統(tǒng)計建模與R軟件習題僅供參考

1、習題五225X 10譏令謝鞠20名并性汕煤作業(yè)工人5止常蘇于血小*殳葉釵均值溝 的如小械訃數(shù)隨（並殂 IL）220108162230145160238 iS8 2 x-.-J(；2O,13S,162,3 3D,l15,lti：r-jZr-0.,2,lL2,12C,2i!：,lG4,2 31,2jf, * Bi , 19C, ISC, 2 24, US ： t - t*Et f|Orii SFurp IP 匸一二匚Mrdat:Xt = -3. H.E# X pncxm(1000/mean(x),sd(mJ)1 6 5087931由程序結果可知，x=1000的概率為0.5087941，所以x大于1

2、000的概率為0.4912059.5+3為切究某牧和治療和飲食治療營眾杜啟技性貧卷的就爰.將Jtf定忠者按年 齡，體重、病程和病橋近的原則配成S苛，分別使:円飲食療法和補充鐵笊治療 的壽法，f個測禪兩村患者血比兼白如衣5g所示；問兩種方去冶療后的鈦劑治療組11312013S120100118138123低食治療俎13S IIG 125136 llU 132130 llU患者血紅疊白有無差弄？4b.54K-C (1L3,120,13Sf 12C, IDOlLS, 135.123i t Ila#A M,O.0r4. H 沁.&；： . ，6. ,-1.電即i v :ri;al3i = D, Led

3、L(X】5l；Api=s-Wilt romali?/ t疊stca;o E Xbi = 0.咅e珂 p-valLLS = 0. 527 nhajir.tat(y)SnaQira-ltfilt norttaLitY t?atda二日17w - o.fi?!, p-TBiut - a.r?列kaiK. yiiTKa-airrtl= Elnnc口匸匸T-Emi Tzinv二cn二tata:工 and VD = 0.14” V-VdlLfl d 3.警旨宣2 In kA.test(K, V)fil-ei.ve hypettieaia : tws-ai.dedHu-;mtLe(zuu (MrhM=l-6

4、f,* 耳” 5 劉)j p-prom-.( 1-5, 0,日,n, 9,iiiean (xj, sdlfwii i.hc-p匸,pr3-F：2ipH-pEj-pd crhz. 3C . res二 i2l* F=RJSki-aqLiGi =iJ.二c3匸 I JZ J.Vi 口工oJjcbj-lj.二iu jd&n A警昔信息TTn chi日q.tea匸(A, pX-sauimid - 0,3/39# dr - 4. p-VHiiue - a + “f j : 口：.-33化11近叔茅去有可能不準S) p_pr-UH 上 g 孔 E) .ireaz: (y) , mi (y) F : 卜:尺刖

5、時如近和算注有可能不茨(1) 以上檢驗中p值均大于0.05，接受原假設，數(shù)據(jù)來自正態(tài)分布。 # 2J#5 t. ceat (x, var. earja L=TnUE)ciacA: X and vc - -o,eiis, df - ae, p-vaiit - o.524e altrrativs hyparhssist trua diffarenet in ms*ns 95 peicen- ccnrilence interv&丄：2.3；1731.2D51-2samuLfl esinstestnaan c x inan Dt i2 .C652.525isnot equal to c.(A, Yt

6、equal=rAl,Sttfslct Two Sample t-tsstdata:X and yt = -O.eie, df = J6.036, p-value = 0*525 altcnottvc l:ypstbc=13； true ajf=匚enuu in AoariJ 95 peicnz cenfidrce intnriL:-2,32 S26：.203eMcopii： uniinotusizrean cf x n-eazi 5f y2 .C652,625isnot equal to ：) t. =unt J = y, a二teiTzntiwc-EtvQ aiQcd)One Sanp1p

