单因素方差分析与均匀性检验

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ANOVA 均匀性检验代码展示

单因子方差分析

为了调查 1.5 V 3 号干电池的寿命是否由于生产工具的不同而不同,将每个厂的产品各取 5 个,测定其寿命,结果如下:

生产工厂寿命寿命寿命寿命寿命
A124.724.321.619.320.3
A230.819.018.829.725.1
A317.930.434.934.115.9
A423.133.023.025.418.1
A525.237.531.626.827.5

对于同一个工厂生产的电池来说,他的寿命是一个随机变量。由于同一个工厂生产出来的产品大致相当,误差应服从正态分布,故随机变量也服从正态分布,即 X ∼ N ( μ , σ 2 ) X\\sim N(\\mu,\\sigma^2) XN(μ,σ2)。所以,对于 A 1 ∼ A 5 A1\\sim A5 A1A5 来说,他们的产品都服从正态分布 X i ∼ N ( μ i , σ 2 ) X_i\\sim N(\\mu_i, \\sigma^2) XiN(μi,σ2)。但有一个重要前提,是他们的方差要相同,否则无法进行单因素方差分析。

单因素方差分析的原假设为 H 0 : μ 1 = μ 2 = ⋯ = μ n H_0:\\mu_1=\\mu_2=\\cdots=\\mu_n H0:μ1=μ2==μn,其中 n n n 为工厂的数量。一般地,我们将影响因素成为因子或因素(factor),就本例而言,影响因素是工厂“类型”。

所以,单因素方差分析,就是为了判断类别型的自变量,对某个数量型的因变量有无影响的判断,且原假设是倾向于没有影响。

为了判断原假设,需要制定检验统计量。若原假设成立,我们有理由认为,每个样品,无论其生产工厂是谁,它们与其样本均值相差都不会太大,即:
S s = ∑ ( x i j − x ˉ ) 2 S_s=\\sum(x_{ij}-\\bar{x})^2 Ss=(xijxˉ)2
其中 x i j x_{ij} xij 是第 i , i ∈ { 1 , 2 , ⋯   , n } i, i\\in\\{1,2,\\cdots,n\\} i,i{1,2,,n} 家工厂生产的第 j , j ∈ { 1 , 2 , ⋯   , n i } j, j\\in\\{1,2,\\cdots,n_i\\} j,j{1,2,,ni} 个样品。 x ˉ \\bar{x} xˉ 是所有样品的均值:
x ˉ = ∑ i n ∑ j n i x i j / ∑ i n n i \\bar{x}=\\sum_i^n\\sum_j^{n_i} x_{ij} /\\sum_i^n n_i xˉ=injnixij/inni

由于 S s S_s Ss 从统计学的角度,无法找出一个合适的分布,但考虑到:
S s = ∑ i n ∑ j n i ( x i j − x ˉ ) 2 = ∑ i n ∑ j n i ( x ˉ i − x ˉ ) 2 + ∑ i n ∑ j n i ( x i j − x ˉ i ) 2 \\begin{aligned} S_s&=\\sum_i^n\\sum_j^{n_i}(x_{ij}-\\bar{x})^2 \\\\ &=\\sum_i^n\\sum_j^{n_i}(\\bar{x}_i-\\bar{x})^2 + \\sum_i^n\\sum_j^{n_i}(x_{ij}-\\bar{x}_{i})^2 \\end{aligned} Ss=injni(xijxˉ)2=injni(xˉixˉ)2+injni(xijxˉi)2
仔细观察上式,会发现第一项是属于同一个工厂的产品与其均值的差别,是同一个工厂(因素)的方差,我们可以称之为组内方差;第二项是每一个工厂的均值,与总均值之间的差别,是不同工厂的方差,我们称之为组间误差。于是我们可以把上式改写为:
S s = S S 1 + S S 2 S_s = SS_1 + SS_2 Ss=SS1+SS2

而我们知道,若不同厂家生产出来的产品如果没有显著差异,那么式:
S S 1 S S 2 \\frac{SS_1}{SS_2} SS2SS1
应该比较小。也即组间方差,比组内方差会比较小。

但是 S S 1 S S 2 \\frac{SS_1}{SS_2} SS2SS1 似乎没有一个特定的分布。但我们知道 S S 1 SS_1 SS1 X i ∼ N ( μ i , σ 2 ) X_i\\sim N(\\mu_i, \\sigma^2) XiN(μi,σ2) 时,满足 S S 1 ∼ χ 2 ( n − 1 ) SS_1\\sim \\chi^2(n-1) SS1χ2(n1)。令

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