Элементарная биометрия. Книга служит элементарным пособием для практического применения вариационной статистики в биологических исследованиях

• Название: Книга служит элементарным пособием для практического применения вариационной статистики в биологических исследованиях
• Анкор: Элементарная биометрия.doc
• Дата: 04.01.2018
• Размер: 3.04 Mb.
• Имя файла: Элементарная биометрия.doc
• Тип: Книга; #13667
• страница: 11 из 32

Критерий U Уилкоксона – Манна – Уитни

Этот метод сравнения двух выборок признается наиболее чувствительным и мощным среди прочих непараметрических критериев. Согласно нулевой гипотезе, сравниваемые совокупности имеют одинаковые распределения. Техника метода состоит в том, что все варианты сравниваемых совокупностей ран­жируют в одном общем ряду: каждому значению присваивают ранг, порядковый номер. При этом одинако­вым (повторяющимся) значениям вариант должен соответство­вать один и тот же средний ранг (они как бы «делят места»). После этого ранги вариант суммируют отдельно по каж­дой выборке: R₁ = Σr_i, R₂ = Σr_j,i = 1, 2, …, n₁, i = 1, 2, …, n₂

и вычисляют величину критерия:

,

где U= max(U₁, U₂) – максимальное значение из двух величин:

,

.

Если выборка достаточно велика (n> 20), величина статистики t сравнивается с табличным значением критерия Стьюдента для df =  и α = 0.1 (т. е. только для верхней 95% области нормального распределения). Считается, что метод хорошо работает для выборок объемом больше 10. В случае с меньшими выборками нужно пользоваться таблицами Уилкоксона – Манна – Уитни (табл. 11П).

В качестве примера сравним 5- и 35-дневных щенков песцов по активности фермента каталазы в сердце (E):

5-дневные: 41, 44, 31, 38, 43, 29, 71, 45, M = 42.6, S = 12.8, n₁ = 8,

35-дневные: 52, 51, 62, 52, 52, 50, 54, 62, 31, M = 51.7, S = 9.0, n₂ = 9.

Высокие коэффициенты вариации (30 и 17%) говорят о том, что распределения признаков, скорее всего, не соответствуют нормальному. Поэтому сравнивать средние следует с помощью непараметрического критерия. Ранжируем всю совокупность – упорядочим значения выборок по возрастанию:

E5	29	31	38	41	43	44	45	71
E35	31	50	51	52	52	52	54	62	62

Затем упорядочим все значения вместе, но так, чтобы значения каждой выборки располагались в двух отдельных рядах (E₅, E₃₅). Такое расположение упрощает назначение рангов (ряды r₅, r₃₅) и суммирование рангов (R):

№	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	11	12	13	14	15	16	17	R
E5	29		31	38	41	43	44	45									71
E35		31							50	51	52	52	52	54	62	62
r5	1		2.5	4	5	6	7	8									17	50.5
r35		2.5							9	10	12	12	12	14	15.5	15.5		102.5

 = 66.5,

 = 5.5,

U = max(U₁, U₂) = 66.5,

 = 3.81.

Полученное значение (3.81) больше табличного (t_(0.1, ) = 1.65, табл. 6П), т. е. активность каталазы с возрастом меняется. Раз выборки малы, воспользуемся точными таблицами Уилкоксона – Манна – Уитни (табл. 11П). Получаем t_{(0.05, n1, n2)} = t_{(0.05, 8, 9)} = 51. Полученное значение (66.5) больше табличного (51), следовательно, различия между выборками достоверны.