7、ttestclata:K - yt - -O-filfiT, df - IS,匸一val:i= -O.55*al匕irnitive hyputhejis: tru=： iDean.二3 Hut equal t口9S perzeikt confidence j-nCerVal:-2.37314：.t5214總saisi eatuaatsa:mean ot s-D.56(2)三種檢驗的結果都顯示兩組數(shù)據(jù)均值無差異。 T ；3)# var.testx,v)F 二est to compare -wo vaxiariceadit1: K And yF = 1.5934, nun df = ：9, dan

8、om d = 19, p-value alternaCive hypothesis: true rat;io af variances 95 pelcant confidence interval:3.C3i65O3 專+0331793I * PFltllir.i totl :ratio variancesI.593610.3153is not equal to 1(3)因為p值為0.3153，大于0.05，所以接受原假設,兩組數(shù)據(jù)方差相同。匸5為切Al X秒新藥時益血詢： $才4 0影響，隨機妥 *：新藥扯病人J 2刪，對罠紐病人”側,分別測應其扛擬血晦話才佯位:打MT八人我站X RT：靳藥

9、殂:126 125 136 必 J刖13S屮1/6 110 10S 115 LfO對璟細:丿矽 /7? ；77 /W fZ5丿魄/57衣分析瀚藥組種對詆紐滿人的抗說血晦活力有51! 口二0.05)n丿樓臉兩如拄攜足否肛爆正態(tài)今化f幼檢蚩兩如釋木方差是忑【司J(3)建枠黃令適柏程蜀方法槍般前藥組和苛啜組病人的撫鎖血誨活力有尢甬別+# Q*k rnrirG.seat tySh.azzri-Hilt ndriLality testdACA i 7W , r-VALU 0.弓94匸(1)因為兩組數(shù)據(jù) p值都大于0.05，所以均接受原假設，兩組數(shù)據(jù)都服從正態(tài)分布。 +(衛(wèi) H var te3V(x,y)

10、F twat to coropare two vaxianceaiQca: X and yF 二 1.945, num df = 11, denom df = S, p-value = 0.3544alteizative hypothesis z true ratio of va工la二ces is not equal to 1 95 percent confidence interval:0M5E3弓昶 7,1260093sample eatimatea;ratio Of variances1.94496Q(2) P=0.35440.05,接受原假設，可認為兩組樣本方差相同。，+*=,tc!

11、0= iXtYw vsreciia 丄-JJtUEiTXD fuple reatN寶二a:Z 玄二 11 Yt s.fis?9r df -F-V且lilt - 5.iie=-:ailzcTnsLzivelzija ditrcianec in rudnj xd net ctuj- zo Jfli5 pr ；乍汕t 匠cn f i冃廠 i思:-49-&0ie； -30.22059SEiirp.* U2t iirAt*?s :ZE an zt :t ZEean c vijs.aesi ifiB_-444-=(3) P值小于0.05，拒絕原假設，兩組有差別。5,6 一項調逵基示杲城市殺年人仃比S沖J/

12、.7%檳市耒年研究初會為了檢愍 該項涸盤是否可靠，隨機袖選了彳加名居民，發(fā)現(xiàn)我中有占7人是老年人.問調 查姑果是否支持垓市老年人口比電為1秦7%的:fr法=0.05). bironi+test 57, 400p=0 二47.1Exact binomial restdata:57 and 400nuntber of successes = 57, nuinber of trials = 400, p-valu= = 0*3876 alternative typothesis: true probability cf success 13 nat equal to 0. 95 percent co

13、nfidence interval:0.1097477 0.180石511sample estimat皀a:probability of success0,1425P值0.05,故接受原假設，表示調查結果支持該市老年人口的看法。氐7作性刖挫制武驗，疣某中處理后，扶是箍雞旳吊乙 其中公雉苗0出 性華7百人 淡問這種吐理能召痢枷琴雛的比例？ f性別比應為1;1丿. 45,7# x chisq.testxChi-squared test for given prob atilitie sdata:X兀一squared = 2-3303, df = 1匕 p-value = 0.12=1不能認為這種處

