14章秩和检验
医学统计学09秩和检验
22
u=
|11186 − 88(216 + 1) / 2 − 0.5 128 × 88 × (216 + 1) /12
(t 3 − t j ) ∑ j (N 3 − N )
= 3.628
C = 1− = 1−
823 − 82 ) + ( 783 − 78 ) + ( 303 − 30 ) + ( 263 − 26 ) ( 216 − 216
9
秩和
A组： － 、±、+、+、+、 ++ 秩和： 1 2 4.5 4.5 4.5 8.5
TA＝25
B组： +、++、++、++、+++、+++ 秩和： 4.5 8.5 8.5 8.5 11.5 11.5 TB＝53
TA+TB=N(N+1)/2=78
10
秩次：在一定程度上反映了等级的高低； 秩和：在一定程度上反映了等级的分布位置。 对等级的分析，转化为对秩次的分析。 秩和检验就是通过秩次的排列求出秩和，对总 体的分布进行假设检验。
α =0.05。
编秩 ，求秩和T。 确定检验统计量T 若两样本例数不等，以例 数较少者为n1，检验统计量T=T1=560.5。 确定P值，作出推断结论
29
560.55 − 24 × (68 + 1) / 2 − 0.5 u= = 3.4265 24 × 44 × (68 + 1) / 12
(16 3 − 16) + ( 28 3 − 28) + (19 3 − 19) + (5 3 − 5) C = 1− 68 3 − 68
秩和检验【医学统计学】
568.4
14.0
384.6
3.0
556.2
13.0
369.1
1.0
435.7
7.0
377.8
2.0
574.8
15.0
436.7
8.0
468.7
12.0
662.9
19.5
433.4
6.0
582.8
16.5
442.3
10.0
438.1
9.0
426.1
5.0
n1 10
T1 101
n2 12
T2 152
2.求检验统计量T 值
①省略所有差值为0的对子数，观察单位数减去0对子数 的个数 ②按差值的绝对值从小到大编秩，绝对值相等的差值若 符号不同取平均值，并保持原差值的正负号；
③任取正秩和或负秩和为T，本例取T-=3。
3. 确定P 值，作出推断结论
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检验步骤
查附表12 • 本例T=3，n=10，
3 9 6 8 7 -1 10 4 -2 5
T 52 T 3
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配对符号秩检验基本思想
• 当H0（差值的总体中位数Md=0)成立,任一配对差值出现正号、负号的 机会均等，秩和T-与T+的理论数也应相等为n(n+1)/4
• 可以证明：
• H0为真时，秩统计量T是对称分布 • H0非真时，T呈偏态分布
单纯⑴虚寒型 ⑵3 ⑶6 ⑷25 ⑸26 13 ⑻ 73
喘息虚寒型
1
3 10
9
3 26
虚寒阻塞型 16 28 61 27 ⑹9 141
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秩和检验结果解读
秩和检验结果解读The interpretation of the results of the rank sum test is crucial in statistical analysis, especially when dealing withnon-parametric data. This test, also known as the Mann-Whitney U test or the Wilcoxon rank sum test, is used to assess whether two independent samples come from the same distribution. It does not assume that the data follow a specific distribution, making it a robust tool for a wide range of applications.秩和检验结果的解读在统计分析中至关重要，特别是在处理非参数数据时。
这种检验，也被称为Mann-Whitney U检验或Wilcoxon秩和检验，用于评估两个独立样本是否来自同一分布。
它不假设数据遵循特定的分布，这使得它成为众多应用场景下的强大工具。
