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  • 关于多重比较校正,虽然曾经查过很多东西,也大概记住一些,但最近发现没留下多少正确印象。所以又温习了一遍,稍加整理,留备后用。当然,这些还是我自己理解,如果有不对地方,还请指出 :) 主要内容均...

    关于多重比较校正,虽然曾经查过很多东西,也大概记住一些,但最近发现没留下多少正确的印象。所以又温习了一遍,稍加整理,留备后用。当然,这些还是我自己的理解,如果有不对的地方,还请指出 :)

    主要内容均来自wikipedia以及这个网页.

    假设我们手上有一枚硬币,想通过抛10次硬币的方法检验它的金属分布是否均匀,结果发现扔10次,有9次国徽朝上。此时我们打算下结论说它的分布不均匀,恐怕被人动了手脚。但这个判断的正确性有多大,在统计上就需要用 p-value 来衡量。p-value 就是在原假设(Null hypothesis)为真时,得到和试验数据一样极端(或更极端)的统计量的概率;它本质上控制 false positive rate (FPR)。我们常说的 p 小于0.05即是说发现的现象为假阳性结果的概率小于5%。

    如果我们手上有10000枚上文提到的相同的硬币要检验呢?假设针对每枚硬币依然采用以上的方法,则这10000次检验完全不出错的概率只有 (1 - 0.05) ** 10000。这在很多情况下不能接受的。此时我们面对的不再是 single test 问题,而是 multiple test。需要控制的是 family wise error rate (FWER)。一种很经典的控制FWER的方法是 Bonferroni correction。比如我们设定FWER为0.05,则可以将所有10000次检验中,出现错误的概率控制在5%以内。

    但面对 fMRI 这样的数据,Bonferroni correction 则显得不太合适了。Bonferroni correction 是否适用,取决于数据是否服从一个基本假设:即每次 test 是否独立。像上面举的抛硬币的例子,每抛一次,显然都是独立事件。但像 fMRI 这样邻近 voxel 的信号往往具有高相关的数据,Bonferroni 矫正显然不太适用了。为了针对这种情况,人们选择使用了 Random-field Theory (RFT) 进行 FWE correction。其基本假设就是空间邻近的 voxel 具有相关(也可以说是存在由空间平滑造成的相关),则在检验前,先估算数据的平滑程度,再基于这一指标计算某个 voxel 不是由随机因素引起激活的概率。这种方法相对前一种相对宽松很多,但研究发现,其假设要求平滑程度至少要为数据最小空间分辨率的2-3倍(而且平滑程度越大,检验效果越宽松),使得许多研究无法采用此方法,同时也有研究表明这种矫正方式同样过于严格。

    鉴于以上问题,以及对 FWE 概念的理解,随之我们采用了一种新的方法,FDR(False Discovery Rate)错误控制方法。FWE correction 保证的是在已通过多重比较校正的显著的检验中,出现假阳性结果的概率不大于某一值(比如0.05),即发现的显著结果中出错(哪怕只有一个错误)的概率小于0.05。但研究者也都有一个信念:我们的数据是存在噪声的,我们希望知道这些显著的结果中,有多少是真的。FDR 方法有效的控制了在这些阳性结果中的错误出现率。比如在上文中提到的10000个检验中,只发现1000个阳性结果,即硬币质量分布不均,则若控制FDR的q-value为0.05时,只对这1000个检验进行操作,并保证最后经过校正的检验结果中出现假阳性的结果的数量不多于50个(1000 * 0.05)。相对 FWER,FDR 在对结果的控制上显然要宽松很多,同时也给研究带来了更多的“有效”结果。需要提一下的是,在 FDR 校正中,对于 p-value 最小的检验,其校正的力度最大,随 p-value 增大,校正力度逐渐减小,这也体现了其减少假阳性结果的目的。

    转载于:https://www.cnblogs.com/huzs/p/3741980.html

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  • 多重比较校正的方法很多,如Bonferroni、False Discovery Rate(FDR)、Random-field Theory (RFT)等等,各种校正方法各有优劣,具体应用时要根据自己统计分析数据特点进行选择。本文,笔者对Bonferroni和False ...

    《本文同步发布于“脑之说”微信公众号,欢迎搜索关注~~》

    在科学研究的统计分析中,我们往往会遇到多重比较校正问题。多重比较校正的方法很多,如Bonferroni、False Discovery Rate(FDR)、Random-field Theory (RFT)等等,各种校正方法各有优劣,具体应用时要根据自己的统计分析的数据特点进行选择。本文,笔者对Bonferroni和False Discovery Rate(FDR)两种校正方法进行论述,特别是对于应用比较广的FDR校正方法,笔者用具体的例子详细阐述了其原理,并给出其Matlab程序。

    为什么要进行多重比较校正

    当在同一个数据集上进行多次统计检验时,就需要进行多重比较校正。举个简单的例子,A、B两组被试,我们从每个被试身上得出10个指标。如果我们要研究A、B两组被试的某一个指标是否存在显著差异,那么此时我们只做一次统计分析就行;假设这个指标的p值小于0.05,我们会认为这个指标在A、B两组之间存在显著差异,此时,我们犯错的概率(或者称为假阳性率)是5%。假设我们把这10个指标都进行了统计分析,即使每个独立的指标的p值都小于0.05,此时我们犯错的概率不再是5%,而是1-(0.95)^10=0.4013,也就是说此时我们犯错的概率达到40%多,这在统计学上是不可接受的。因此,需要进行多重比较校正。

