醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)復(fù)習(xí)資料

1、1 .率(rate ):某現(xiàn)象實(shí)際發(fā)生數(shù)于可能發(fā)生某現(xiàn)象的總數(shù)之比，用以反映某現(xiàn)象發(fā)生的頻率或強(qiáng)度，又稱為頻率指標(biāo)，具有概率意義。計(jì)算公式為:率一可能發(fā)生某現(xiàn)象的觀察常用的率包括發(fā)病率、患病率、死亡率、病死率等。 一定人群中新發(fā)生該病的頻率。某病發(fā)病率=依據(jù)習(xí)慣選定，或使得所計(jì)算得的率保留一到兩位整數(shù)。 發(fā)生某現(xiàn)象的觀察單位數(shù)單位總數(shù)100%(或1000 %)(1) 發(fā)病率：表示在觀察期內(nèi)，可能發(fā)生某種疾病的同期內(nèi)新發(fā)生某病的病例數(shù)觀察期內(nèi)可能發(fā)生某病 的平均人口數(shù)X K在通常情況下，發(fā)病率的分母泛指一般平均人口數(shù)。意義：發(fā)病率是反映某病在人群中發(fā)生頻率大小的指標(biāo)，常用于衡量疾病的發(fā)生，研究疾

2、病發(fā)生的因果關(guān)系和評(píng)價(jià)預(yù)防措施的效果。(2) 患病率：表示在某時(shí)點(diǎn)檢查時(shí)可能發(fā)生某病的一定人群中患有某病的頻率。某病患病率檢查時(shí)發(fā)現(xiàn)的某病病例 數(shù)K 該時(shí)點(diǎn)受檢人口數(shù)其中某病病例數(shù)包括新病例和舊病例，凡患該病的一律統(tǒng)計(jì)在內(nèi)。同一人不應(yīng)同時(shí)成為同一疾病的兩個(gè)病例。意義：這一指標(biāo)最適用于病程較長(zhǎng)的疾病的統(tǒng)計(jì)研究，用于衡量疾病的存在，反映某病在一定人群 中的流行規(guī)?；蛩?，估計(jì)醫(yī)療設(shè)施的需求量。(3) 反映疾病防治效果的指標(biāo)治愈率治愈率-治愈人數(shù)K有效率-治療有效人數(shù)K受治人數(shù)受治人數(shù)有效率某病病死率=同期因該病死亡人數(shù)100%觀察期間內(nèi)某病患者數(shù)2. 構(gòu)成比 說(shuō)明某事物內(nèi)部各組成部分所占的比重或比

3、例。 常以百分?jǐn)?shù)表示，計(jì)算公式為：比一 某組成部分的觀察單位數(shù)同一事物內(nèi)部的觀察單 位總數(shù)相對(duì)比，比較兩個(gè)指標(biāo)時(shí)用以反映兩個(gè)有關(guān)指標(biāo)間數(shù)量上的比值，如A指標(biāo)是B指標(biāo)的若干倍，或 A指標(biāo)是B指標(biāo)的百分之幾，通常用倍數(shù)或分?jǐn)?shù)表示。 計(jì)算公式為：相對(duì)比一甲指標(biāo)乙指標(biāo)（或 100%）兩變量可以為數(shù)值變量、分類相互比較的兩個(gè)指標(biāo)可以是相同性質(zhì)的指標(biāo)，也可以是性質(zhì)不同的指標(biāo);變量，可以是絕對(duì)數(shù)、相對(duì)數(shù)、平均數(shù)等。不能以比代率因?yàn)闃?gòu)成比說(shuō)明的是事物內(nèi)部各部分所占的比重或分布，不能說(shuō)明某現(xiàn)象發(fā)生的強(qiáng)度和頻率大小。只有頻率指標(biāo)：率才能說(shuō)明事物的嚴(yán)重程度。(如真正答題時(shí)，自己最好舉一個(gè)例子來(lái)說(shuō)明，書34頁(yè))率：某