The test's output typically includes a statistic value and a corresponding p-value. The statistic value, such as the U statistic in the Mann-Whitney U test, represents the sum of ranks for one of the samples. A low U statistic indicates that the values in one sample tend to be smaller than those in the other, suggesting a difference between the two groups.检验的输出通常包括一个统计量值和相应的p值。
7.秩和检验
uc
注意：仍为非参数检验
配对符号秩检验基本思想
当H0（差值的总体中位数Md=0)成立，任一配对差 值出现正号、负号的机会均等，因此秩和T-与T+的 理论数也应相等为n(n+1)/4。 可以证明： H0为真时，秩统计量T是对称分布，对称轴为 n(n+1)/4，多数情况下T与n(n+1)/4差值较小 （属抽样误差）； H0非真时，T呈偏态分布，多数情况下T远离 n(n+1)/4。
第一节 配对设计资料的符号秩和检验
Wilcoxon 1945年提出，又称Wilcoxon符号 秩检验。 常用于检验差值的总体中位数是否等于零。
配对资料：
同对的两个受试对象分别接受不同处理 同一样品用两种不同方法测试 同一受试对象处理前后的比较或不同部位测 定值比较
配对设计资料的符号秩和检验 — Wilcoxon符号秩和检验
(t j t j )
3
N N
3
)
tj为第j个相同秩次的个数
二、两组有序分类变量资料的秩和检验
【例9-3】某医院用复方石苇冲剂治疗老年慢性支气管炎患者216例， 疗效见表9-3，问该药对两型支气管炎治疗效果是否相同？
表9-3 人 单纯型 复方石苇冲剂治疗两型老年慢性支气管炎疗效的比较 数 秩 和 合计 秩次范围 平均秩次 喘息型 单纯型 喘息型
10.5
12 14 15 16 17
0.24
0.29 0.33 0.44 0.58 0.63 0.72
2
3 4 5 6 7 8
0.87
1.01
10.5
13
n1＝7 秩和＝93.5
n2＝10 秩和＝59.5
医学统计学 9第九讲 秩和检验
7
2.20 0.05 2.5 2.99 0.84
8
2.12 -0.03 -1 3.19 1.04
9
2.42 0.27
4
3.37 1.22 10
2.52 0.37
5
4.57 2.42 11
1. 建立假设 H0：差值总体中位数为0 H1：差值总体中位数不为0；
α=0.05 2. 计算统计量： T+=62.5，T-=3.5
B组：1
2
4.5 4.5 4.5
+
8.5
++
++
++
+++
+++
6 8 9 10 11 12
4.5 8.5 8.5 8.5 11.5 11.5
秩和
A组： － 、、+、+、+、 ++ 秩和： 1 2 4.5 4.5 4.5 8.5
TA＝25
B组： +、++、++、++、+++、+++ 秩和： 4.5 8.5 8.5 8.5 11.5 11.5
（4）将秩次冠以正负号，计算正、负秩和（T+，T-）； T++T- =n(n+1)/2
（5）用不为“0”的对子数n及T（取绝对值小的秩和作为统
计量T）查T界值表，得到P值作出判断。
编秩
A组： － 、、+、+、+、++ B组： +、++、++、++、+++、+++
秩和检验
非参数统计的主要优点
①由于没有条件限制，适用范围广。它可适用于有序分类资料、 偏态分布资料、变异较大或方差不齐的资料、分布型不明的资 料及有特大、特小值或数据的某一端有不确定数值的资料。 ②搜集资料方便。由于非参数统计在搜集资料时可用“等级”或 “符号”来评定观察结果，因而搜集资料十分方便，更符合实 际情况。 ③具有较好的稳健性。参数检验是建立在严格的假定条件的基础 上，一旦不符合假定条件，其推断的正确性将受到质疑。非参 数检验则是带有最弱的假定，所受条件限制很少，稳健性好。
配对符号秩检验基本思想
H0为真时，Ｔ服从对 称分布,大多数情况下，T 在对称点n(n+1)/4附近。
H0为非真时，Ｔ呈
偏态分布,大多数的情 况下，Ｔ远离对称点为
n(n+1)/4。
符号秩检验的基本思想
可以证明：当H0(Md=0)成立时，任一配对的差值出现正号与负 号的机会均等，因此，秩和T+与T-的理论数(期望值)也应相等， 由T+与T-之和为n(n+1)/2可知，T+与T-的理论数为n(n+1)/4,当n 很大时，T近似服从均数T为n(n+1)/4，方差为n(n+1)(2n+1)/2 4的正态分布。 H0不成立时，统计量T呈偏态分布，并且在大多数情况下T远离n (n+1)/4 。 因此，在H0成立的情况下T远离n(n+1)/4为小概率事件，可认为 在一次抽样中是不会发生的，故当出现这种情况时推断拒绝H0。
