醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)題庫(kù)

1、醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)題庫(kù)for personal use only in study and research; not for commercial use第一章 緒論習(xí)題一、選擇題1統(tǒng)計(jì)工作和統(tǒng)計(jì)研究的全過(guò)程可分為以下步驟:（d）a. 調(diào)查、錄入數(shù)據(jù)、分析資料、撰寫論文b. 實(shí)驗(yàn)、錄入數(shù)據(jù)、分析資料、撰寫論文c. 調(diào)查或?qū)嶒?yàn)、整理資料、分析資料 d. 設(shè)計(jì)、收集資料、整理資料、分析資料 e. 收集資料、整理資料、分析資料2.在統(tǒng)計(jì)學(xué)中，習(xí)慣上把（b ）的事件稱為小概率事件。 a. b. 或 c. d. e. 38 a.計(jì)數(shù)資料 b.等級(jí)資料 c.計(jì)量資料 d.名義資料 e.角度資料3.某偏僻農(nóng)村14

2、4名婦女生育情況如下：0胎5人、1胎25人、2胎70人、3胎30人、4胎14人。該資料的類型是（ a）。4.分別用兩種不同成分的培養(yǎng)基（a與b）培養(yǎng)鼠疫桿菌，重復(fù)實(shí)驗(yàn)單元數(shù)均為5個(gè)，記錄48小時(shí)各實(shí)驗(yàn)單元上生長(zhǎng)的活菌數(shù)如下，a：48、84、90、123、171；b：90、116、124、225、84。該資料的類型是（c ）。5.空腹血糖測(cè)量值，屬于（ c）資料。6.用某種新療法治療某病患者41人，治療結(jié)果如下：治愈8人、顯效23人、好轉(zhuǎn)6人、惡化3人、死亡1人。該資料的類型是（b ）。 7.某血庫(kù)提供6094例abo血型分布資料如下：o型1823、a型1598、b型2032、ab型641。該資

3、料的類型是（d ）。8. 100名18歲男生的身高數(shù)據(jù)屬于（c ）。二、問(wèn)答題1舉例說(shuō)明總體與樣本的概念.答：統(tǒng)計(jì)學(xué)家用總體這個(gè)術(shù)語(yǔ)表示大同小異的對(duì)象全體，通常稱為目標(biāo)總體，而資料常來(lái)源于目標(biāo)總體的一個(gè)較小總體，稱為研究總體。實(shí)際中由于研究總體的個(gè)體眾多，甚至無(wú)限多，因此科學(xué)的辦法是從中抽取一部分具有代表性的個(gè)體，稱為樣本。例如，關(guān)于吸煙與肺癌的研究以英國(guó)成年男子為總體目標(biāo)，1951年英國(guó)全部注冊(cè)醫(yī)生作為研究總體，按照實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)隨機(jī)抽取的一定量的個(gè)體則組成了研究的樣本。2舉例說(shuō)明同質(zhì)與變異的概念答:同質(zhì)與變異是兩個(gè)相對(duì)的概念。對(duì)于總體來(lái)說(shuō)，同質(zhì)是指該總體的共同特征，即該總體區(qū)別于其他總體的特征；

4、變異是指該總體內(nèi)部的差異，即個(gè)體的特異性。例如，某地同性別同年齡的小學(xué)生具有同質(zhì)性，其身高、體重等存在變異。3簡(jiǎn)要闡述統(tǒng)計(jì)設(shè)計(jì)與統(tǒng)計(jì)分析的關(guān)系答：統(tǒng)計(jì)設(shè)計(jì)與統(tǒng)計(jì)分析是科學(xué)研究中兩個(gè)不可分割的重要方面。一般的，統(tǒng)計(jì)設(shè)計(jì)在前，然而一定的統(tǒng)計(jì)設(shè)計(jì)必然考慮其統(tǒng)計(jì)分析方法，因而統(tǒng)計(jì)分析又寓于統(tǒng)計(jì)設(shè)計(jì)之中；統(tǒng)計(jì)分析是在統(tǒng)計(jì)設(shè)計(jì)的基礎(chǔ)上，根據(jù)設(shè)計(jì)的不同特點(diǎn)，選擇相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)分析方法對(duì)資料進(jìn)行分析第二章 第二章統(tǒng)計(jì)描述習(xí)題一、選擇題1描述一組偏態(tài)分布資料的變異度，以（d ）指標(biāo)較好。 a. 全距 b. 標(biāo)準(zhǔn)差 c. 變異系數(shù) d. 四分位數(shù)間距 e. 方差2各觀察值均加（或減）同一數(shù)后（b ）。 a. 均數(shù)不變

5、，標(biāo)準(zhǔn)差改變 b. 均數(shù)改變，標(biāo)準(zhǔn)差不變 c. 兩者均不變 d. 兩者均改變 e. 以上都不對(duì)3偏態(tài)分布宜用（c ）描述其分布的集中趨勢(shì)。 a. 算術(shù)均數(shù) b. 標(biāo)準(zhǔn)差 c. 中位數(shù) d. 四分位數(shù)間距 e. 方差4.為了直觀地比較化療后相同時(shí)點(diǎn)上一組乳腺癌患者血清肌酐和血液尿素氮兩項(xiàng)指標(biāo)觀測(cè)值的變異程度的大小，可選用的最佳指標(biāo)是（e ）。a.標(biāo)準(zhǔn)差 b.標(biāo)準(zhǔn)誤 c.全距 d.四分位數(shù)間距 e.變異系數(shù)5.測(cè)量了某地152人接種某疫苗后的抗體滴度，宜用（c ）反映其平均滴度。a. 算術(shù)均數(shù) b. 中位數(shù) c.幾何均數(shù) d.眾數(shù) e.調(diào)和均數(shù)6.測(cè)量了某地237人晨尿中氟含量（mg/l）,結(jié)果如

6、下：尿氟值： 頻 數(shù)： 75 67 30 20 16 19 6 2 1 1宜用（b ）描述該資料。a. 算術(shù)均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差 b.中位數(shù)與四分位數(shù)間距 c.幾何均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差d. 算術(shù)均數(shù)與四分位數(shù)間距 e. 中位數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差7用均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差可以全面描述（c ）資料的特征。 a. 正偏態(tài)資料 b. 負(fù)偏態(tài)分布 c. 正態(tài)分布 d. 對(duì)稱分布 e. 對(duì)數(shù)正態(tài)分布8比較身高和體重兩組數(shù)據(jù)變異度大小宜采用（a ）。 a. 變異系數(shù) b. 方差 c. 極差 d. 標(biāo)準(zhǔn)差 e. 四分位數(shù)間距9血清學(xué)滴度資料最常用來(lái)表示其平均水平的指標(biāo)是（c ）。 a. 算術(shù)平均數(shù) b. 中位數(shù) c. 幾何均數(shù) d. 變異系數(shù)