4、現(xiàn)象發(fā)生的頻率或強(qiáng)度。構(gòu)成比：某事物中各部分所占的比重。構(gòu)成比不能反映事物發(fā)生的頻率或強(qiáng)度，因?yàn)樗纯紤]人口基數(shù)的影響。8、 標(biāo)準(zhǔn)差和標(biāo)準(zhǔn)誤有何區(qū)別和聯(lián)系？標(biāo)準(zhǔn)差是反映數(shù)據(jù)變異程度的指標(biāo)，其大小受每一個(gè)觀察值的影響，變異程度大，標(biāo)準(zhǔn)差也大.常用于描述對(duì)稱分布，尤其是正態(tài)分布資料的離散程度?？梢苑从硺颖揪鶖?shù)的代表性.用途：標(biāo)準(zhǔn)差可結(jié)合均數(shù)估計(jì)正常值范圍。標(biāo)準(zhǔn)誤是樣本均數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差，反映了樣本均數(shù)與總體均數(shù)之間的離散程度，即樣本均數(shù)變異程度的指標(biāo)，常用來(lái)表示抽樣誤差的大小。標(biāo)準(zhǔn)誤大反映樣本均數(shù)抽樣誤差大，其對(duì)總體均數(shù)的代表性差。標(biāo)準(zhǔn)誤小， 樣本均數(shù)抽樣誤差就小，其對(duì)總體均數(shù)的代表性就好。用途：標(biāo)準(zhǔn)誤

5、用于估計(jì)總體參數(shù)的可信區(qū)間。標(biāo)準(zhǔn)差隨著樣本量的增多，逐漸趨于穩(wěn)定，如同地區(qū)、同年齡、同性別兒童的身高、體重的標(biāo)準(zhǔn)差， 當(dāng)樣本含量達(dá)到約200以上時(shí)，基本趨于穩(wěn)定。標(biāo)準(zhǔn)誤隨著樣本量的增多而減小，如均數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤，當(dāng)標(biāo) 準(zhǔn)差不變時(shí)，與樣本量的平方根呈反比。標(biāo)準(zhǔn)誤可用于計(jì)算總體均數(shù)的可信區(qū)間，也是進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)的基 礎(chǔ)9、可信區(qū)間和參考值范圍有何不同？可信區(qū)間是從總體中作隨機(jī)抽樣，每個(gè)樣本可以算出一個(gè)可信區(qū)間，如95%可信區(qū)間，意味著100次抽樣，95個(gè)可信區(qū)間包括總體均數(shù)（估計(jì)正確），只有5個(gè)可信區(qū)間不包括總體均數(shù)（估計(jì)錯(cuò)誤） 。 參 考值范圍是指同質(zhì)總體中大多數(shù)個(gè)體變量值的分布范圍。95%參考值范圍

6、指同質(zhì)總體中 95%的個(gè)體值分布在此范圍內(nèi)。它與標(biāo)準(zhǔn)差有關(guān)，各個(gè)體值變異越大，該范圍越寬，分布也越分散。10、假設(shè)檢驗(yàn)和區(qū)間估計(jì)的異同之處有哪些？同：兩者都是對(duì)總體特征進(jìn)行推斷的方法。區(qū)間估計(jì)用以說(shuō)明參數(shù)量的大小，如推斷總體均數(shù)所在的范圍，而假設(shè)經(jīng)驗(yàn)用于推論質(zhì)的差別，如推斷總體均數(shù)是否不同。異：可信區(qū)間不僅可回答假設(shè)檢驗(yàn)的問(wèn)題，而且可以比假設(shè)檢驗(yàn)提供更多的信息，可信區(qū)間在解決假設(shè)檢 驗(yàn)問(wèn)題基礎(chǔ)上，還可獲得是否有專業(yè)意義的信息。11、假設(shè)檢驗(yàn)時(shí)，一般當(dāng) PV0.05則拒絕H，理論依據(jù)是什么？假設(shè)檢驗(yàn)時(shí)，先提岀無(wú)效假設(shè)H0，然后在假設(shè)成立的前提下看實(shí)際抽到的樣本是否屬小概率事件（如果當(dāng)一個(gè)事件發(fā)生