第一节 配对设计资料的符号秩 和检验
(Wilcoxon signed-rank test)
一、基本思想 二、检验步骤
一、基本思想
符号秩和检验：是由Wilcoxon于1945年提出，又称 Wilcoxon 符号秩检验 常用于检验差值的总体中位数是否等于零 配对资料有： 同对的两个受试对象分别接受不同处理 同一样品用两种不同方法测试 同一受试对象处理前后的比较或不同部位测定值比较
秩和检验
某药对两种病情的老年慢性支气管炎患者的疗效
合 计 秩次范围 平均秩 次 秩 单纯性 和 肺气肿
控 制 显 效 有 效 无 效 合 计
65 42 107 1～107 18 6
54
3510 2151 4740
2268 717 3634
24 108～131 119.5 53 132～184 158
30 23 13 11
（2）大样本时，正态近似法：
| T n( n 1 ) / 4 | 0.5 u n( n 1 )( 2n 1 ) / 24
校正公式：（当相持个数较多时）
u | T n( n 1 ) / 4 | 0.5 ( t3 tj ) n( n 1 )( 2n 1 ) j 24 48
12 342 602 262 H 3(15 1) 6.32 15(15 1) 5 5 5
2 i
Hc H C
分子为H值，分母C为校正数，
tj C 1 N N 校正后，Hc＞H，P值减小。
3 j 3
t
HC 1
H ( t3 tj ) j N3 N
此例n1=82，n2=126，n2-n1=44， 用正态分布法。求u值
计算校正的uc值，即：
8780.5 82 208 1 / 2 0.5 u 0.4974 82 126 208 1） 12 （ /
tj （ 3 107 243 24 533 53 243 24 107 ）（ ）（ ）（ ） C 1 1 0.8443 3 N N 208 208
3 j 3
t
0.4974 uc 0.541 0.8443
医学统计学学习与实习题集
医学统计学学习与实习题集医学统计学学习与实习题集⽬录第四章定量资料的统计描述2第五章定性资料的统计描述7第六章总体均数的估计10第七章假设检验13第⼋章 t检验16第九章⽅差分析20第⼗章⼆项分布和Poisson分布及其应⽤25第⼗⼀章2检验27第⼗⼆章秩和检验31第⼗三章双变量关联性分析35第⼗四章直线回归分析40第⼗五章⽣存分析43第四章定量资料的统计描述【思考与习题】⼀、思考题1.均数、中位数、⼏何均数的适⽤范围有何异同？2.同⼀资料的标准差是否⼀定⼩于均数？3.极差、四分位数间距、标准差、变异系数的适⽤范围有何异同？4.正态分布有哪些基本特征？5.制定医学参考值范围时，正态分布法和百分位数法分别适⽤于何种资料？⼆、案例辨析题某市抽样测定了150名健康成年男性的⾎清⽢油三酯(TG)含量(mmol/L)，资料如下，据此资料计算集中趋势指标和离散程度指标。
0.23 0.84 1.16 1.39 1.64 1.76 1.89 2.04 2.18 2.280.34 0.85 1.24 1.39 1.68 1.78 1.91 2.05 2.21 2.290.49 0.86 1.25 1.41 1.70 1.79 1.91 2.06 2.21 2.300.57 0.87 1.30 1.41 1.71 1.81 1.91 2.06 2.21 2.300.62 0.91 1.30 1.43 1.71 1.82 1.92 2.06 2.22 2.320.62 0.95 1.33 1.44 1.71 1.83 1.93 2.10 2.24 2.330.65 0.96 1.33 1.47 1.72 1.83 1.94 2.10 2.24 2.350.67 0.99 1.34 1.53 1.73 1.83 1.96 2.10 2.25 2.360.68 1.04 1.35 1.56 1.74 1.84 1.97 2.12 2.25 2.360.71 1.08 1.35 1.58 1.74 1.84 1.98 2.14 2.25 2.370.71 1.08 1.36 1.58 1.74 1.86 2.00 2.15 2.25 2.380.72 1.09 1.36 1.58 1.75 1.87 2.01 2.15 2.26 2.390.78 1.14 1.37 1.60 1.75 1.87 2.01 2.15 2.27 2.390.80 1.15 1.39 1.60 1.75 1.88 2.02 2.16 2.27 2.400.80 1.16 1.39 1.61 1.75 1.89 2.03 2.17 2.28 2.41X=(mmol/L)计算结果为：集中趋势指标 1.6839离散程度指标0.5599S=(mmol/L)以上分析是否恰当，为什么?三、最佳选择题1. 频数分布的两个重要特征是A. 