7、e. 標(biāo)準(zhǔn)差10最小組段無(wú)下限或最大組段無(wú)上限的頻數(shù)分布資料，可用（c ）描述其集中趨勢(shì)。a. 均數(shù) b. 標(biāo)準(zhǔn)差 c. 中位數(shù) d. 四分位數(shù)間距 e. 幾何均數(shù)11現(xiàn)有某種沙門菌食物中毒患者164例的潛伏期資料，宜用（b ）描述該資料。a. 算術(shù)均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差 b.中位數(shù)與四分位數(shù)間距 c.幾何均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差d. 算術(shù)均數(shù)與四分位數(shù)間距 e. 中位數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差12測(cè)量了某地68人接種某疫苗后的抗體滴度，宜用（c ）反映其平均滴度。a. 算術(shù)均數(shù) b. 中位數(shù) c.幾何均數(shù) d.眾數(shù) e.調(diào)和均數(shù)二、分析題1請(qǐng)按照國(guó)際上對(duì)統(tǒng)計(jì)表的統(tǒng)一要求，修改下面有缺陷的統(tǒng)計(jì)表（不必加表頭）年齡性別21-3031

8、-4041-5051-6061-70男 女男 女男 女男 女男例數(shù)10 148 1482 37213 4922答案：性別年齡組21303140415051606170男1088221322女14143749.2某醫(yī)生在一個(gè)有5萬(wàn)人口的社區(qū)進(jìn)行肺癌調(diào)查，通過(guò)隨機(jī)抽樣共調(diào)查2000人，全部調(diào)查工作在10天內(nèi)完成，調(diào)查內(nèi)容包括流行病學(xué)資料和臨床實(shí)驗(yàn)室檢查資料。調(diào)查結(jié)果列于表1。該醫(yī)生對(duì)表中的資料進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)分析，認(rèn)為男性肺癌的發(fā)病率高于女性，而死亡情況則完全相反。表1 某社區(qū)不同性別人群肺癌情況性別檢查人數(shù)有病人數(shù)死亡人數(shù)死亡率（%）發(fā)病率（%）男105063女95032合計(jì)2000951）該醫(yī)生所選

9、擇的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)正確嗎？答：否2）該醫(yī)生對(duì)指標(biāo)的計(jì)算方法恰當(dāng)嗎？答：否3）應(yīng)該如何做適當(dāng)?shù)慕y(tǒng)計(jì)分析？表1 某社區(qū)不同性別人群肺癌情況性別檢查人數(shù)患病人數(shù)死亡人數(shù)死亡比（）現(xiàn)患率（）男105063女95032合計(jì)20009531998年國(guó)家第二次衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查資料顯示，城市婦女分娩地點(diǎn)分布（%）為醫(yī)院，婦幼保健機(jī)構(gòu)，衛(wèi)生院，其他；農(nóng)村婦女相應(yīng)的醫(yī)院，婦幼保健機(jī)構(gòu)，衛(wèi)生院，其他。試說(shuō)明用何種統(tǒng)計(jì)圖表達(dá)上述資料最好。答：例如，用柱狀圖表示：第三章 抽樣分布與參數(shù)估計(jì)習(xí)題一、選擇題1（e ）分布的資料，均數(shù)等于中位數(shù)。a. 對(duì)數(shù) b. 正偏態(tài) c. 負(fù)偏態(tài) d. 偏態(tài) e. 正態(tài)2. 對(duì)數(shù)正態(tài)分布的原變量是

10、一種（ d ）分布。a. 正態(tài) b. 近似正態(tài) c. 負(fù)偏態(tài) d. 正偏態(tài) e. 對(duì)稱3. 估計(jì)正常成年女性紅細(xì)胞計(jì)數(shù)的95%醫(yī)學(xué)參考值范圍時(shí)，應(yīng)用（ a. ）。a. b.c.d.e.4. 估計(jì)正常成年男性尿汞含量的95%醫(yī)學(xué)參考值范圍時(shí)，應(yīng)用（e ）。a. b.c.d.e.5若某人群某疾病發(fā)生的陽(yáng)性數(shù)服從二項(xiàng)分布，則從該人群隨機(jī)抽出個(gè)人，陽(yáng)性數(shù)不少于人的概率為（a ）。a. b. c. d. e. 6分布的標(biāo)準(zhǔn)差和均數(shù)的關(guān)系是（ c ）。a. b. c. = d. = e. 與無(wú)固定關(guān)系7用計(jì)數(shù)器測(cè)得某放射性物質(zhì)5分鐘內(nèi)發(fā)出的脈沖數(shù)為330個(gè)，據(jù)此可估計(jì)該放射性物質(zhì)平均每分鐘脈沖計(jì)數(shù)的95%

11、可信區(qū)間為（e ）。a. b. c. d. e. 8分布的方差和均數(shù)分別記為和，當(dāng)滿足條件（e ）時(shí)， 分布近似正態(tài)分布。a. 接近0或1 b. 較小 c. 較小 d. 接近 e. 9二項(xiàng)分布的圖形取決于（ c ）的大小。 a. b. c.與 d. e. 10（c ）小，表示用該樣本均數(shù)估計(jì)總體均數(shù)的可靠性大。a. b. c. d. e. 四分位數(shù)間距11在參數(shù)未知的正態(tài)總體中隨機(jī)抽樣，（e ）的概率為5。a. b. c. d. e. 12某地1992年隨機(jī)抽取100名健康女性，算得其血清總蛋白含量的均數(shù)為74g/l，標(biāo)準(zhǔn)差為4g/l，則其總體均數(shù)的95%可信區(qū)間為（b ）。 a. b. c.

