Samenvatting
Summary Biostatistics Notes Tutorials
- Instelling
- Rijksuniversiteit Groningen (RuG)
Tutorial Notes for the Biostatistics course.
[Meer zien]Voorbeeld 2 van de 5 pagina's
Voorbeeld 2 van de 5 pagina's
In winkelwagengesponsord bericht van onze partner
Verkoper
Volgen
Voorbeeld van de inhoud
Review day I↳
mean
· mean
median
population -> .g, N
·
·
L
mode
stand.
·
·
Sample -> X,S, n
↑ dev ·
variance
types 1)
x
Data colours
ranR 2
-
·
& < 2
-Qualitative nominal ordinal measurement -> population -> 0
ata seconds
- Quantitative interval, ratio, censored ->
sample -
2 E(X- x)2
yearstime estimated
=
-
Rounding s
nnx
· -
with
↓ -
n10 -> +1 decimal
population =mean
o standard
=
deviation
sample:X mean
=
standard
s= deviation
mode= frequentvalue
most
median middle value
meanor
all
figures
#Figures
Review days
Distributions discrete
Probability - >
calculations
·
Uniform -> Proutcomes
equal
O= Pr(A) 1
-T 2(pixxi) 1
·
=
=
=
· Addition rule
-promauzenom-comexe,
geinzinganiseasesseen
-> PrCAUB) PrCA) + Pr(B)-PrCANB)
=
independentevents productsee
·
conditional
-> PrCAIB) PCA ePr(x) =
xe
-
M
Review day 3
nina
distribution
one-sided.2A
sided:
-!
2B S= standard deviation
·
(X - N(7,64))
xz
S x2
h.
2- score
-
=
#,.0",*,
·
42
M
=
·
standard error (se) Se standard error
=
<
stanct.dev.
Ep
secFl-noone
o
re
same
=
xlim p =(z
=
* O)
A use 2 -
score to find
P vice versa
samples
two different
Review
day u
·
Decision error
shypothesis No rejected when true
testing -> type I (2)
·
No includes
-
=<p> a -> type 1 (B) No rejected
not when false
↑ we ↓
t his
test always not
rejected
andopenote
·Morescearora
MA CLAIM
·
z
Mo M
=
=
one
·
sample size (n)
&> one-sided en (78)"
=
(zc zB/2 +
-> two-sided n (z) (z(x
= =
z p)2
+
C =
always probability this means i s two
it sided
, Review days Chisquared -
R
Paired
data
↓ alles is gely
Parametric t-test
↓normal distribution
·
of fit
-
goodness -
-> H0: A 0, =
MA.A =0
·
Hodata follows distribution (ex uniform distribution) If it's not
follow distribution
MA doesn't Chi square d
-
-> T
=
n
= -
1
↓
normally distributed
·
X=E Ej(2 dF k 1
No Watje wilte n ·.
non-parametric Wilcoxin matched pair
Ej
= -
↳ noclasses verwaent
yn1)zz ntl. 1)
+
-(
=
normal distribution
&resample ofi t
verwaching
HA:
↓
·
Parametricit-testtable 3] data
Impaired
F testFollowed by Z-testCT-test
zT
MdF parametric
·
=
Tctdf,0/ztp>d
EF-teapt.No.Inosyargiance.soit
n
=
-
1 -
obtained
->
Mx
=
Itdf;0-confidence
interval
sits an
& less reliable than t-test -
p>0.05 n 12 2
spooled
+ -
·
non-parametric Wilcoxon rankorder table 5)
-> Ttest:MO:MI -
/2 0
=
HA:M1-M2
Find A rank (find 0
-
range ofTCA
/ITC) M1 12
=
Mi M2
x
aT ↓
normal distribution
El-CM
=
parametric
-
There is a
the
significant
n
i
= difference between
two variables
Review day 6 if
yOU Tukey
· Kramer (a)
I have 3 or
Oeway anougparametric (3) more data
frequencies) 2q
1.5x
- nb)
=
(no
silicon
on
·
Ho.
