x2检验或卡方检验和校正卡方检验的计算Word文件下载.docx

1、断出来的；即假设这两种卵巢癌治疗的有效率本无不同， 差别仅是由抽样误差所致。 这里可将两种疗法合计有效率作为理论上的有效率，即 53/87=60.9%，以此为依据便可推算出四格表中相应的四格的理论数。兹以表 20-11资料为例检验如下。1.建立检验假设：H0 : n 1= n 2H1 : n 1 工 n 2a =0.052计算理论数（TRC，计算公式为：TRC=nR.nc/n 公式（20.13 ）式中TRC是表示第R行C列格子的理论数，nR为理论数同行的合计数， nC为与理论数同列的合计数， n为总例数。第 1 行 1 列：43 X 53/87=26.2第 1 行 2 列：43 X 34/87

2、=16.8第 2 行 1 列：44 X 53/87=26.8第 2 行 2 列：4 X 34/87=17.2以推算结果，可与原四项实际数并列成表 20-12 :表20-12两种疗法治疗卵巢癌的疗效比较19 （26.2 ）24 （16.8 ）43寸34 （26.8 ）10 （17.2 ）数（例如T1.仁26.2 ），则其余三项理论数都可用同行或同列合计数相减，直接求出，示范 如下：T1.1=26.2T1.2=43-26.2=16.8T2.1=53-26.2=26.8T2.2=44-26.2=17.23计算x2值按公式20.12代入Xy- （d7） （1926*2尸 I （24一 t6- B）*

3、. （342G 8）1丁 26.2 TeTa 26. 84.查x2值表求P值在查表之前应知本题自由度。按 x2检验的自由度v=（行数-1 ）（列数-1），则该题的自由度 v=（ 2-1）（2-1）=1,查x2界值表（附表20-1），找到X20.001 （ 1）=6.63 , 而本题x2=10.01即x2 X20.001 （ 1） , Pv 0.01 ,差异有高度统计学意义， 按a =0.05水准，拒绝H0,可以认为采用化疗加放疗治疗卵巢癌的疗效比单用化疗佳。通过实例计算，读者对卡方的基本公式有如下理解： 若各理论数与相应实际数论数和实际数都加入 x2值中，分组越多，即格子数越多, 值大小的意义

4、时同时要考虑到格子数。因此自由度大时，、四格表的专用公式对于四格表资料，还可用以下专用公式求 x2值。 （nd be） （a + h ） J + C （b + d）式中a、b、c、d各代表四格表中四个实际数，现仍以表 20-12为例，将上式符号标记如下（表 20-13 ），并示范计算。（Iyxic-4X）X871O 00A 43X 44 X ：4表20-13两种疗法治疗卵巢肿瘤患者的疗效19 （a）24 （b）43 （a+b） H34 （c）10 （d）44 （c+d）53 （a+c）34 （b+d）87 （n）计算结果与前述用基本公式一致， 相差0.01用换算时小数点后四舍五入所致。三、四格

5、表x2值的校正的。 是一种近似，在自由度大于 1、理论数皆大于 5时,这种近似很好；当自由度为 1时，尤其当1 v TV 5,而n 40时，应用以下校正公式：（J刀一7| 5厂如果用四格表专用公式，亦应用下式校正:_ （ adbc!】i/2）号 * 丄 十二例20.8某医师用甲、乙两疗法治疗小儿单纯性消化不良，结果如表 20-14.试比较两种疗法效果有无差异？表20-14两种疗法效果比较的卡方较正计算疗法痊愈数未愈数甲26 （28.82）7 （4.18）33 J乙36 （33.18）2 （4.82）3862971 从表20-14可见，式（20.15 ）检验。步骤如下：T1.2和T2.2数值都V

6、 5，且总例数大于 40,故宜用校正公1.检验假设：2计算理论数：（已完成列入四格表括弧中）3计算x2值：应用公式（20.15 ）运算如下:（丨加一口一0飞尸一X T 28.82,（|7-4.18|-0.5）* _ （| 漪一鹉.18 05.（上仁82| 0. ? 十 4. 18 J 1R 4tL= 2-75查 x2 界值表，X20.05 （1） =3.84，故 x2v x20.05 （1）, P 0.05.按a =0.05水准，接受HO,两种疗效差异无统计学意义。如果不采用校正公式， 而用原基本公式，算得的结果x2=4.068，则结论就不同了。如果观察资料的TV 1或n V 40时，四格表资