14、理能增加母雞的比例。5.8 Mfiudd用豌止的兩對柑對性狀進仔A交實生總邑0潸仲子與綠邑軟縮ft的豌立雜咬石，游二代糧丄晤自出紐卅觀律，徑論分離比為g 331談圜：靈皺：嫌同：録皺=在：花：豆：買樂實爭值聯(lián)茨岡亂，貢械打認綠岡/侗汎綠皺：唸遠先5%汛 問此結黒是茶符合自i?組合規(guī)律?卡習題呂定* chisq.vestc315,101,IOS,32),p=c(9,3,3,1)/161Chi-squared vest for siven probabilitiesdata:c315, 101, IOS, 32)X-struared = 0*47, df = 3, p-value = 0.9254

15、接受原假設，符合自由組合定律。5,9觀當毎分鐘進人幕商庸的人數(shù)X.任恥 劉曠分鐘，聽得龍t桃S下顧莓人數(shù)0i2g4J頻救Q2632811J0試分析，能否認為毎分種頓客數(shù)X服從Poisson分布 ict (1,1).A#5.91XY-D;5yv-匚 02, S3,23, 11 1, 0 i2-repXr V)A-；table ( cut zc (2,5) J )q淡分析，兩祥本是否來自同i更休(O = 0.05).#5.lotx-c2 *3, 3.1勺F 7.52,3.93f2 7方F 5T3f 6*5電7.勺一)y-c(弓.3電卩勻.25卩6*53十3*23卩7*2丄卩6*53ICS. t&S

16、C DC, V)TwQ-sSirLle KqJjt.qggrgvSirirnov testdaca:X and yE 0 * 375, p-valu皀-0.6374 alternative hypoch&aifl: rwo-sided因為p大于0.05，接受原假設，所以兩樣本來自同一總體。5.11為田f K分說過程屮使可胎心電子監(jiān)測f宜年剖販產(chǎn)率有無影響，磚處那例 分此的注豐km進行同顧惟詞査，給果*上長 亂刃 斫麗試進庁分析表5,21； 5824例經(jīng)產(chǎn)婦回顧性調查結果胎匚乜-f監(jiān)測儀合訃使用未使用35S5S7249227IS5J37含計2只汕9974竹收+5,12#X-rritrix (c3

17、5e, 2492, 223, 275) ,ncol=2) chisq* tem匸(X correct-FALSE)Pearsons Chi-SQuared 匸eatdata:X一squared = 3794 3S df = 1, p-value = 7.See-lO因為p值小于0.05，拒絕原假設，有影響。5.12 中一 +級S 申抑能300 S考塞耳兩個爲也 B 1506米艮也C是每天平均鍛嫌卩寸問，霍到-1x3列舉表，如長5衛(wèi)2聽示.淡對n = 0.0二表*2匕300名高中學生體育鍛煉的考察結果15(10 耒長跑記；?；M炕吋問金計2小葉以上t Z 2小葉1小葉嘆下01 2 了如45121

18、0G7J31 Z爐附4G202S加01 2卅刨2S233()61631 7fXF11123558令訃130G7103300*5.1；#XV-TuMHix IC (5,6,2S, 11,12,20, 23,12,10. 2J35 35) ,ncal=3J chisq.vest(XcorrectFALSZ)PaT snn A Cbi tzpjit日XX-squared = flO.401, df = 6, p-value = 3.795e-07因為P值0.05 ，所以拒絕原假設， B與C不獨立。民13為比住商種工藝對產(chǎn)的質愛是否冇影響，對其蘆侃進斤旅祥護盤，直紂 爰-b疫5魯所示+試進豐十兮析.表

19、5,23:兩種工莒下產(chǎn)品質量的抽查結果令計工一34i工i二G4hl空計M17i_l 曽ULC 亠 J L_l r：. *工；：_； I. J V*亠 J j VtS.L34X結果*長5場所示.淡分析這兩仲方法汀I定紂栄是否相同.+3,1#X-rep U ;3, c (63, 50, 34)Y桁.：汀 K / (1) * L -noji. test ( j_3； (X5i4 . fii , lergn：. (X i 1- 1)Lxacz bizioiual tcJtuK 1A . fi|r 4nd l*n.9t!Ti (Xii.20, F-value 三 o.jio陽 aucceaa 13 ie