M1 M2 n# samplesper group Jruskal Wallis
Non parametric=
=
M3
=
HA:atleast1 => Ntotal sample size ·
Confidence
-> rank data, sumbank
mean rank
sign diff between individuals =34.3 12 intervals nicRiR V
-1
E(X)
MT -H
=
· =
=
=
-> Scheffe
M. -Mz M1 MIN
TRANSAS dEKH Mable
= -
· SStotal ES(XY) =
2 Mono
N(MA) v
-
dfbetw =k-1
nz reject
SS between ENT. Mi
Tukey-Kramer
=
-
NMP dewithin N-K
->
sres=mswithin
=
reChitns
So within [x EniMis
=
-
X
within Sres = mi-mo xi -xjIq =
->
ANOVA:
Freeposception
Source -> HSD
aantal data
F-table
HSD(ni,nj) qX (hi
h) ↓
paramarorausp
=
+
dF N =
-
k
within 4
ay* 2n z
=
= nantal
samples
chospitals)
Review day 7
mcnemor's (2 matched
group
·
continuity correction (n > 15)
groups with freq
-> sample divided into a a, b, and
of effects/side effects - only outcomes
·
Binomial coccurence ab
sp,
atc
en e
=
x
=
n
-> sample - Zc
c]
=
-zc =
cjCI.M1 -
M2 pi
=
-
P2 = (z +
22/2.
-> (+ x p = = [z zcz p +
·
Outliers
suspected
-
-
Grubbs: I value
youcalanar
set
-> Z independent
6
=1pect- ↑
to not rejected
-> HoT -Me 0 (no -> Dixon's
difference) suspected value
=
samples 71 22
=
QQlimeMonot
HA:M1-M2 0 from
low-high index
-> sort
values
M #72 (difference
rejected
=n-
X x
-a
et Q An
Xn 2
-zaousci-iclEcti
e
-
=
xn -
X3
n0 12
= -
n 13
=
when there
are 2 samples -> Box Approach multiple suspected values
Plot
- (... - Mr pi
=
-
P2 I[z(n+nz)
if
they
+
22/2 pP+
Ptype) -> interquartile
range (IQR) =G3Q,
say more than #
·
Poisson ↓ ifthey sayless than o z-table, 0.05 -> lower limit (x) = Q- , QR upper limit(lu)
IGR
MisamplenzcTxNtoTME**I+ZRCRS
QS +
=
values outside
MA* range between likluare outliers
1x. -
X2) -
1
32
Voordelen van het kopen van samenvattingen bij Stuvia op een rij:
Verzekerd van kwaliteit door reviews
Stuvia-klanten hebben meer dan 700.000 samenvattingen beoordeeld. Zo weet je zeker dat je de beste documenten koopt!
Snel en makkelijk kopen
Je betaalt supersnel en eenmalig met iDeal, creditcard of Stuvia-tegoed voor de samenvatting. Zonder lidmaatschap.
Focus op de essentie
Samenvattingen worden geschreven voor en door anderen. Daarom zijn de samenvattingen altijd betrouwbaar en actueel. Zo kom je snel tot de kern!
Veelgestelde vragen
Wat krijg ik als ik dit document koop?
Je krijgt een PDF, die direct beschikbaar is na je aankoop. Het gekochte document is altijd, overal en oneindig toegankelijk via je profiel.
Tevredenheidsgarantie: hoe werkt dat?
Onze tevredenheidsgarantie zorgt ervoor dat je altijd een studiedocument vindt dat goed bij je past. Je vult een formulier in en onze klantenservice regelt de rest.
Van wie koop ik deze samenvatting?
Stuvia is een marktplaats, je koop dit document dus niet van ons, maar van verkoper ebrar2404. Stuvia faciliteert de betaling aan de verkoper.
Zit ik meteen vast aan een abonnement?
Nee, je koopt alleen deze samenvatting voor €3,49. Je zit daarna nergens aan vast.
Is Stuvia te vertrouwen?
4,6 sterren op Google & Trustpilot (+1000 reviews)
Afgelopen 30 dagen zijn er 77254 samenvattingen verkocht
Opgericht in 2010, al 14 jaar dé plek om samenvattingen te kopen