列表：說(shuō)明：，說(shuō)明酸液濃度對(duì)汗布沖擊強(qiáng)力有十分顯著的影響。第16頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月17五、各水平下試驗(yàn)次數(shù)不等時(shí)的方差分析設(shè)第i個(gè)水平試驗(yàn)次數(shù)為ni,則有自由度分別為f=n-1,fE=n-m,fA=m-1.檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為式中：第17頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月18第三節(jié)雙因素方差分析例如：某廠(chǎng)對(duì)生產(chǎn)的高速鋼銑刀進(jìn)行淬火工藝試驗(yàn)，考察回火溫度A和淬火溫度B兩個(gè)因素對(duì)強(qiáng)度的影響。今對(duì)兩個(gè)因素各3個(gè)水平進(jìn)行試驗(yàn)，得平均硬度見(jiàn)表：BjAi試驗(yàn)結(jié)果B1（1210‘C）B2（1235’C）B3（1250‘C）A1（280’C）646668A2（300‘C）666867A3（320’C）656768假設(shè)：美中不足組合水平下服從正態(tài)分布、互相獨(dú)立、方差相等。所需要解決的問(wèn)題是：所有Xij的均值是否相等。第18頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月19假設(shè)檢驗(yàn)：1）在假設(shè)H0成立的條件下。2）統(tǒng)計(jì)量3）給定顯著水平，查表得臨界值4）由樣本觀察值計(jì)算FA、FB5）若時(shí)，接受H0，因素的影響不顯著。若時(shí)，拒絕H0。對(duì)因素B同理說(shuō)明。第19頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月20方差分析表：方差來(lái)源離差平方和自由度F值F0.05(2,4)F0.01(2,4)顯著性因素A1.562FA=1.016.9418.0因素B11.562FB=7.466.9418.0*試驗(yàn)誤差3.14總誤差16.228A影響不顯著。B影響顯著，由于高速鋼洗刀的硬度越大越好，因此因素B可取B3水平，即淬火溫度1250‘C為好，因素A水平的確定，應(yīng)考慮經(jīng)濟(jì)方便，取A1水平為好。第20頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月21SAS系統(tǒng)中區(qū)分兩種情況：1、每組觀測(cè)數(shù)據(jù)相等，可用ANOVA過(guò)程處理以上四種情形的方差分析。2、若每組觀測(cè)數(shù)據(jù)不相等，可用GLM過(guò)程處理以上四種情形的方差分析。第21頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月22均衡數(shù)據(jù)的方差分析（ANOVA過(guò)程）過(guò)程說(shuō)明：1、PROCANOVA；2、CLASS變量表；3、MODEL因變量表=效應(yīng)；4、MEANS效應(yīng)[/選擇項(xiàng)]；5、ALPHA=p顯著性水平（缺省值為0.05）CLASS和MODEL是必需的，CLASS必須的MODEL之前?？梢允菙?shù)值型和字符型是指因變量與自變量效應(yīng)，模型如下：1、主效應(yīng)模型MODELy=abc;(abc是主效應(yīng)，y是因變量）2、交互模型MODELy=abca*ba*cb*ca*b*c;3、嵌套效應(yīng)MODELy=abc(ab);4、混合效應(yīng)模型號(hào)MODELy=ab(a)c(a)b*c(a);輸出因變量均數(shù)，對(duì)主效應(yīng)均數(shù)間的檢驗(yàn)。第22頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月23例：1、單因素方差分析某勞動(dòng)衛(wèi)生組織研究棉布、府綢、的確涼、尼龍四種衣料內(nèi)棉花吸附十硼氫量。每種衣料做五次測(cè)量，所得數(shù)據(jù)如下。試檢驗(yàn)各種衣料見(jiàn)棉花吸附十硼氫量有沒(méi)有顯著差別？棉布府綢的確涼尼龍2.332.483.064.002.002.343.065.132.932.683.004.612.732.342.662.802.332.223.063.60第23頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月24單因素方差分析SAS程序的輸入：循環(huán)語(yǔ)句刪除變量CLASS和MODEL語(yǔ)句是必需的，CLASS必須出現(xiàn)在MODEL語(yǔ)句前。第24頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月25組間占總的比例單因素方差分析SAS程序輸出結(jié)果：結(jié)論：在CLASS語(yǔ)句中指出的P值。P《0.003,可得出各衣料組間有非常顯著差異。第25頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月262、兩因素方差分析例：用4種不同方法治療8名病者，其血漿凝固時(shí)間的資料如表，試分析影響血漿凝固的因素。受試者編號(hào)（區(qū)組）處理組12348.49.49.812.212.815.212.914.49.69.111.29.89.88.89.912.08.48.28.58.58.69.99.810.98.99.09.210.47.98.18.210.0第26頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月27兩因素方差分析SAS程序的輸入：第27頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月28兩因素方差分析SAS程序輸出結(jié)果：結(jié)論：總誤差：F=14.04，P《0.0001，故總體有非常顯著差異。

