H检验（Kruskal-Wallis法）是用于完全随机设计的多个样本比较的非参数法。其具体步骤见例21.3。 例21.3 某地监测大气中SO 2 的日均浓度，按不同功能区设置采样点，结果见表21-4“浓度”栏所示，问各功能区SO 2 日均浓度有无差别？ 表21-4 某地1990年1月份SO 2 日均浓度（μg/m 3 ） 对照区 工业区 商业区 居民区 浓度...
两组资料的比较亦称成组资料的比较。这里介绍两样本秩和检验（Wilcoxon,Mann and Whitney法）。秩和和检验（rank sumtest）的步骤见例21.2。 例21.2测得铅作业与非铅作业工人的血铅值（μmol/L），问两组工人的血铅值有无差别？ 表21-3 两组工 人血 铅值（μmol/L）的比较 铅作业组 非铅作业组 血铅值 秩次 血铅组...
H检验（Kruskal-Wallis法）是用于完全随机设计的多个样本比较的非参数法。其具体步骤见例21.3。 例21.3 某地监测大气中SO 2 的日均浓度，按不同功能区设置采样点，结果见表21-4“浓度”栏所示，问各功能区SO 2 日均浓度有无差别？ 表21-4 某地1990年1月份SO 2 日均浓度（μg/m 3 ） 对照区 工业区 商业区 居民区 浓度...
...两种处理（方法等）的结果有无差别。 公式（19.8） 式中，0为差数年总体均数，因为假设处理前后或两法无差别，则其差数的均数应为0，d为一组成对数据之差d（简称差数）的均数，其计算公式同式（18.1）；Sd为差数均数的标准误，s d 为差数年的标准差，计算公式同式（18.3）；n为对子数。 因计算的统计量是t，按表19-4所示关系作判断。 例19.5 应用某...
多组资料的比较也是从排秩号开始，但不是直接用秩和进行检验，有的书籍称之为秩检验（rank test），以示与秩和检验有别，其检验假设也较复杂：在处理完全随机设计的资料时，H 0 ：F（X １ ）＝F（X 2 ）=F（X 3 ）=……，即比较的各样本所对应的各总体的分布函数相等，H 1 ：各总体的分布函数不相等或不全相等；在处理随机单位组设计的资料时，H 0 ...
...小样本秩号之和为r ，例数为n １ 。 3．计算R＇，公式为： R＇=n 1 (n 1 +n 2 +1)-r (10.6) R＇是同一个样本资料，当秩号倒排（即由大至小）时较小样本秩号之和。 4．以R和R＇两秩号之和中较小者与附表13中R的临界值比较，以作出判断，其标准仍是： R>R 0.05 时 P>0.05 R 0.05 ≥R>R 0.01 时 0.05...
等级资料又称为半计量资料，当两组等级资料比较时，用秩和检验来比较其相差是否显着比用χ 2 检验要恰当。两组等级资料，通常例数都较多，故一般都用计算法，其步骤与两组资料的秩和检验相似，不同的是要求各等级的平均秩号，为此，先要求得各等级的秩号范围。今举例10.5说明之。 1．求各等级的平均秩号。为此，先要求出各等级的秩号范围，如等级“-”共18+8=26例，共秩...
在日常工作中，我们经常要比较某两组计量资料的均数间有无显着差别，如研究不同疗法的降压效果或两种不同制剂对杀灭鼠体内钩虫的效果（条数）等。这时假若事先难以找到年龄、性别等条件完全一样的人（或动物）作配对比较，那么不能求每对的差数只能先算出各组的均数，然后进行比较。两组例数可以相等也可稍有出入。检验的方法同样是先假定两组相应的总体均数相等，看两组均数实际相差与此...
当多组间的差别显着时，则需进一步判断那些组之间的差别有显着性，这个问题的解决方法与第八章第二节中的多个均数间的两两比较很相似，在例10.6四个实验组涂放射性锡的例子中，结果为H>χ 2 0.01,3 ，P<0.01，现以此为例，进一步作各组两两间比较，步骤如下： 1．将各组秩和从大到小依次排队，并求得两两间的相差，见表10.9 2．计算标准误，计算公式是： ...
... 2 值 ν=组数-1 （10.3） 5．查χ 2 值表，作结论。 例10.2 表10.2为9名健康人和8名铅作业工人的尿铅值（mg/L）试比较两组间有无显著差别？ 表10.2 9名健康人与8名铅作业工人的尿铅值（mg/L） 健康人 秩号 铅作业工人 秩号 0.001 1 0.042 8 0.002 2 0.042 8 0.014 3 0.048 10 0....
所有搜索结果仅供参考，如需解决具体问题请咨询相关领域专业人士。