7、的概率很小時(shí)，那么在一次試驗(yàn)時(shí)這個(gè)事件時(shí)“不會(huì)發(fā)生的”，一旦發(fā)生了，稱其為小概率事件。統(tǒng)計(jì)學(xué)中，將P<0.05稱為小概率事件。）。若屬小概率事件，則拒絕該假設(shè)；若不屬于小概率事件，則 不拒絕該假設(shè)。得岀的結(jié)論是概率性的，不是絕對(duì)的肯定或者否定。犯一類錯(cuò)誤（拒絕了正確的無(wú)效假設(shè)） 的概率是a = 0.05。12第一類錯(cuò)誤和第二類錯(cuò)誤有何區(qū)別和聯(lián)系？?jī)深愬e(cuò)誤的區(qū)別：錯(cuò)誤類型第一類錯(cuò)誤第二類錯(cuò)誤意義拒絕了正確的無(wú)效假設(shè) H0即無(wú)效假設(shè)原本是正確的， 但由于偶然因素 的影響，隨機(jī)抽樣時(shí)，得到一個(gè)較大的檢驗(yàn) 統(tǒng)計(jì)量t值，故t值大于了 t（X #只能拒 絕無(wú)效假設(shè)，錯(cuò)誤地得岀有差別的結(jié)論。接受了錯(cuò)誤

8、的無(wú)效假設(shè) H0即無(wú)效假設(shè)原本是不正確的，但所算得的統(tǒng)計(jì) 量t沒(méi)有超過(guò)t g v水平從而接受了無(wú)效假 設(shè)，錯(cuò)誤地得岀了無(wú)差別的結(jié)論。假陽(yáng)性錯(cuò)誤假陰性錯(cuò)誤相應(yīng)概率a即檢驗(yàn)水準(zhǔn)，一般取 a = 0.05或0.01。應(yīng)按所犯第一類錯(cuò)誤的危害性，緊密結(jié) 合分析問(wèn)題的具體情況，事先選定 «的取 值。B，我們稱（1- p ）為檢驗(yàn)效能，B值的大小 一般未知，只有在不同總體特征已知的基礎(chǔ) 上，按預(yù)定的a和n才能做岀估算。p的取值，實(shí)際上也應(yīng)根據(jù)第二類錯(cuò)誤的 危害性事先確定。通常檢驗(yàn)效能應(yīng)該達(dá)到 0.8 左右。16、常用相對(duì)數(shù)指標(biāo)有哪些？它們的意義和計(jì)算上有何不同？為什么不能以比代率？相對(duì)數(shù)有三類：

9、率構(gòu)成比 相對(duì)比18、四格表的u檢驗(yàn)和卡方檢驗(yàn)的應(yīng)用條件有何異同？相同之處：可以對(duì)兩樣本的率進(jìn)行比較，但所要求的條件不一樣。對(duì)于四個(gè)表的u檢驗(yàn)樣本要求服從正態(tài)分布或近似正態(tài)分布，卡方檢驗(yàn)樣本率不一定要求服從符合正態(tài)分 布 應(yīng)用卡方檢驗(yàn)的條件：（1） n> 40, Tj >5條件下，用專用公式（2） K Tv 5,而n >40時(shí)，須計(jì)算校正卡方值率的u檢驗(yàn)對(duì)統(tǒng)計(jì)量的要求：1，如果樣本率p介于0.1-0.9之間，每組例數(shù)大于 60例，2，如果樣本率p在0.1-0.9 之外時(shí)，需要保證 np或n （1-p ）大于5.22、相關(guān)系數(shù)和回歸系數(shù)的聯(lián)系和區(qū)別？區(qū)別：在資料要求上：回歸要求