    Bonferroni 校正方法

    Bonferroni校正方法非常简单,若单次显著性水平为0.05,那么Bonferroni 校正后的p值应该为0.05/n,其中n为统计比较的次数。Bonferroni 校正方法应该属于最严格的一种校正方法,当统计比较的次数比较多时,Bonferroni 校正后的p值会非常小,此时不推荐使用这种校正方法。当统计比较的次数较小时,如小于几十个时,可以尝试使用。

    FDR 校正方法

    这里,笔者主要对FDR校正方法的原理进行论述。FDR校正方法是Benjamini和Hochberg于1995年提出了一种多重比较校正的方法。其实,FDR具体的算法也有多种,如Storey法(由Storey等人提出)、Benjamini-Hochberg法(简称BH法)等。其中BH法目前应用最广,这里主要介绍这种方法的基本原理。

    基于BH法的FDR校正过程:

    第一步:将我们单独统计得到的一系列的p=[p1,p2,…,pn]从大到小进行重新排序,计为P=[P1,P2,…,Pn];

    第二步:按照以下公式计算每个P值所对应的校正前的FDR值,这里称之为Q值:Q = Pi* (n/r),Pi表示P中元素值,n是P值个数,r依次为n,n-1,…,1。

    第三步:对Q进行校正,得到FDR值。对于计算出来的Q=[Q1,Q2,…,Qn],若某一个Qi值大于前一位Qi-1值,则把Qi的值赋值为Qi-1;反之则保留相应的Q值。最终得到Q值称之为校正后的FDR值。

    第四步:按照重排序之前的顺序返回各个p值对应的校正后的FDR值。

    例子:假设p=[0.01, 0.005, 0.03, 0.03, 0.02, 0.04, 0.05],计算相应的校正后的FDR值。

    笔者按照上述步骤,自行编制相应的Matlab程序,计算过程和结果如下:

    按照上述第一步步骤,计算得到P=[0.0500, 0.0400, 0.0300, 0.0300, 0.0200, 0.0100, 0.0050];

    按照第二步中的方法,计算得到Q=[0.0500, 0.0467, 0.0420, 0.0525, 0.0467, 0.0350, 0.0350];

    按照第三步:得到校正后的FDR值为:FDR=[ 0.0500, 0.0467, 0.0420, 0.0420, 0.0420, 0.0350, 0.0350];

    最后,转换成原来的顺序:FDR=[0.0350, 0.0350, 0.0420, 0.0420, 0.0420, 0.0467, 0.0500].

    对于本例来说,如果总体的显著性水平设置为0.05,那么从得到的最后的FDR值来说,这几个p值都具有显著性差异。

    总结
    本文,笔者对为什么要进行多重比较校正做了简单介绍,并重点论述了FDR多重比较校正方法。关于本文中FDR校正对应的Matlab程序,如有朋友需要,请先转发本文到您的朋友圈,然后截图发给我(微信号:kervin_zhao),我会把相应代码发给您(原创不易,请大家理解)。对于多重比较校正遇到的问题,也可以加笔者进行交流。

    注:原创不易,请多多转发支持,如有问题请加笔者微信交流(悦影科技赵宗亚,微信:15560177218)

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  • post hoc test 如果ANOVA结果显示至少有两组均值不相等,那么接下来要确定是哪两组或哪些...比较两组样本之间差异 1,the tukey method 优点是对所有组进行两两比较,计算简单,能减少type 1error概率,各组样...

    post hoc test

    如果ANOVA结果显示至少有两组的均值不相等,那么接下来要确定是哪两组或哪些组的均值不相等,对差异的这个结果进行后续检验就叫做post hoc test,又叫做multiple comparison anlaysis test。

    比较两组样本之间的差异

    1,the tukey method
    优点是对所有组进行两两比较,计算简单,能减少type 1error的概率,各组样本不相等时也可以用。缺点是统计效力相对低。
    2,the newman-keuls method
    在减小type 2 error比减小type 1 error重要时,用此方法。使用时各组样本要相等

    比较不同组的组合之间的差异

    3,the Scheffee method
    可以对所有的组合进行两两间的比较,用于探索性的工作,探测有没有新的差异。
    跟Bonferroni方法比type 1 error更大。
    4,the Bonferroni method
    用于验证性工作,比较指定的某些组合之间的差异。能较好地控制type 1 error
    5,the Dunnett method
    对于多个实验组跟单个对照组比较时使用。

    总结如下:

    在这里插入图片描述

    Reference

    McHugh M L. Multiple comparison analysis testing in ANOVA[J]. Biochemia medica: Biochemia medica, 2011, 21(3): 203-209.

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  • SPM做完统计后,statistical table中FDRc实际上是在该p-uncorrected下,可以令FDR-correcred p<=0.05最小cluster中voxel数目; topological FDR和AlphaSim步骤完全相同,只是两者在估计cluster大小...

    SPM做完统计后,statistical table中的FDRc实际上是在该p-uncorrected下,可以令FDR-correcred p<=0.05的最小cluster中的voxel数目;

    topological FDR和AlphaSim的步骤完全相同,只是两者在估计cluster大小的时候所用算法不同(AlphaSim:蒙特卡洛算法);

    要用topological FDR,那么必须在spm_defaults中把topoFDR那个按钮打开,否则在statistical table中cluster-level section 下的p(fdr)将缺省。

    转载于:https://www.cnblogs.com/minks/p/5254635.html

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