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LIAISON ENTRE CARACTÈRES QUALITATIF ET. QUANTITATIF
‘
_
_
TABLEAU 48
Analyse de la variance (cas général).
'
(1)
Somme des carrés
om re
arrance
F
%
Origine
des écarts
de degrés = (Z)/(3)
:
|
‘
de liberté
'
Entre colonnes
..
.
.
.
.
.
.
.
.
Z(Ti2/Ïîi) — Taz/N
\
C " 1
—
-
-
Intra-colonne ou
2x2 — E(T/m)
,
N —— c
.
.
.
Total.………….
Zx2—TG2/N
\N—1
Légende :
'
c = nombre de colonnes
ni = nombre de mesuresdans la colonne i,
N = nombre total des mesures = Em
T; = total des mesures dans la colonne i,
TG = total général des mesures = ET;
Conditions d’application
Le test n’est valable que si les diverses séries proviennent de populations
distribuées normalement et ayant toutes la même variance.
Ces conditions sont, nous le rappelons, très fréquemment réalisées en
biologie.
.
On montre, en outre, que le test est << robuste », c’est-à—dire encore valable
lorsque les conditions ne sont qu’« à peu près » vériées; ceci d’autant plus
que les effectifs des diverses séries sont plus grands et plus voisins les uns des
autres.
Enn, lorsque les conditions requises ne sont pas vériées, il est possible
qu’elles le deviennent par un changement de variable approprié.
-
—
Exemple 1
Pour éprouver l’homogénéité d’un lot d’ampoules de vaccin B.C.G. dans
ses effets cliniques, on & vacciné 72 enfants avec 9 ampoules, à raison de 8 enfants
tirés au sort par ampoule. On a mesuré ultérieurement le diamètre de l’induration produite. Le jour de la lecture, 6 enfants étaient absents, ce qui rend
les effectifs inégaux. (On s’est assuré que ces 6 enfants n’étaient pas absents
pour des motifs liés à la vaccination, ce qui aurait pu fausser les résultats.)
Les données et les calculs gurent au tableau 49. On voit que les ampoules
,
sont différentes dans leurs effets cliniques.
LIAISON ENTRE CARACTÈRES QUALITATIF ET. QUANTITATIF
‘
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TABLEAU 48
Analyse de la variance (cas général).
'
(1)
Somme des carrés
om re
arrance
F
%
Origine
des écarts
de degrés = (Z)/(3)
:
|
‘
de liberté
'
Entre colonnes
..
.
.
.
.
.
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Z(Ti2/Ïîi) — Taz/N
\
C " 1
—
-
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Intra-colonne ou
2x2 — E(T/m)
,
N —— c
.
.
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Total.………….
Zx2—TG2/N
\N—1
Légende :
'
c = nombre de colonnes
ni = nombre de mesuresdans la colonne i,
N = nombre total des mesures = Em
T; = total des mesures dans la colonne i,
TG = total général des mesures = ET;
Conditions d’application
Le test n’est valable que si les diverses séries proviennent de populations
distribuées normalement et ayant toutes la même variance.
Ces conditions sont, nous le rappelons, très fréquemment réalisées en
biologie.
.
On montre, en outre, que le test est << robuste », c’est-à—dire encore valable
lorsque les conditions ne sont qu’« à peu près » vériées; ceci d’autant plus
que les effectifs des diverses séries sont plus grands et plus voisins les uns des
autres.
Enn, lorsque les conditions requises ne sont pas vériées, il est possible
qu’elles le deviennent par un changement de variable approprié.
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Exemple 1
Pour éprouver l’homogénéité d’un lot d’ampoules de vaccin B.C.G. dans
ses effets cliniques, on & vacciné 72 enfants avec 9 ampoules, à raison de 8 enfants
tirés au sort par ampoule. On a mesuré ultérieurement le diamètre de l’induration produite. Le jour de la lecture, 6 enfants étaient absents, ce qui rend
les effectifs inégaux. (On s’est assuré que ces 6 enfants n’étaient pas absents
pour des motifs liés à la vaccination, ce qui aurait pu fausser les résultats.)
Les données et les calculs gurent au tableau 49. On voit que les ampoules
,
sont différentes dans leurs effets cliniques.