7、料用上述校正法也不行，可参考预防医学专业用的医学统计学教材中的精确检验法直接计算概率以作判断。四、行x列表的卡方检验（ x2test for R x C table ）适用于两个组以上的率或百分比差别的显著性检验。其检验步骤与上述相同，简单计算公式如下：式中n为总例数；A为各观察值；nR和nC为与各A值相应的行和列合计的总 数。例20.9北方冬季日照短而南移，居宅设计如何适应以获得最大日照量，增强居民体质，减少小儿佝偻病，实属重要。胡氏等 1986年在北京进行住宅建筑日照卫生标准的研究，对214幢楼房居民的婴幼儿 712人体检，检出轻度佝偻病 333例，比较了居室朝向 与患病的关系。现将该资料

8、归纳如表 20-15作行x列检验。表20-15居室朝向与室内婴幼儿佝偻病患病率比较检查结果居室朝向南西、西南东、东南北、东北、西北患病1801412065379无病20016843333313803020498712患病率（%47.446.758.866.353.2/p该表资料由2行4列组成，称2 X 4表，可用公式（20.17 ）检验。（一）检验步骤1.检验假设四类朝向居民婴幼儿佝偻病患病率相同。四类朝向居民婴幼儿佝偻病患率不同。2.计算x2值I 120* | 65* 2Q01 + IB* _ * B4*S751X 98 333% 38。工刖 x :山 333X2必3.确定P值和分析本题v=

9、 （2-1 ）（ 4-3 ） =3,据此查附表 20-1 :X20.01 （3） =11.34，本题 x2=15.08 , x2 x20.01 （3）, Pv 0.01，按 a =0.05水准，拒绝H0,可以认为居室朝向不同的居民，婴幼儿佝偻病患病率有差异。1.一般认为行X列表中不宜有 1/5以上格子的理论数小于 5,或有小于1的理 论数。当理论数太小可采取下列方法处理： 增加样本含量以增大理论数； 删去上述理论数太小的行和列；将太小理论数所在行或列与性质相近的邻行邻列中的实际数合并， 使重新计算的理论数增大。 由于后两法可能会损失信息， 损害样本的随机性， 不同的合并方式有可能影响推断结论，

10、 故不宜作常规方法。 另外，不能把不同性质的实际数合并，如研究血型 时，不能把不同的血型资料合并。2.如检验结果拒绝检验假设， 只能认为各总体率或总体构成比之间总的来说有差别，但不能说明它们彼此之间都有差别，或某两者间有差别。五、配对计数资料 x2 检验（x2test of paired comparison of enumeration data）在计量资料方面，同一对象实验前后差别或配对资料的比较与两样本均数比较方法有所不同；在计数资料方面亦如此。例如表 20-16是28份咽喉涂抹标本，每份按同样 条件分别接种在甲、 乙两种白喉杆菌培养基中， 观察白喉杆菌生长情况， 试比较两种培养基的效果

11、。表20-16两种白喉杆菌培养基培养结果比较甲培养基 甲培养基伞甘 乙培养基+-11（ a）9（ b）20 二1（ c）7（ d）81228从表中资料可见有四种结果：（ a）甲+乙+，（ b）甲+乙-（c）甲-乙+，（ d） 甲-乙-;如果我们目的是比较两种培养基的培养结果有无差异，则（ a）、 （ d）两种结果是一致的，对差异比较毫无意义，可以不计，我们只考虑结果不同的（ 匕）和（c），看其差异有无意义，可以应用以下简易公式计算：检验步骤：2计算x2值3.确定P值和分析配对资料 v=1,查附表20-1得知X20.05 （1） =3.84 , x2 x0.05 （1）, Pv 0.05，按a

12、=0.05水准，拒绝H0,可以认为甲培养基的白喉杆菌生长效率 较咼。如果b+c40,则可采用：早节。附表20-1 x2界值表vPV0.050.010.00113.846.63 二10.8326.3032.0039.25 寸25.999.21 二13.811727.5933.1440.79 J37.8111.3416.271828.8734.1842.319.4913.2818.471930.1436.1943.82511.0715.09 二20.522031.4137.5745.32 J612.5916.81 二22.462132.6738.9346.80714.0718.4824.322233.9240.2948.2715.5120.09二26.122335.1741.6449.73 J16.9221.67 二27.8836.4242.9851.18 J18.3123.21 二29.592537.6544.3152.62 1119.6824.7231.262638.8945.6454.0521.0326.22二32.912740.1146.9655.48 11322.3627.69 134.5341.3448.2856.89 J23.6829.1436.122942.5649.5958.301525.0030.5837.7043.7750.8959.70