12、 d. e. 13一藥廠為了解其生產(chǎn)的某藥物（同一批次）的有效成分含量是否符合國(guó)家規(guī)定的標(biāo)準(zhǔn)，隨機(jī)抽取了該藥10片，得其樣本均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差；估計(jì)該批藥劑有效成分平均含量的95可信區(qū)間時(shí)，應(yīng)用（a ）。a. b. c. d.e. 14在某地按人口的1/20隨機(jī)抽取1000人，對(duì)其檢測(cè)漢坦病毒igg抗體滴度，得腎綜合征出血熱陰性感染率為，估計(jì)該地人群腎綜合征出血熱陰性感染率的95可信區(qū)間時(shí)，應(yīng)用（e ）。a. b. c. d.e. 15在某地采用單純隨機(jī)抽樣方法抽取10萬(wàn)人，進(jìn)行一年傷害死亡回顧調(diào)查，得傷害死亡數(shù)為60人；估計(jì)該地每10萬(wàn)人平均傷害死亡數(shù)的95可信區(qū)間時(shí)，應(yīng)用（d ）。a. b. c

13、. d.e. 16關(guān)于以0為中心的分布，錯(cuò)誤的是（a ）。a. 相同時(shí)，越大，越大 b. 分布是單峰分布 c. 當(dāng)時(shí)， d. 分布以0為中心，左右對(duì)稱 e. 分布是一簇曲線二、簡(jiǎn)單題1、標(biāo)準(zhǔn)差與標(biāo)準(zhǔn)誤的區(qū)別與聯(lián)系答：標(biāo)準(zhǔn)差：s=，表示觀察值的變異程度?？捎糜谟?jì)算變異系數(shù)，確定醫(yī)學(xué)參考值范圍，計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)誤。標(biāo)準(zhǔn)差是個(gè)體差異或自然變異，不能通過(guò)統(tǒng)計(jì)方法來(lái)控制。標(biāo)準(zhǔn)誤： ，是估計(jì)均數(shù)抽樣誤差的大小?？梢杂脕?lái)估計(jì)總體均數(shù)的可信區(qū)間，進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)?？梢酝ㄟ^(guò)增大樣本量來(lái)減少標(biāo)準(zhǔn)誤2、二項(xiàng)分布的應(yīng)用條件答：（1）各觀察單位只能具有兩種相互獨(dú)立的一種結(jié)果（2）已知發(fā)生某結(jié)果的概率為，其對(duì)立結(jié)果的概率為（1-）（

14、3）n次試驗(yàn)是在相同條件下獨(dú)立進(jìn)行的，每個(gè)觀察單位的觀察結(jié)果不會(huì)影響到其他觀察單位的結(jié)果。3、正態(tài)分布、二項(xiàng)分布、poisson分布的區(qū)別和聯(lián)系答：區(qū)別：二項(xiàng)分布、poisson分布是離散型隨機(jī)變量的常見(jiàn)分布，用概率函數(shù)描述其分布情況，而正態(tài)分布是連續(xù)型隨機(jī)變量的最常見(jiàn)分布，用密度函數(shù)和分布函數(shù)描述其分布情況。聯(lián)系：（1）二項(xiàng)分布與poisson分布的聯(lián)系，當(dāng)n很大，很小時(shí)，為一常數(shù)時(shí)，二項(xiàng)分布近似服從poisson分布（2）二項(xiàng)分布與正態(tài)分布的聯(lián)系，當(dāng)n較大，不接近0也不接近1，特別是當(dāng)和都大于5時(shí)，二項(xiàng)分布近似正態(tài)分布（3）poisson分布與正態(tài)分布的聯(lián)系，當(dāng)時(shí)，poisson分布近似正

15、態(tài)分布。三、計(jì)算分析題1、如何用樣本均數(shù)估計(jì)總體均數(shù)的可信區(qū)間答：用樣本均數(shù)估計(jì)總體均數(shù)有3種計(jì)算方法：（1）未知且小，按t分布的原理計(jì)算可信區(qū)間，可信區(qū)間為（）（2）未知且足夠大時(shí)，t分布逼近分布，按正態(tài)分布原理，可信區(qū)間為（3）已知，按正態(tài)分布原理，可信區(qū)間為2、某市2002年測(cè)得120名11歲男孩的身高均數(shù)為，標(biāo)準(zhǔn)差為，同時(shí)測(cè)得120名11歲女孩的身高均數(shù)為，標(biāo)準(zhǔn)差為，試估計(jì)該地11歲男、女童身高的總體均數(shù)，并進(jìn)行評(píng)價(jià)。答：本題男、女童樣本量均為120名（大樣本），可用正態(tài)近似公式估計(jì)男、女童身高的總體均數(shù)的95%置信區(qū)間。男童的95%ci為=（，）女童的95%ci為=（，）3、按人口的

16、1/20在某鎮(zhèn)隨機(jī)抽取312人，做血清登革熱血凝抑制抗體反應(yīng)檢驗(yàn)，得陽(yáng)性率為%，求該鎮(zhèn)人群中登革熱血凝抑制抗體反應(yīng)陽(yáng)性率的95%可信區(qū)間。答: 本例中，=%np=312*=28> 5,n(1-p)=284> 5，因此可用正態(tài)近似法進(jìn)行估計(jì)。登革熱血凝抑制抗體反應(yīng)陽(yáng)性率的95%可信區(qū)間為（±*）=（，）第四章 數(shù)值變量資料的假設(shè)檢驗(yàn)習(xí)題一、選擇題1在樣本均數(shù)與總體均數(shù)比較的檢驗(yàn)中，無(wú)效假設(shè)是（b ）。a. 樣本均數(shù)與總體均數(shù)不等 b. 樣本均數(shù)與總體均數(shù)相等 c. 兩總體均數(shù)不等 d. 兩總體均數(shù)相等 e. 樣本均數(shù)等于總體均數(shù)2在進(jìn)行成組設(shè)計(jì)的兩小樣本均數(shù)比較的檢驗(yàn)之前時(shí)

17、，要注意兩個(gè)前提條件。一要考察各樣本是否來(lái)自正態(tài)分布總體，二要：(b)a.核對(duì)數(shù)據(jù) b.作方差齊性檢驗(yàn) c.求均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差 d.求兩樣本的合并方差 e.作變量變換3兩樣本均數(shù)比較時(shí)，分別取以下檢驗(yàn)水準(zhǔn)，以（e ）所取第二類錯(cuò)誤最小。a. b. c. d. e. 4正態(tài)性檢驗(yàn)，按檢驗(yàn)水準(zhǔn)，認(rèn)為總體服從正態(tài)分布。若該推斷有錯(cuò)，其錯(cuò)誤的概率為（ d ）。 a. 大于 b. 小于 c. 等于 d. 等于，而未知 e. 等于，而未知5關(guān)于假設(shè)檢驗(yàn)，下面哪一項(xiàng)說(shuō)法是正確的（c ）。a. 單側(cè)檢驗(yàn)優(yōu)于雙側(cè)檢驗(yàn) b. 若，則接受犯錯(cuò)誤的可能性很小c. 采用配對(duì)檢驗(yàn)還是兩樣本檢驗(yàn)是由實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)方案決定的d. 檢驗(yàn)

