用SPSS的童鞋都知道，我们常用的方差分析(ANOVA)在一般线性模型(General Linear Model，简称GLM)的菜单下。那GLM是何许人也呢？让我们打开万能的wiki，键入General Linear Model。。。看到的居然是一张毫无违和感的Fitting Plot：
以及传说中的多元（线性）回归公式： $Y_{i}=\beta_{0} + \beta_{i1}X_{i1} + \beta_{2}X_{i2} + ... + \beta_{p}X_{ip} + \epsilon_{i} $
这不是回归问题么？跟检验差异的方差分析有何关系呢？
事实上，基于正态分布假设的参数检验(T检验,ANOVA,MANOVA,ANCOVA等等)均可以表征成回归问题。
不妨让我们以最简单的二类差异问题为例(组A与组B的差异) ，我们通常采用T检验考察A与B之间的差异，并用Error_bar来表示A与B的差异(如下图左)。
A与B是自变量X下的两个水平，我们可以用0(A)与1(B)来编码它们。那么，我们便可以得到因变量Y与自变量X的对应函数Y=F(X)，假定两者之间存在线性相关，即有函数模型$Y = \alpha X + \beta$ (如上图右)。当A与B的差异越大，拟合线的斜率α也越大，即差异性检验可以通过回归的形式来表达。
那么两者之间的显著性是否等价呢?即A与B之间的T分数与拟合线的斜率α的T分数是否相同，答案是肯定的。
我们不妨假设组A与组B之间满足方差齐性，组A(Na)与组B(Nb)的样本数不等。那么组A与组B之间的t值即为
其中，有$ 分别为组A与组B的标准差。
令，即有$t=\frac{MEAN}{SE}$
先处理最简单的MEAN部分：
将线性模型$Y = \alpha X + \beta$代入MEAN，由于$X_{a_{i}}=0$,$X_{b_{i}}=1$，即有： $MEAN =( \hat{\alpha} \times 1 +\hat{\beta} ) - ( \hat{\alpha} \times 0 +\hat{\beta} )={\hat{\alpha} -0} $
接着来看SE部分，首先是$S_{Y_{a}Y_{b}}$部分：
根据样本标准差的Bessel校正公式，$S_{Y_{a}}=\frac{ \sum_{i=1}^{N_{a}}{(Y_{a_{i}} - \overline{Y_{a}})^{2}}}{N_{a}-1}$，$S_{Y_{b}}=\frac{ \sum_{i=1}^{N_{b}}{(Y_{b_{i}} - \overline{Y_{b}})^{2}}}{N_{b}-1}$，将两者带入$S_{Y_{a}Y_{b}}$：
组A,B的均值分别是其组内点的最小二乘估计量，即$\overline{Y_{a}}=\hat{Y_{a_{i}}},i\in A$;$\overline{Y_{b}}=\hat{Y_{b_{i}}},i\in B$:
最后，来看$\sqrt{\frac{1}{N_{a}} + \frac{1}{N_{b}}}$：
由于$X_{a_{i}}=0$,$X_{b_{i}}=1$，即有$N_{b}=\sum^{N}X_{i}=\sum^{N}X_{i}^2$，并有$\overline{X}=\frac{N_{b}}{N}$：
即$\large \sqrt{\frac{1}{N_{a}} + \frac{1}{N_{b}}}=\frac{1}{\sqrt{\sum_{i=1}^{N}(X_{i}-\overline{X})^2}}$
综上最后的等式为线性模型的斜率的最小二乘估计量$\hat{\alpha}$是否大于0的T检验的表达式。
至此，我们成功的证明了：
方差齐性且不等组的组A与组B的之间的差异的T值 与
线性模型中$\alpha$是否显著大于0的T值是等价的。
对于更为一般的方差不齐的情况、配对样本T检验以及多组间比较的方差分析(dummy coding技术)，且听下回分解^ ^