总体与样本B.集中趋势与离散程度C.统计量与参数D.标准差与标准误E. 样本均数与总体均数2. 描述⼀组正态分布资料的平均⽔平，宜选⽤的指标是A. CVB. 2SC. GD. SE. X3.数据分布类型⽆法确定时，描述集中趋势宜选⽤的指标是A．XB．MC．GD．S4.反映⼀组⾎清抗体滴度资料的平均⽔平，常选⽤的指标是 A. X B. M C. G D. R E. CV5. 以下资料类型中，适宜⽤均数与标准差进⾏统计描述的是 A.正偏态分布 B.负偏态分布 C.对称分布 D.正态分布 E.任意分布6. 当资料两端含有不确切值时，描述其变异度宜采⽤ A. R B.CV C. 2S D.SE.四分位数间距 7. CV 越⼤，表⽰ A.资料变异程度越⼤ B. 资料变异程度越⼩ C.均数越⼤ D. 样本含量越⼤ E.均数的代表性越好8. 正态分布曲线下( 2.58, 2.58)µσµσ-+范围内的⾯积(%)为 A ．95 B ．90 C ．97.5E ．99.59. 某地拟制定正常学龄前⼉童⾎铅值99%参考值范围，若正常学龄前⼉童⾎铅含量服从近似对数正态分布，宜采⽤ A ．2.58X S + B ．1lg lg lg ( 2.58)XX XS -+C ． 4.84(mmol/L) 0.96(mmol/L)X S ，==D ．1lg lg lg ( 2.32)XX XS -+E ． 2.32X S + 四、综合分析题1.测定了176名燃煤型砷中毒患者的尿总砷含量(µg/L )，资料如下，0.0169 0.0262 0.3433 0.0505 0.2266 0.1690 0.0165 0.0356 0.0968 0.1628 0.0904 0.1059 0.05820.0211 0.0867 0.0318 0.0256 0.0267 0.1592 0.13640.0583 0.0275 0.2285 0.0246 0.0508 0.1076 0.0195 0.0400 0.06460.11090.0212 0.0164 0.1401 0.0646 0.0139 0.0377 0.0161 0.0121 0.0617 0.2686 0.0532 0.0724 0.1280 0.0143 0.0980 0.5678 0.0228 0.1279 0.0872 0.0675 0.0361 0.0680 0.0591 0.0821 0.1418 0.1051 0.0662 0.1033 0.11880.08870.0102 0.0154 0.1775 0.0223 0.0319 0.0986 0.1019 0.0419 0.0678 0.0347 0.0753 0.0532 0.0151 0.0219 0.11390.11240.0524 0.0290 0.0376 0.15100.1250 0.0339 0.0549 0.0974 0.0753 0.2902 0.0222 0.0204 0.1325 0.0462 0.3047 0.0464 0.1486 0.0271 0.3953 0.0288 0.1520 0.0559 0.1244 0.1264 0.0576 0.0112 0.0222 0.4085 0.1128 0.0463 0.1240 0.0226 0.0809 0.0371 0.0183 0.1430 0.0559 0.0353 0.1333 0.2383 0.0929 0.0209 0.2748 0.0189 0.4542 0.0782 0.0741 0.1460 0.1317 0.0456 0.0499 0.0317 0.0863 0.0505 0.2691 0.3570 0.0227 0.0392 0.0406 0.0596 0.0260 0.0906 0.1516 0.0695 0.0723 0.0389 0.0810 0.2326 0.0311 0.0174 0.0868 0.0516 0.0970 0.0372 0.0126 0.0678 0.2133 0.5265 0.4385 0.0357 0.3706 0.06210.2330 0.0947 0.1591 0.0636 0.1845 0.0445 0.0430 0.0236 0.04290.0134 0.5805 0.0600 0.0387 0.0392 0.0747 0.0470 0.0425 0.2218(1) 绘制频数分布图，简述分布类型和分布特征；(2) 计算适当的集中趋势指标。
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显然，两组反映的信息是不同的，但由于两组的结构百分比无变化 （仅仅是位置不同），不改变检验结果。（χ2=5.224，P&g验