18、水準(zhǔn)只能取 e. 用兩樣本檢驗(yàn)時(shí)，要求兩總體方差齊性6假設(shè)一組正常人的膽固醇值和血磷值均近似服從正態(tài)分布。為從不同角度來(lái)分析該兩項(xiàng)指標(biāo)間的關(guān)系，可選用：(e)a.配對(duì)檢驗(yàn)和標(biāo)準(zhǔn)差 b.變異系數(shù)和相關(guān)回歸分析c.成組檢驗(yàn)和檢驗(yàn) d.變異系數(shù)和檢驗(yàn)e.配對(duì)檢驗(yàn)和相關(guān)回歸分析7在兩樣本均數(shù)比較的檢驗(yàn)中，得到，按檢驗(yàn)水準(zhǔn)不拒絕無(wú)效假設(shè)。此時(shí)可能犯：(b)a.第類錯(cuò)誤 b. 第類錯(cuò)誤 c.一般錯(cuò)誤 d.錯(cuò)誤較嚴(yán)重e.嚴(yán)重錯(cuò)誤二、簡(jiǎn)答題1.假設(shè)檢驗(yàn)中檢驗(yàn)水準(zhǔn)以及p值的意義是什么？答：為判斷拒絕或不拒絕無(wú)效假設(shè)的水準(zhǔn)，也是允許犯型錯(cuò)誤的概率。值是指從規(guī)定的總體中隨機(jī)抽樣時(shí)，獲得等于及大于（負(fù)值時(shí)為等于及小于

19、）現(xiàn)有樣本統(tǒng)計(jì)量的概率。檢驗(yàn)的應(yīng)用條件是什么？答 t檢驗(yàn)的應(yīng)用條件：當(dāng)樣本含量較小（時(shí)），要求樣本來(lái)自正態(tài)分布總體；用于成組設(shè)計(jì)的兩樣本均數(shù)比較時(shí)，要求兩樣本來(lái)自總體方差相等的總體3.比較型錯(cuò)誤和型錯(cuò)誤的區(qū)別和聯(lián)系。答 型錯(cuò)誤拒絕了實(shí)際上成立的，型錯(cuò)誤不拒絕實(shí)際上不成立的。通常，當(dāng)樣本含量不變時(shí)，越小，越大；反之，越大，越小4.如何恰當(dāng)?shù)貞?yīng)用單側(cè)與雙側(cè)檢驗(yàn)？答 在一般情況下均采用雙側(cè)檢驗(yàn)，只有在具有充足理由可以認(rèn)為如果無(wú)效假設(shè)不成立，實(shí)際情況只能有一種方向的可能時(shí)才考慮采用單側(cè)檢驗(yàn)。三、計(jì)算題1.調(diào)查顯示，我國(guó)農(nóng)村地區(qū)三歲男童頭圍均數(shù)為，某醫(yī)生記錄了某鄉(xiāng)村20名三歲男童頭圍，資料如下： 。試問(wèn)

20、該地區(qū)三歲男童頭圍是否大于一般三歲男童 。解 檢驗(yàn)假設(shè)這里的水準(zhǔn)上拒絕可以認(rèn)為該地區(qū)三歲男童頭圍大于一般三歲男童2. 分別從10例乳癌患者化療前和化療后1天的尿樣中測(cè)得尿白蛋白(alb,mg/l)的數(shù)據(jù)如下,試分析化療是否對(duì)alb的含量有影響病人編號(hào)12345678910化療前alb含量化療后alb含量解 檢驗(yàn)假設(shè)這里，查表得雙側(cè),按檢驗(yàn)水準(zhǔn)拒絕,可以認(rèn)為化療對(duì)乳腺癌患者alb的含量有影響。3.某醫(yī)生進(jìn)行一項(xiàng)新藥臨床試驗(yàn)，已知試驗(yàn)組15人，心率均數(shù)為，標(biāo)準(zhǔn)差為；對(duì)照組16人，心率均數(shù)為，標(biāo)準(zhǔn)差為.試問(wèn)在給予新藥治療之前，試驗(yàn)組和對(duì)照組病人心率的總體均數(shù)是否相同？解 方差齊性檢驗(yàn)可認(rèn)為該資料方差

21、齊。兩樣本均數(shù)比較的假設(shè)檢驗(yàn) 查所以可以認(rèn)為試驗(yàn)組和對(duì)照組病人心率的總體均數(shù)相同4.測(cè)得某市18歲男性20人的腰圍均值為，標(biāo)準(zhǔn)差為；女性25人的均值為，標(biāo)準(zhǔn)差為。根據(jù)這份數(shù)據(jù)可否認(rèn)為該市18歲居民腰圍有性別差異？.解 方差齊性檢驗(yàn):可認(rèn)為該資料方差不齊。 兩樣本均數(shù)比較的假設(shè)檢驗(yàn) 查所以根據(jù)這份數(shù)據(jù)可以認(rèn)為該市18歲居民腰圍有性別差異5欲比較甲、乙兩地兒童血漿視黃醇平均水平，調(diào)查甲地312歲兒童150名，血漿視黃醇均數(shù)為mol/l，標(biāo)準(zhǔn)差為mol/l；乙地312歲兒童160名，血漿視黃醇均數(shù)為mol/l，標(biāo)準(zhǔn)差為mol/l.試問(wèn)甲乙兩地312歲兒童血漿視黃醇平均水平有無(wú)差別？解 檢驗(yàn)假設(shè)這里，

22、在這里檢驗(yàn)水準(zhǔn)尚不能拒絕,可以認(rèn)為甲乙兩地312歲兒童血漿視黃醇平均水平?jīng)]有差別第五章 方差分析習(xí)題一、選擇題1完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析中，必然有（c ）。a. b. c. d. e. 2當(dāng)組數(shù)等于2時(shí)，對(duì)于同一資料，方差分析結(jié)果與檢驗(yàn)結(jié)果（ d ）。a. 完全等價(jià)且 b. 方差分析結(jié)果更準(zhǔn)確 c. 檢驗(yàn)結(jié)果更準(zhǔn)確 d. 完全等價(jià)且 e. 理論上不一致3在隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的方差分析中，若，則統(tǒng)計(jì)推論是（ a ）。a. 各處理組間的總體均數(shù)不全相等 b. 各處理組間的總體均數(shù)都不相等 c. 各處理組間的樣本均數(shù)都不相等 d. 處理組的各樣本均數(shù)間的差別均有顯著性e. 各處理組間的總體方差不全相等4