10、因變量Y服從正態(tài)分布；x是可以精確測(cè)量和嚴(yán)格控制的變量，一般稱為一型回歸。相關(guān)要求兩個(gè)變量 x、y服從雙變量正態(tài)分布。這種資料若進(jìn)行回歸分析稱為II型回歸。在應(yīng)用上：說(shuō)明兩變量間依存變化的數(shù)量關(guān)系用回歸，說(shuō)明變量間的相關(guān)關(guān)系用相關(guān)。聯(lián)系：1、對(duì)同一組數(shù)據(jù)同時(shí)計(jì)算 r和b,它們的正負(fù)號(hào)是一致的。向變化的。b為正，說(shuō)明X增（減）一個(gè)單位，Y平均增（減）2、r和b的假設(shè)檢驗(yàn)是等價(jià)的，即對(duì)同一樣本，兩者的r為正號(hào)說(shuō)明兩變量間的相互關(guān)系是同b個(gè)單位。t值相等。由于r的假設(shè)檢驗(yàn)可直接查表，而b的假設(shè)檢驗(yàn)計(jì)算較繁。故在實(shí)際應(yīng)用中常以前法代替后法。lXY=lXX3、r與b值可相互換算|XYJ XX |YYb”

11、 2l XX4、用回歸解釋相關(guān)相關(guān)系數(shù)的平方 r2 稱為決定系數(shù)（coefficient of determination）：1 XY / |XX S$YYSQ、此式說(shuō)明當(dāng)ss總不變時(shí)，回歸平方和的大小取決于 方和減小的部分?；貧w平方和越接近總平方和，則n=100時(shí)，可按檢驗(yàn)水準(zhǔn) 0.05拒絕H0,接受H1表示回歸平方和在總平和中僅占23、剩余標(biāo)準(zhǔn)差的意義和用途？XX 'YYr2?；貧w平方和是由于引入了相關(guān)變量而使總平r2越接近1,說(shuō)明引入相關(guān)的效果越好。例如r=0.20,，認(rèn)為兩變量有相關(guān)關(guān)系。但r2 = （0.20）2 =0.04,4%說(shuō)明兩變量間的相關(guān)關(guān)系實(shí)際意義不大。SS剩為剩

12、余平方和（residual sum of square ）,它反映X對(duì)Y的線性影響之外的一切因素對(duì) Y的變異的 作用，也就是在總平方和中無(wú)法用X解釋的部分。用途：方差分析，當(dāng)剩余誤差極小或得到控制時(shí)，F(xiàn)值越大！ 27、幾種基本的抽樣方法的優(yōu)缺點(diǎn)和適用場(chǎng)合是什么？老師的ppt上提到的是單純隨機(jī)抽樣、系統(tǒng)抽樣和整群抽樣我查到的是四種：簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣、系統(tǒng)抽樣、分層抽樣和整群抽樣（分層抽樣很重要啊老師應(yīng)該是忘了講吧）（另注：這幾種方法都屬于概率抽樣，另外還有非概率抽樣，應(yīng)該不會(huì)考）概率抽樣的原則：（隨機(jī)性原則）總體中的每一個(gè)樣本被選中的概率相等。概率抽樣之所以能夠保證樣本對(duì)總體的代表性，其原理就在于它

13、 能夠很好的按總體內(nèi)在結(jié)構(gòu)中所蘊(yùn)含的各種隨機(jī)事件的概率來(lái)構(gòu)成樣本，使樣本成為總體的縮影。簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣：按照等概率的原則，直接從含有 N個(gè)元素的總體中抽取 n個(gè)元素組成的樣本（N>n ）。（隨機(jī)數(shù)表）系統(tǒng)抽樣（等距抽樣或機(jī)械抽樣）：把總體的單位進(jìn)行排序，再計(jì)算岀抽樣距離，然后按照這一固定的抽樣距離抽取樣本。第一個(gè)樣本采用簡(jiǎn) 單隨機(jī)抽樣的辦法抽取。K （抽樣距離）=N （總體規(guī)模）/n （樣本規(guī)模）前提條件：總體中個(gè)體的排列對(duì)于研究的變量來(lái)說(shuō)，應(yīng)是隨機(jī)的，即不存在某種與研究變量相關(guān)的規(guī)則分 布?？梢栽谡{(diào)查允許的條件下，從不同的樣本開(kāi)始抽樣，對(duì)比幾次樣本的特點(diǎn)。如果有明顯差別，說(shuō)明樣 本在總體

