Creo una tabla

tabla1 <- matrix(c(20, 12, 2, 3), ncol = 2)

Le agrego los nombres

colnames(tabla1) <- c("Sano", "Enfermo")
rownames(tabla1) <- c("Tto", "Placebo")

Veo la tabla

tabla1
        Sano Enfermo
Tto       20       2
Placebo   12       3

la grafico

Ahora con colores

Veo las proporciones

prop.table(tabla1)*100
            Sano  Enfermo
Tto     54.05405 5.405405
Placebo 32.43243 8.108108

Hago el test

chisq.test(tabla1)
Chi-squared approximation may be incorrect

    Pearson's Chi-squared test with Yates' continuity correction

data:  tabla1
X-squared = 0.21461, df = 1, p-value = 0.6432

No hay diferencia Ahora vamos a aumentar el tamaño muestral

tabla2 <- matrix(c(200, 120, 20, 30), ncol = 2)
colnames(tabla2) <- c("Sano", "Enfermo")
rownames(tabla2) <- c("Tto", "Placebo")

Es igual, solo que tiene más n

tabla2
        Sano Enfermo
Tto      200      20
Placebo  120      30

Pero las proporciones son las mismas prop.table(tabla1)*100

prop.table(tabla1)*100
            Sano  Enfermo
Tto     54.05405 5.405405
Placebo 32.43243 8.108108
prop.table(tabla2)*100
            Sano  Enfermo
Tto     54.05405 5.405405
Placebo 32.43243 8.108108

La grafico

Hago el test para la nueva tabla

chisq.test(tabla2)

    Pearson's Chi-squared test with Yates' continuity correction

data:  tabla2
X-squared = 8.1724, df = 1, p-value = 0.004253

Ahora es significativo

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