23、隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)方差分析的實(shí)例中有（e ）。 a. 不會(huì)小于 b. 不會(huì)小于 c. 值不會(huì)小于1 d. 值不會(huì)小于1 e. 值不會(huì)是負(fù)數(shù)5完全隨機(jī)設(shè)計(jì)方差分析中的組間均方是（c ）的統(tǒng)計(jì)量。a. 表示抽樣誤差大小 b. 表示某處理因素的效應(yīng)作用大小c. 表示某處理因素的效應(yīng)和隨機(jī)誤差兩者綜合影響的結(jié)果。d. 表示個(gè)數(shù)據(jù)的離散程度 e. 表示隨機(jī)因素的效應(yīng)大小6完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料，若滿足正態(tài)性和方差齊性。要對(duì)兩小樣本均數(shù)的差別做比較，可選擇（a ）。a.完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的方差分析 b. 檢驗(yàn) c. 配對(duì)檢驗(yàn) d.檢驗(yàn) e. 秩和檢驗(yàn)7配對(duì)設(shè)計(jì)資料，若滿足正態(tài)性和方差齊性。要對(duì)兩樣本均數(shù)的差別做比較，可選擇

24、（a ）。a. 隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的方差分析 b. 檢驗(yàn) c. 成組檢驗(yàn) d. 檢驗(yàn) e. 秩和檢驗(yàn)8對(duì)個(gè)組進(jìn)行多個(gè)樣本的方差齊性檢驗(yàn)（bartlett法），得，按檢驗(yàn)，可認(rèn)為（b ）。a. 全不相等 b. 不全相等c. 不全相等 d. 不全相等e. 不全相等 9變量變換中的對(duì)數(shù)變換（或），適用于（c ）： a. 使服從poisson分布的計(jì)數(shù)資料正態(tài)化b. 使方差不齊的資料達(dá)到方差齊的要求c. 使服從對(duì)數(shù)正態(tài)分布的資料正態(tài)化d. 使輕度偏態(tài)的資料正態(tài)化e. 使率較?。?lt;30%）的二分類資料達(dá)到正態(tài)的要求10變量變換中的平方根變換（或），適用于（a ）： a. 使服從poisson分布的計(jì)數(shù)資

25、料或輕度偏態(tài)的資料正態(tài)化b. 使服從對(duì)數(shù)正態(tài)分布的資料正態(tài)化c. 使方差不齊的資料達(dá)到方差齊的要求d. 使曲線直線化e. 使率較大（>70%）的二分類資料達(dá)到正態(tài)的要求二、簡(jiǎn)答題1、方差分析的基本思想及應(yīng)用條件答：方差分析的基本思想就是根據(jù)試驗(yàn)設(shè)計(jì)的類型，將全部測(cè)量值總的離均差平方和及其自由度分解為兩個(gè)或多個(gè)部分，除隨機(jī)誤差作用外，每個(gè)部分的變異可由某個(gè)因素的作用（或某幾個(gè)因素的交互作用）加以解釋，如組間變異可有處理因素的作用加以解釋。通過(guò)比較不同變異來(lái)源的均方，借助f分布做出統(tǒng)計(jì)推斷，從而推論各種研究因素對(duì)試驗(yàn)結(jié)果有無(wú)影響。 方差分析的應(yīng)用條件：（1）各樣本是相互獨(dú)立的隨機(jī)樣本，均服從

26、正態(tài)分布；（2）相互比較的各樣本的總體方差相等，即具有方差齊性。2、在完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析與隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析在試驗(yàn)設(shè)計(jì)和變異分解上有什么不同？答：完全隨機(jī)設(shè)計(jì)：采用完全隨機(jī)化的分組方法，將全部實(shí)驗(yàn)對(duì)象分配到g個(gè)處理組（水平組），各組分別接受不同的處理。在分析時(shí)，隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)：隨機(jī)分配的次數(shù)要重復(fù)多次，每次隨機(jī)分配都對(duì)同一個(gè)區(qū)組內(nèi)的受試對(duì)象進(jìn)行，且各個(gè)處理組受試對(duì)象數(shù)量相同，區(qū)組內(nèi)均衡。在分析時(shí)，3、為何多個(gè)均數(shù)的比較不能直接做兩兩比較的t檢驗(yàn)？答：多個(gè)均數(shù)的比較，如果直接做兩兩比較的t檢驗(yàn)，每次比較允許犯第類錯(cuò)誤的概率都是，這樣做多次t檢驗(yàn)，就增加了犯第類錯(cuò)誤的概率。因此多個(gè)均

27、數(shù)的比較應(yīng)該先做方差分析，若多個(gè)總體均數(shù)不全相等，再進(jìn)一步進(jìn)行多個(gè)樣本均數(shù)間的多重比較4、snk-q檢驗(yàn)和dunnett-t檢驗(yàn)都可用于均數(shù)的多重比較，它們有何不同？答：snk-q檢驗(yàn)常用于探索性的研究，適用于每?jī)蓚€(gè)均數(shù)的比較duunett-t檢驗(yàn)多用于證實(shí)性的研究，適用于k-1個(gè)實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組均數(shù)的比較。三、計(jì)算題1、某課題研究四種衣料內(nèi)棉花吸附十硼氫量。每種衣料各做五次測(cè)量，所得數(shù)據(jù)如表5-1。試檢驗(yàn)各種衣料棉花吸附十硼氫量有沒(méi)有差異。表5-1 各種衣料間棉花吸附十硼氫量衣料1衣料2衣料3衣料4采用完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的方差分析，計(jì)算步驟如下：ho:各個(gè)總體均數(shù)相等h1:各個(gè)總體均數(shù)不相等或不全相

28、等=表5-1 各種衣料間棉花吸附十硼氫量衣料1衣料2衣料3衣料4合計(jì)555520（n）（）（）=*= *（20-1）=，=20-1=19=5（）2+5（）2+5（）2+5（）2=，=4-1=3=，=20-4=16=f= 方差分析表變異來(lái)源ssmsfp總19組間3<組內(nèi)16按=3，=16查f界值表，得，故p< 。按=水準(zhǔn)，拒絕,接受，可以認(rèn)為各種衣料中棉花吸附十硼氫量有差異。2、研究中國(guó)各地區(qū)農(nóng)村3歲兒童的血漿視黃醇水平，分成三個(gè)地區(qū)：沿海、內(nèi)陸、西部，數(shù)據(jù)如下表,問(wèn)三個(gè)地區(qū)農(nóng)村3歲兒童的血漿視黃醇水平有無(wú)差異。地區(qū)n沿海20內(nèi)陸23西部19解：ho:各個(gè)總體均數(shù)相等h1:各個(gè)總體均

