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# 0x02 单因素方差分析

单因素方差分析**(one-way analysis of variance, one-way ANOVA)**, 当方差分析中只涉及一个分类型自变量时, 称为单因素方差分析.

## 数据结构

$$A$$表示因素, 因素的$$k$$个水平, 分别用$$A\_1,A\_2,\cdots,A\_k$$表示, 每个观测值用$$x\_{ij}$$表示, 代表第$$i$$个水平的第$$j$$个观测值. 不同水平中抽取的样本量可以相等, 也可以不相等.

## 分析步骤

1. 提出假设

   原假设为检验因素的$$k$$个水平的均值相等, 即自变量对因变量没有显著影响.

   $$H\_0: \mu\_1=\mu\_2=\cdots=\mu\_k$$, 自变量对因变量没有显著影响

   $$H\_1: \mu\_1,\mu\_2,\cdots,\mu\_k$$不全相等, 自变量对因变量有显著影响
2. 构造检验的统计量
   1. 计算各样本的均值

      $$\bar{x}\_i$$为第$$i$$个水平总体的样本均值
   2. 计算全部观测值的总均值

      $$\bar{\bar{x}}$$为全部观测值的总和除以观测值总个数的结果
   3. 计算各误差平方和

      * SST: 总平方和

        它是全部观测值$$x\_{ij}$$与总均值$$\bar{\bar{x}}$$的误差平方和:

        $$SST=\sum\limits\_{i=1}^k\sum\limits\_{j=1}^{n\_i}(x\_{ij}-\bar{\bar{x}})^2$$
      * SSA: 组间平方和

        它是各组均值$$\bar{x}\_i$$与总均值$$\bar{\bar{x}}$$的误差平方和, 反映了各样本均值之间的差异程度, 因此又称为因素平方和:

        $$SSA=\sum\limits\_{i=1}^kn\_i(\bar{x}\_i-\bar{\bar{x}})^2$$
      * SSE: 组内平方和

        它是每个水平或组的各样本数据与其组均值的误差平方和, 反映了各个样本各观测值的离散状况:

        $$SSE=\sum\limits\_{i=1}^k\sum\limits\_{j=1}^{n\_i}(x\_{ij}-\bar{x}\_i)^2$$

      三个平方和之间的关系为, 从公式中也能体现出这一点, 下面等式的两侧是恒等的:

      $$SST=SSA+SSE$$

      因此可以看出:

      * **SSA**是对**随机误差**和**系统误差**大小的度量, 反映了**自变量**对**因变量**的影响, 因此也称为**自变量效应**或**因子效应**
      * **SSE**是对**随机误差**大小的度量, 反映了除自变量对因变量的影响之外, 其他因素对因变量的总影响, 因此也称为**残差效应**
      * **SST**是对全部数据总误差程度的度量, 反映了自变量和残差变量的共同影响, 因此等于自变量效应加残差效应
   4. 计算统计量

      为了**消除观测值多少对误差平方和大小的影响**, 需要将其平均, 也就是用个平方和除以他们所对应的**自由度**, 把这一结果称为**均方**(mean square), 也称为**方差**(注意这里方差的定义). 三个平方和对应的自由度分别为:

      * SST: 自由度为$$n-1$$, $$n$$为全部观测值的个数
      * SSA: 自由度为$$k-1$$, $$k$$为因素中水平的个数
      * SSE: 自由度为$$n-k$$

      由于要比较的是**组间均方**和**组内均方**之间的差异, 因此通常只计算SSA的均方和SSE的均方:

      * SSA的均方称为**组间均方**或**组间方差**, 记为$$MSA=\frac{SSA}{k-1}$$
      * SSA的均方称为**组内均方**或**组内方差**, 记为$$MSE=\frac{SSE}{n-k}$$

      将MSA与MSE进行对比, 就得到了所需要的**检验统计量**$$F$$. 当$$H\_0$$为真时, $$F$$服从$$F(k-1,n-k)$$分布, 即有:

      $$F=\frac{MSA}{MSE} \sim F(k-1,n-k)$$
3. 统计决策

   将统计量$$F$$的值与给定的显著性水平$$\alpha$$的临界值$$F\_{\alpha}$$进行比较, 从而做出对原假设$$H\_0$$的决策. 当$$F \gt F\_{\alpha}$$时, 应当拒绝原假设$$H\_0$$, 说明自变量与因变量之间的关系时显著的.

   **注意**: 当被检验的因素只有两个水平时, 单因素方差分析与两个独立样本均值之差的$$t$$检验的结果完全相同, 这是因为当因素的水平$$k=2$$时, 检验的$$t$$统计量与$$F$$统计量的关系为$$F=t^2$$, 这是由两个统计量分别服从的分布所共同拥有的性质决定的.

## 关系强度的测量

当**组间平方和**比**组内平方和**大, 且大到一定程度时, 就意味着两个变量之间的关系显著, 大的越多, 表示它们之间的关系越强, 反之就越弱.

因此, 可以用**组间平方和SSA**占**总平方和SST**的**比例大小**来反映关系的强度, 记这个比例为$$R^2$$:

$$R^2=\frac{SSA}{SST}$$

其平方根$$R$$就可以用来测量两个变量之间的关系强度.

**注意**: 在回归中也有的$$R^2$$, 那里将其定义为**判定系数**, 其平方根定义为**相关系数**, 因此与这里有着相似的作用.

## 多重比较方法

通过上面的检验发现了两个变量之间的关系, 具体来说就是自变量中不同的水平, 对应的总体的均值之间不相等. 但到底是哪**两个水平之间**的均值不同, 进行这种检验的方法就是**多重比较方法**, 通过对总体均值之间的配对比较来进一步检验到底哪些均值之间存在差异.

这里使用的多重比较方法为**最小显著差异方法**(least significant difference, LSD), 具体步骤为:

* 提出假设$$H\_0: \mu\_i = \mu\_j$$
* 计算检验统计量: $$\bar{x}\_i-\bar{x}\_j$$
* 计算LSD统计量, 公式为: $$LSD=t\_{\alpha/2}\sqrt{MSE(\frac{1}{n\_i}+\frac{1}{n\_j})}$$

  其中$$t\_{\alpha/2}$$为$$t$$分布的临界值, 通过查$$t$$分布表获得, 其**自由度**为$$n-k$$, 这里的$$k$$是因素中水平的个数(而不是2); MSE为**组内方差**, $$n\_i$$与$$n\_j$$分别是第$$i$$个样本和第$$j$$个样本的样本量.
* 根据显著性水平$$\alpha$$做出决策: 如果$$|\bar{x}\_i-\bar{x}\_j| \gt LSD$$, 拒绝$$H\_0$$, 认为这两个水平对应的总体之间的均值差异是显著的