以表1为例。将无效、有效、显效三个疗效等级数量化， 数值用平均秩号，然后比较各组平均秩号的大小。
治疗组 无效 有效 显效 合计 6 19 35 60
109 8 9 3 129
228 17 10 7 262
1-228 229-245 256-262
114.5 13625.5 12480.5 237 259 2133 250.5 1036 17045 1896 2254.5 777 17408
246-255 250.5
• .H0：两组疗效相同；H1：两组疗效不同 • .取α =0.05 • .编秩,求各组秩和。
秩和检验（rank sum test）
秩次：将各原始数据从小到大排列， 分别给每个数据一个顺序号，也就是 秩次。 如： 9 6 7.5 13 秩次： 3 1 2 4 秩和检验：用各组秩和代替原始数据 进行假设检验的方法。
第一节 两独立样本差别的秩和检验 Wilcoxon
xs
A： B： 7 3 14 5 22 6 36 10 40 17 48 18 63 20 98 39 41.00+29.41 14.75+11.73
39 42 51 43 55 45 22 48 40 45 40 49
55 54 55 47 53 63 52 44 48 55 32 57
16 12 4 4 -2 18 30 -4 8 10 -8 8
10 9 3 3 1 11 12 3 6 8 6 6 68 R=10
• H0 ： Md=0(两处理效应相同)，H1 Md0 两处理效应不相同， α =0.05 编秩号 成对资料编秩号时较为复杂，要注意三点。 • （1）按差数的绝对值自小至大排秩号，但排好后秩号要保持原 差数的正负号；（2）差数绝对值相等时，要以平均秩号表示， 如表6-3中差数绝对值为4者共三人，其秩号依次应为2、3、4， 现皆取平均秩号3；（3）差数为0时，其秩号要分为正、负各半 ，若有一个0，因其绝对值最小，故秩号为1，分为0.5与-0.5， 若有两个0，则第二个0的秩号为2，分为1与-1等等。 • 求秩号和即将正、负秩号分别相加，本例得正秩号和为68，负秩 号和为10，正负秩号绝对值之和应等于n(n+1)/2 ，可用以核对， 如本例68+10=(12*13)/2=78，说明秩号计算正确。 • 检 验统计量R取较小一个秩号和，根据R值查附表12进行判断，该 表左侧为对子数，表身内部是较小秩号和，与上端纵标目之概率 0.05,0.01相对应，其判断标准是 R>R0.05时P>0.05, R0.05≥R>R0.01时 0.05≥P>0.01 P≤R0.01时 P≤0.01
• 例14-2 采用配对设计，用某种放射线的A、B两种方式分别局部照射家免的两 个部位，观察放射性急性皮肤损伤程度，见表14-3。试用符号秩和检验比较A、 B的损伤程度是否不同。
家兔号 （ 1） 皮肤损伤程度（评分） A 照射（ 2） B 照射 差数 正（ 5） 秩号 负 （6）
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 合计
表中 R1 取值的概率都是 1/20，归纳成 R1 在各种取值时的概率分布为： R 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 P（R1） 0.05 0.05 0.10 0.15 0.15 0.15 0.10 0.10 0.05 0.05
本法的基本思想
• 检验的基本思想是假定两个总体分布的中心位置 相同，中位数分别是Md1、 Md2，各抽出一个独立 的随机样本，各样本含量分别为n1,n2,且n1+n2=n。 • H0: Md1= Md2,即两总体分布位置相同， • H1：Md1 Md2，即两总体分布位置不同。 • 假若H0成立，两总体分布中心位置不存在差异， 则两样本的秩和在n1=n2时应大致相等；当n1 n2 时，则应与各样本含量成比例。反之，当两总体 分布不相同时，各组秩和将不与样本含量成比例。 但两种情况下都有R1+R2=n(n+1)/2。
0 1 2 3 3 4 4 5 5 6 6 7 7 8 9 10
0 1 2 3 3 4 4 5 5 4 4 3 3 2 1 0
0.0625 0.0625 0.0625 0.125 0.125 0.125 0.125 0.125 0.0625 0.0625 0.0625
附表10中只列有n≤25时的临界值。理论研究表明，当n 大于10时，检验统计量R经转换近似服从标准正态分 布：0.05>P>0.01 ， 在α=0.05水准上拒绝H0 ， 接受H1 ， 结论与查表法相同
结论：
两组疗效的构成百分比差异无统
计学意义。
两组的疗效无差别。 （×）
注意：
一般的 χ2 检验不适用于有序
分类资料——“等级”、“程度”、
“优劣”的比较分析。因为检验只
利用了两组构成比提供的信息，损