29、數(shù)不相等或不全相等 =，=3-1=2=，=62-3=59=f= 方差分析結(jié)果變異來(lái)源ssmsfp總61組間2> 組內(nèi)59按=2，=59查f界值表，得，故p> 。按=水準(zhǔn)尚不能拒絕ho,故可以認(rèn)為各組總體均數(shù)相等3、將同性別、體重相近的同一配伍組的5只大鼠，分別用5種方法染塵，共有6個(gè)配伍組30只大鼠，測(cè)得的各鼠全肺濕重，見(jiàn)下表。問(wèn)5種處理間的全肺濕重有無(wú)差別？表5-2. 大鼠經(jīng)5種方法染塵后全肺濕重區(qū)組對(duì)照a組b組c組d組第1區(qū)第2區(qū)第3區(qū)第4區(qū)第5區(qū)第6區(qū)解：處理組間： ho:各個(gè)處理組的總體均數(shù)相等 h1:各個(gè)處理組的總體均數(shù)不相等或不全相等 =區(qū)組間： ho:各個(gè)區(qū)組的總體均

30、數(shù)相等 h1:各個(gè)區(qū)組的總體均數(shù)不相等或不全相等 =表5-2. 大鼠經(jīng)5種方法染塵后全肺濕重區(qū)組對(duì)照a組b組c組d組第1區(qū)5第2區(qū)5 第3區(qū)5第4區(qū)5第5區(qū)5第6區(qū)56666630（n）()()=，=30-1=29=, =5-1=4=, =6-1=5=，=（5-1）（6-1）=20方差分析結(jié)果變異來(lái)源ssmsfp總29處理組4<區(qū)組5<誤差20按=4，=20查f界值表，得，故p< 。按=水準(zhǔn)，拒絕,接受，可以認(rèn)為5種處理間的全肺濕重不全相等。按=5，=20查f界值表，得，故p< 。按=水準(zhǔn)，拒絕,接受，可以認(rèn)為6種區(qū)組間的全肺濕重不全相等。4、對(duì)第1題的資料進(jìn)行均數(shù)間的

31、多重比較。解：采用snk檢驗(yàn)進(jìn)行兩兩比較。ho: ,即任兩對(duì)比較組的總體均數(shù)相等h1: ,即任兩對(duì)比較組的總體均數(shù)不相等=將四個(gè)樣本均數(shù)由小到大排列，并編組次：均數(shù) 組別 衣料2 衣料1 衣料3 衣料4組次 1 2 3 44個(gè)樣本均數(shù)兩兩比較的q檢驗(yàn)(newman-keuls法)對(duì)比組兩均數(shù)之差組數(shù)q值p值1與22>1與3 3 >1與4 4<2與3 2>2與4 3 <3與4 2<按按=水準(zhǔn)，1與4，2與4，3與4，拒絕,差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，其他兩兩比較不拒絕，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。即衣料2與衣料4，衣料1與衣料4，衣料3與衣料4的棉花吸附十硼氫量有差異，還不能認(rèn)為

32、衣料1與衣料2，衣料2與衣料3，衣料1與衣料3的棉花吸附十硼氫量有差異。第六章 分類資料的假設(shè)檢驗(yàn)習(xí)題一、選擇題1分布的形狀（ d ）。 a. 同正態(tài)分布 b. 同分布 c.為對(duì)稱分布 d. 與自由度有關(guān) e. 與樣本含量有關(guān) 2四格表的自由度（b ）。 a. 不一定等于1 b. 一定等于1 c. 等于行數(shù)×列數(shù) d. 等于樣本含量1 e. 等于格子數(shù)135個(gè)樣本率作比較，則在=的檢驗(yàn)水準(zhǔn)下，可認(rèn)為（a ）。a. 各總體率不全相等 b. 各總體率均不等 c. 各樣本率均不等 d. 各樣本率不全相等 e. 至少有兩個(gè)總體率相等4測(cè)得某地6094人的兩種血型系統(tǒng)，結(jié)果如下。欲研究?jī)煞N血型

33、系統(tǒng)之間是否有聯(lián)系，應(yīng)選擇的統(tǒng)計(jì)分析方法是（b ）。某地6094人的abo與mn血型abo血型mn血型mnmno431490902a388410800b495587950ab137179 32 a.秩和檢驗(yàn) b.檢驗(yàn) 檢驗(yàn) d.相關(guān)分析 檢驗(yàn)5假定兩種方法檢測(cè)結(jié)果的假陽(yáng)性率和假陰性率均很低?，F(xiàn)有50份血樣用甲法檢查陽(yáng)性25份，用乙法檢查陽(yáng)性35份，兩法同為陽(yáng)性和陰性的分別為23份和13份。欲比較兩種方法檢測(cè)結(jié)果的差別有無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，應(yīng)選用（ d ）。 a. 檢驗(yàn) b. 檢驗(yàn) c. 配對(duì)檢驗(yàn) d. 配對(duì)四格表資料的檢驗(yàn) e. 四格表資料的檢驗(yàn)6某醫(yī)師欲比較兩種療法治療2型糖尿病的有效率有無(wú)差別，

34、每組各觀察了30例，應(yīng)選用（c ）。 a.兩樣本率比較的檢驗(yàn) b.兩樣本均數(shù)比較的檢驗(yàn)c. 四格表資料的檢驗(yàn) d. 配對(duì)四格表資料的檢驗(yàn)e. 四格表資料檢驗(yàn)的校正公式7用大劑量治療產(chǎn)后缺乳，以安慰劑對(duì)照，觀察結(jié)果如下：組，有效12例，無(wú)效6例；安慰劑組有效3例，無(wú)效9例。分析該資料，應(yīng)選用（d ）。 a. 檢驗(yàn) b.檢驗(yàn) c.檢驗(yàn) 精確概率法e. 四格表資料的檢驗(yàn)校正公式8欲比較胞磷膽堿與神經(jīng)節(jié)苷酯治療腦血管疾病的療效，將78例腦血管疾病患者隨機(jī)分為2組，結(jié)果如下。分析該資料，應(yīng)選用（d ）。兩種藥物治療腦血管疾病有效率的比較組 別有效無(wú)效合計(jì)胞磷膽堿組46652神經(jīng)節(jié)苷酯組18826合 計(jì)6

35、41478a. 檢驗(yàn) b.檢驗(yàn) c.檢驗(yàn) 精確概率法e. 四格表資料的檢驗(yàn)校正公式9當(dāng)四格表的周邊合計(jì)數(shù)不變，若某格的實(shí)際頻數(shù)有變化，則其理論頻數(shù)（ c ）。 a. 增大 b. 減小 c. 不變 d. 不確定 e. 隨該格實(shí)際頻數(shù)的增減而增減10對(duì)于總合計(jì)數(shù)為500的5個(gè)樣本率的資料作檢驗(yàn)，其自由度為（d ）。a. 499 b. 496 c. 1 d. 4 e. 9113個(gè)樣本率作比較，則在=的檢驗(yàn)水準(zhǔn)下，可認(rèn)為（b ）。a. 各總體率均不等 b. 各總體率不全相等 c. 各樣本率均不等 d. 各樣本率不全相等 e. 至少有兩個(gè)總體率相等12某醫(yī)院用三種方案治療急性無(wú)黃疸性病毒肝炎254例，觀