20、?3 than. Q-?r:cartel 0I mu=ue?3P3 = 1, nujtber o TEialm = alt-srxaz-Lve 275331 = : ;ruE DrabBhzlxtv ?5 rerermt eznfidcrcc inMtrvil;0.OOODOOD 0.如心i?anrieprocabinv ur axccesa0.1(1 ) P t Ki IcDX. tajt fX, 3ini=l .51 = 1 , e Kact= FiK1IOM口n signed Tantest (icith cntxnuit y cc r-rectxonJLd : XV = 4 .丄ue

21、= 0 .QilOSTalteiaacive hypo二twia丄tiuelocricQ X2 lejj than 1-1.6Wtxria mta弓e:In viicsKrtest bdfaulc Kf na cdJUDQc coavuLe exacL c-vdUe will-li.Cf al - U# exact - FJ :P +f ?, 1列x-c fa .Oh 33.037. = ,.CH2 .5HO.O,2.03e, 0,11.3, 22 ,0,3.O, 27.3,1.2. 32.1,52.3, 3S.O,：7.3,20,0, 21.0, 6,1)YY1, lenctti (Xl )

22、Exac:; biromiBl testdata; fiuir(X and length (Xinumber cf successes = 14” numbsr of trials = 20, p-value = 0.1153 altsrnative hypothesis: true probability of fuccsas is noc 音qiial tD 0*5 9S percent confidence interval:Q.iSrZiOS O+SS1C$S4HRipla SBtlniBtCB :probability of aLcc9O. 7(1) p值大于0.05，接受原假設，無

23、差別。 t (2) 4 vilccx . teat : X, YjpaiTd=Tf.UE j eKazt=FAJL3E)wiisoion aignei rank; test with cortinui匸” corxecEioqdata： X and TV = 136, p-T己lue = O.C0519：hypotteaia： lue location shift is notvo 0(2 ) p=0.005191 W二 1COX *te3t亡XEUt=EAlSEiWilcoxon rant sun tem; with ccntinuitv correctionaati； X an口 YW =

24、r-vfliiup = 0*0呂？斗alternative hypo-heaia: true locaticn ahi ft is not equal = 0(3 ) p=0.04524 i (1)# vaz-test(K,Y)f teat. tQ :;QirpaTe two variance3cata:X anl YF = 1,106, nun df = 19, lenom df = 19 p-valu = 0,77?2alternative hvtothesla: vrue ratic variances is not ecrual to 1 n S pp rcTFnt zenfi dpr

25、ic iFt = n7il:O,4&147SS 2*3E1S39aaicipLe 電mtSmtea;latia 口 varlarccz t.teatf Y,varequal=IRUE)Two Sanple t-teatdAt4； y. AH! Yt - 2,2百29df - 39, p*! - 0,G30S2alternative hypotheoiai true dxffcrcnac in meano La not equal to 日5 percent =anfidense interval:G. 12 552 9 15*3宀7?4?丄aaiLe eBXUAaces:iLean of x msan of y33.21524.370(4) 可認為兩組數(shù)據(jù)方差相同。綜上，該數(shù)據(jù)可做 差別。t檢驗，p值小于0.05，拒絕原假設，有(5) 綜上所述，Wilcox on 符號秩檢驗的差異檢出能力最強，符號檢驗的差異檢出最弱。氐17洞査花尢學學圭每周學習時問與礙今的總均等純之間寺勺姜軋規(guī)抽盤皿個芋生的資料也衣下;創(chuàng) i? 204； 血 23 4G!S哮習爭純其t*等級良示晟了 1厶示議屋 試河執(zhí)相關檢尬(S