A因素：F=6.62，P《0.0025，故認(rèn)為因素A（治療方法）對(duì)血漿凝固時(shí)間影響很大。

B因素：F=17.2，P《0.0001，故認(rèn)為因素B（不同病者）對(duì)血漿凝固時(shí)間影響很大。第28頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月293、三因素方差分析（交互作用不存在）例：五種防護(hù)服，由五人各在不同的五天中穿著測(cè)定脈搏數(shù)，如表。試比較五種防護(hù)服對(duì)脈搏數(shù)有無(wú)不同。試驗(yàn)日期受試者甲乙丙丁戊A129.8B116.2C114.8D104.0E100.6B144.4C119.2D113.2E132.8A115.2C143.0D118.0E115.8A123.0B103.8D133.4E110.8A114.0B98.0C110.6E142.8A110.6B105.8C120.0D109.8第29頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月30三因素方差分析SAS程序的輸入：第30頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月31三因素方差分析SAS程序輸出結(jié)果：結(jié)論：因F=6.80,P《0.0011,故總體有非常顯著差異。其中K因素影響極大F=16.27,P《0.001。因素P、C都無(wú)顯著差異。第31頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月324、有交互因素的方差分析

例：治療缺鐵性貧血病人12例，分為4組給予不同治療，一個(gè)月后觀察紅細(xì)胞增加（百萬(wàn)/mm），資料如表。試分析兩種藥物對(duì)紅細(xì)胞增加的影響。甲藥（A）不用（A0）用（A1）乙藥（B）不用B0用B10.80.90.71.31.21.10.91.11.02.12.22.0第32頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月33有交互因素方差分析SAS程序的輸入：第33頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月34有交互因素方差分析SAS程序輸出結(jié)果：結(jié)論：因F=98.75,P=0.0001<0.01,故總體有非常顯著的差異，因素A、B、A*B都對(duì)紅細(xì)胞增加數(shù)有非常大的影響。第34頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月35非平衡數(shù)據(jù)的方差分析（GLM過(guò)程）在SAS/STAT中GLM（GeneralLinearModels)過(guò)程分析功能最多。包括：1、簡(jiǎn)單回歸（一元）2、加權(quán)回歸3、多重回歸及多元回歸4、多項(xiàng)式回歸5、方差分析（尤其不平衡分析）6、偏相關(guān)分析7、協(xié)方差分析8、多元方差分析9、反應(yīng)面模型分析10、重復(fù)測(cè)量方差分析第35頁(yè)，課件共42頁(yè)，創(chuàng)作于2023年2月36GLM過(guò)程在方差分析中的應(yīng)用：MODEL語(yǔ)句反映因變量與自變量的模型，其形式：

模型說(shuō)明模型類(lèi)型MODELY=ABＣ；主效應(yīng)ＭODELY=ABA*B；交互效應(yīng)MODELY=ABA(B)；