36、察結(jié)果如下。欲比較三種方案的療效有無(wú)差別，應(yīng)選擇的統(tǒng)計(jì)分析方法是（a ）。三種方案治療肝炎的療效結(jié)果組 別無(wú) 效好 轉(zhuǎn)顯 效痊 愈西藥組4931 515中藥組45 922 4 中西醫(yī)結(jié)合組15281120a.秩和檢驗(yàn) b.檢驗(yàn) c.檢驗(yàn) d.檢驗(yàn) 檢驗(yàn)13某實(shí)驗(yàn)室分別用乳膠凝集法和免疫熒光法對(duì)58名可疑系統(tǒng)紅斑狼瘡患者血清中抗核抗體進(jìn)行測(cè)定：乳膠法陽(yáng)性13例，免疫法陽(yáng)性23例，兩法同為陽(yáng)性和陰性的分別為11例和33例。欲比較兩種方法檢測(cè)結(jié)果的差別有無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，應(yīng)選用（d ）。 a. 檢驗(yàn) b. 檢驗(yàn) c. 配對(duì)檢驗(yàn) d. 配對(duì)四格表資料的檢驗(yàn) e. 四格表資料的檢驗(yàn)14某醫(yī)師欲比較兩種藥物治

37、療高血壓病的有效率有無(wú)差別，每組各觀察了35例，應(yīng)選用（ c ）。 a.兩樣本率比較的檢驗(yàn) b.兩樣本均數(shù)比較的檢驗(yàn)c.四格表資料的檢驗(yàn) d.配對(duì)四格表資料的檢驗(yàn)e. 四格表資料的檢驗(yàn)校正公式15某醫(yī)師為研究乙肝免疫球蛋白預(yù)防胎兒宮內(nèi)感染hbv的效果，將33例hbsag陽(yáng)性孕婦隨機(jī)分為預(yù)防注射組（22例）和非預(yù)防組（11例），觀察結(jié)果為：預(yù)防注射組感染率%，非預(yù)防組感染率%。分析該資料，應(yīng)選用（d ）。 a. 檢驗(yàn) b.檢驗(yàn) c.檢驗(yàn) 精確概率法e. 四格表資料的檢驗(yàn)校正公式16用蘭芩口服液治療慢性咽炎患者34例，有效者31例；用銀黃口服液治療慢性咽炎患者26例，有效者18例。分析該資料，應(yīng)選

38、用（ e ）。a. 檢驗(yàn) b.檢驗(yàn) c.檢驗(yàn) 精確概率法e. 四格表資料的檢驗(yàn)校正公式二、簡(jiǎn)答題1列出檢驗(yàn)的用途？答：推斷兩個(gè)總體率間或者構(gòu)成比見(jiàn)有無(wú)差別；多個(gè)總體率間或構(gòu)成比間有無(wú)差別；多個(gè)樣本率比較的的分割；兩個(gè)分類變量之間有無(wú)關(guān)聯(lián)性以及頻數(shù)分布擬合優(yōu)度的檢驗(yàn)2檢驗(yàn)的基本思想？答：值反映了實(shí)際頻數(shù)與理論頻數(shù)的吻合程度，若檢驗(yàn)假設(shè)成立，實(shí)際頻數(shù)與理論頻數(shù)的差值會(huì)小，則值也會(huì)??；反之，若檢驗(yàn)假設(shè)不成立，實(shí)際頻數(shù)與理論頻數(shù)的差值會(huì)大，則值也會(huì)大。3四格表資料的檢驗(yàn)的分析思路？答：（1）當(dāng)且所有的時(shí)，用檢驗(yàn)的基本公式或四格表資料檢驗(yàn)的專用公式；當(dāng)時(shí)，改用四格表資料的fisher確切概率法。 基本公

39、式： 專用公式： （2）當(dāng)，但有時(shí)，用四格表資料檢驗(yàn)的校正公式或改用四格表資料的fisher確切概率法校正公式： （3）當(dāng)，或時(shí)，用四格表資料的fisher確切概率法三、問(wèn)答題1r×c表的分析思路1答：r×c表可分為雙向無(wú)序、單向有序、雙向有序?qū)傩韵嗤碗p向有序?qū)傩圆煌念悾?） 雙向無(wú)序r×c表 r×c表中的兩個(gè)分類變量皆為無(wú)序分類變量。對(duì)于該類資料 若研究目的為多個(gè)樣本率（或構(gòu)成比）的比較，可用行×列表資料的檢驗(yàn)； 若研究目的為分析兩個(gè)分類變量之間有無(wú)關(guān)聯(lián)性以及關(guān)系的密切程度時(shí)，可用行×列表資料的檢驗(yàn)以及pearson列聯(lián)系數(shù)進(jìn)行

40、分析。（2） 單向有序r×c表 有兩種形式：一種是r×c表的分組變量是有序的，但指標(biāo)變量是無(wú)序的，其研究目的通常是多個(gè)構(gòu)成比的比較，此種單向有序r×c表可用行×列表資料的檢驗(yàn)；另一種情況是r×c表中的分組變量為無(wú)序的，而指標(biāo)變量是有序的。其研究目的通常是多個(gè)等級(jí)資料的比較，此種單向有序r×c表資料宜用秩和檢驗(yàn)或ridit分析。（3） 雙向有序?qū)傩韵嗤瑀×c表 r×c表中的兩分類變量皆為有序且屬性相同。實(shí)際上是2×2配對(duì)設(shè)計(jì)的擴(kuò)展，即水平數(shù)的診斷試驗(yàn)配伍設(shè)計(jì)。其研究目的通常是分析兩種檢驗(yàn)方法的一致性，此時(shí)宜

41、用一致性檢驗(yàn)（或稱kappa檢驗(yàn)）。（4） 雙向有序?qū)傩圆煌瑀×c表 r×c表中兩分類變量皆為有序的，但屬性不同。對(duì)于該類資料： 若研究目的為分析不同年齡組患者療效間有無(wú)差別時(shí)，可把它視為單項(xiàng)有序r×c表資料，選用秩和檢驗(yàn)；若研究目的為分析兩個(gè)有序分類變量間是否存在相關(guān)關(guān)系，宜用等級(jí)相關(guān)分析或pearson積矩相關(guān)分析； 若研究目的為分析兩個(gè)有序分類變量間是否存在線性變化趨勢(shì)，宜用有序分組資料的線性趨勢(shì)檢驗(yàn)。四、計(jì)算題1據(jù)以往經(jīng)驗(yàn)，新生兒染色體異常率一般為1%，某院觀察了當(dāng)?shù)?000名新生兒，發(fā)現(xiàn)有5例染色體異常，問(wèn)該地新生兒染色體異常率是否低于一般？答：（1）建