失了有序指标包含的“等级”信息。
例如，假定两组的显效例数和有效例数互换，见表2。
表 2 治疗组与对照组疗效比较 组别 治疗组 对照组 例数 60 58 例 数 无效 6 14 有效 35 24 显效 19 20 百分比（%） 无效 10.00 24.14 有效 58.33 41.38 显效 31.67 34.48
• 大样本时，R值作如下变换后服从标准正态分布：
u
R n0 ( N 1) / 2 1 n1 n2 ( N 1) 12
二 等级/频数资料的秩和检验
例 14-1 分别用5%咪奎莫特软膏和氟尿嘧啶 软膏治疗尖锐湿疣的随机双盲临床研究 的疗效观察结果见表14-2，试比较两种 药物治疗尖锐湿疣的疗效。
第十四章 基于秩次的统计方法
• 参数检验：一是假定随机样本来自某种
已知分布（如正态总体），二是 该总体 分布依赖于若干参数，故称为参数检验。
• 非参数检验（nonparametric test）:对
总体分布不作严格假定，又称任意分布 检验（distribution--free test）, 即不必依 赖专门的总体分布的统计方法，与参数 无关，这时比较分布而不是比较参数， 称为“非参数检验”。
• H0 ： 两样本来自同一总体（样本的每个观察值来自两总 体的概率均为0.5） • H1 ： 两样本来自不同总体（样本的每个观察值来自两总 体的概率不等）
表 6-1 A 样本 观察值 7 14 22 36 40 48 63 98 秩和 秩号 4 6 10 11 13 14 15 16 R1=89 两独立样本秩和检验计算表 B 样本 观察值 3 5 6 10 17 18 20 39 秩号 1 2 3 5 7 8 9 12 R2 =47
• 1．建立检验假设H0、H1 • 2．给定检验水平α • 3 ．统一编秩号，分组求秩和R1 、 R2 ，若 n1,n2 不等，则求较小例数组的秩和， 如 n1=n2 ， T=min(R1 、 R2) 。计算检验统 计量R • 4 ． 查附表9 ， 得检验界值(如果R位于（
Rα (1) ， Rα (2))区间内，P>α 接受H0 ；否则，拒 绝H0，接受H1)
R1 119114.5 9 237 1 250.5 4 259 17045
R2 109114.5 8 237 9 250.5 3 259 17408
当存在相同秩次时，必须对14-2的公式进行较正
c 1
3 ( t i ti ) i
对照组 14 20 24 58
合计 20 39 59 118
秩次范围 平均秩次 1-20 21-59 60-118 10.5 40 89
计算两组秩号并进行秩和检验
两组的平均秩号分别为： 治疗组：R1= (6×10.5+19×40+35×89)/60 =65.6 对照组：R2=（14×10.5+20×40+24×89）/58=53.1 经秩和检验，u=2.169，P<0.05，两组疗效差异有 统计学意义，因为治疗组平均秩号大于对照组，所以治 疗组疗效好。
概率 P
1，2，3，4 2，3，4 1，3，4 1，2，4 3，4 1，2，3 2，4 1，4 2，3 1，3 4 1，2 3 2 1 ---
--1 2 3 1，2 4 1，3 2，3 1，4 2，4 1，2，3 3，4 1，2，4 1，3，4 2，3，4 1，2，3，4
10 9 8 7 7 6 6 5 5 4 4 3 3 2 1 0
Asymp. Sig. Value Pearson Chi-Square Likelihood Ratio Linear-by-Linear 5.046 Association N of Valid Cases 118 1 .025 5.244 5.346 df (2-sided) 2 2 .073 .069
者的性别、年龄、病程无显著性差异，治疗结果见表1。
表 1 治疗组与对照组疗效比较 组别 治疗组 对照组 例数 60 58 例 数 无效 6 14 有效 19 20 显效 35 24 百分比（%） 无效 10.00 24.14 有效 31.67 34.48 显效 58.33 41.38
卡方检验
分析结果：
228 173 17 7 3 7 c 0.5836 3 N N uc u / c 1.242 1.96, 故P 0.05
3
228 1
N3 N
卡方与秩和检验区别
实例 考察硝苯地平治疗老年性支气管炎的疗效，治疗组 60人，用硝苯地平治疗，对照组58人，常规治疗，两组患
非参数分析方法的优缺点
• 优点：不受总体分布条件的限制，适用范 围广，某些不便准确测定，只能以严重程 度，好坏优劣，次第先后等作记录的资料 也可应用。 • 缺点：适用于参数检验的资料，如用非参 数检验会造成信息的丢失，导致检验功效 的下降。即当0假设不真时，非参数检验将 不如参数检验能较灵敏地拒绝0假设，犯第 二类错误的概率要比参数检验法大。