42、立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) : 單側(cè) （2）計(jì)算統(tǒng)計(jì)量u值，做出推斷結(jié)論 本例，根據(jù)題意（3）確定p值，做出推斷結(jié)論。，p>,按的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，不拒絕,尚不能認(rèn)為該地新生兒染色體異常率低于一般2現(xiàn)用某種新藥治療患者400例，治愈369例，同時(shí)用傳統(tǒng)藥物治療同類患者500例，477例治愈。試問(wèn)兩種藥物的治愈率是否相同？答：（1）建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) : 單側(cè) （2）計(jì)算統(tǒng)計(jì)量，做出推斷結(jié)論 本例，根據(jù)題意（3）確定p值，做出推斷結(jié)論。，p<,按的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，拒絕,接受，可以認(rèn)為這兩種藥物的治愈率不同。3某醫(yī)院分別用單純化療和符合化療的方法治療兩組病情相似的淋巴腫瘤患者，兩組的緩解率如下

43、表，問(wèn)兩療法的總體緩解率是否不同？?jī)煞N療法的緩解率的比較組別效果合計(jì)緩解率（%）緩解未緩解單純化療152035復(fù)合化療18523合計(jì)332558答：（1）建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) : 兩法總體緩解率相同 兩法總體緩解率不同 雙側(cè) （2）計(jì)算統(tǒng)計(jì)量，做出推斷結(jié)論 本例n=58 ,最小理論頻數(shù)，用四格表資料的檢驗(yàn)專用公式 （3）確定p值，做出推斷結(jié)論。 ，p<, 在的檢驗(yàn)水準(zhǔn)下，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為兩種治療方案的總體緩解率不同。4分別用對(duì)同一批口腔頜面部腫瘤患者定性檢測(cè)唾液和血清中癌胚抗原的含量，得到結(jié)果如下表，問(wèn)這兩種方法的檢測(cè)結(jié)果有無(wú)差別？?jī)煞N方法的檢測(cè)結(jié)果 唾液 血清合計(jì)+15

44、102521315合計(jì)172340答：（1）建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) : 兩種方法的檢測(cè)結(jié)果相同 兩種方法的檢測(cè)結(jié)果不同 雙側(cè) （2）計(jì)算統(tǒng)計(jì)量，做出推斷結(jié)論 本例b+c=12<40,用配對(duì)四格表資料的檢驗(yàn)校正公式 （3）確定p值，做出推斷結(jié)論。，p<, 在的檢驗(yàn)水準(zhǔn)下，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為兩種方法的檢測(cè)結(jié)果不同。5測(cè)得250例顱內(nèi)腫瘤患者的血清il-8與mmp-9水平，結(jié)果如下表，問(wèn)兩種檢測(cè)指標(biāo)間是否存在關(guān)聯(lián)？血清il-8與mmp-9水平mmp-9il-8合計(jì)22502718702010805560115合計(jì)4013080250答：（1）建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) : 兩

45、種檢測(cè)指標(biāo)間無(wú)關(guān)聯(lián) 兩種檢測(cè)指標(biāo)間有關(guān)聯(lián) 雙側(cè) （2）計(jì)算統(tǒng)計(jì)量，做出推斷結(jié)論 本例為雙向無(wú)序r×c表,用式 求得 （3）確定p值，做出推斷結(jié)論。，p<, 在的檢驗(yàn)水準(zhǔn)下，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為兩種檢測(cè)指標(biāo)有關(guān)聯(lián)，進(jìn)一步計(jì)算pearson列聯(lián)系數(shù)，以分析其關(guān)聯(lián)密切程度。 列聯(lián)系數(shù) ，可以認(rèn)為兩者關(guān)系密切。第七章 非參數(shù)檢驗(yàn)習(xí)題一、 選擇題1配對(duì)比較秩和檢驗(yàn)的基本思想是：若檢驗(yàn)假設(shè)成立，則對(duì)樣本來(lái)說(shuō)（a ）。a正秩和與負(fù)秩和的絕對(duì)值不會(huì)相差很大 b正秩和與負(fù)秩和的絕對(duì)值相等c正秩和與負(fù)秩和的絕對(duì)值相差很大 d不能得出結(jié)論e以上都不對(duì)2設(shè)配對(duì)資料的變量值為和，則配對(duì)資料的秩和檢

46、驗(yàn)是（ e ）。a把和的差數(shù)從小到大排序 b分別按和從小到大排序c把和綜合從小到大排序 d把和的和數(shù)從小到大排序e把和的差數(shù)的絕對(duì)值從小到大排序3下列哪項(xiàng)不是非參數(shù)統(tǒng)計(jì)的優(yōu)點(diǎn)（ d ）。a不受總體分布的限制 b適用于等級(jí)資料c適用于未知分布型資料 d適用于正態(tài)分布資料e適用于分布呈明顯偏態(tài)的資料4等級(jí)資料的比較宜采用（a ）。a秩和檢驗(yàn) b檢驗(yàn) c檢驗(yàn) d檢驗(yàn) e檢驗(yàn)5在進(jìn)行成組設(shè)計(jì)兩樣本秩和檢驗(yàn)時(shí)，以下檢驗(yàn)假設(shè)哪種是正確的（ d ）。a兩樣本均數(shù)相同 b兩樣本的中位數(shù)相同c兩樣本對(duì)應(yīng)的總體均數(shù)相同 d兩樣本對(duì)應(yīng)的總體分布相同e兩樣本對(duì)應(yīng)的總體均數(shù)不同6以下檢驗(yàn)方法中，不屬于非參數(shù)檢驗(yàn)方法的是（ e ）。afriedman檢驗(yàn) b符號(hào)檢驗(yàn) ckruskal-wallis檢驗(yàn)dwilcoxon檢驗(yàn) e檢驗(yàn)7成組設(shè)計(jì)兩樣本比較的秩和檢驗(yàn)中，描述不正確的是（c ）。a將兩組數(shù)據(jù)統(tǒng)一由小到大編秩b遇有相同數(shù)據(jù)，若在同一組，按順序編秩c遇有相同數(shù)據(jù)，若不在同一組