14、中的分布承某種循環(huán)性規(guī)律，且這種循環(huán)和抽樣距離重合。分層抽樣（類型抽樣）：先將總體中的所有單位按照某種特征或標(biāo)志（性別、年齡等）劃分成若干類型或?qū)哟?，然后再在各個(gè)類型 或?qū)哟沃胁捎煤?jiǎn)單隨機(jī)抽樣或系用抽樣的辦法抽取一個(gè)子樣本，最后，將這些子樣本合起來(lái)構(gòu)成總體的樣 本。分層抽樣是把異質(zhì)性較強(qiáng)的總體分成一個(gè)個(gè)同質(zhì)性較強(qiáng)的子總體，再抽取不同的子總體中的樣本分別 代表該子總體，所有的樣本進(jìn)而代表總體。整群抽樣：抽樣的單位不是單個(gè)的個(gè)體，而是成群的個(gè)體。它是從總體中隨機(jī)抽取一些小的群體，然后由所抽岀的若 干個(gè)小群體內(nèi)的所有元素構(gòu)成調(diào)查的樣本。對(duì)小群體的抽取可采用簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣、系統(tǒng)抽樣和分層抽樣的 方法。一

15、般來(lái)說(shuō)，類別相對(duì)較多、每一類中個(gè)體相對(duì)較少的做法效果較好。#分層抽樣與整群抽樣的區(qū)別：分層抽樣要求各子群體之間的差異較大，而子群體內(nèi)部差異較??； 整群抽樣要求各子群體之間的差異較小,而子群體內(nèi)部的差異性很大。換句話說(shuō)，分層抽樣是用代表不同子群體的子樣本來(lái)代表總體中的群體分布； 整群抽樣是用子群體代表總體，再通過(guò)子群體內(nèi)部樣本的分布來(lái)反映總體樣本的分布。列表比較：類別共同點(diǎn)各自特點(diǎn)相互聯(lián)系優(yōu)點(diǎn)缺點(diǎn)適用范圍簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣抽樣過(guò)程中 各個(gè)個(gè)體被 抽到的概率相等從總體中逐個(gè)抽取，采取隨機(jī)數(shù)表等方法方法簡(jiǎn)便工作量大，不 能將變異分離總體容量較少系統(tǒng)抽樣將總體均分成幾部分， 按預(yù)先定岀的規(guī)則再 部分抽取每一

16、部分進(jìn)行 抽樣時(shí)，采用的 是簡(jiǎn)單隨機(jī)抽 樣比簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣更簡(jiǎn)便易行不適用于總體 內(nèi)部存在某種 與研究變量相 關(guān)的規(guī)則分 布，同上總體容量較多分層抽樣將總體分成幾部分，每一部分按比例抽取每層抽樣時(shí)采用簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣或系統(tǒng)抽樣對(duì)于異質(zhì)性較 強(qiáng)的總體可以 將變異劃分的 很細(xì)（這個(gè)不知道 啊，可能是分 層具體方法較為復(fù)雜？）總體由差異明顯的若干部分組成整群抽樣從總體中隨機(jī)抽取一些小的群體構(gòu)成調(diào)查的樣本對(duì)小群體的抽 取可采用簡(jiǎn)單 隨機(jī)抽樣、系統(tǒng)抽樣和分層抽簡(jiǎn)便易行、節(jié) 省費(fèi)用，特別 是在總體抽樣 框難以確定的樣本分布比較 集中、代表性 相對(duì)較差總體容量較多，總體的抽樣框難以確定樣的方法情況下非常適合28、

17、實(shí)驗(yàn)為什么要設(shè)對(duì)照組？如何設(shè)對(duì)照組？正確的設(shè)立對(duì)照，才能平衡非處理因素對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果的影響，從而把處理因素的效應(yīng)充分顯露岀來(lái)，設(shè) 立對(duì)照是控制各種混雜因素的基本措施。設(shè)立對(duì)照組的意義在于使實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組內(nèi)的非處理因素的基本 一致，即均衡可比。設(shè)立對(duì)照時(shí)應(yīng)使對(duì)照組與實(shí)驗(yàn)組的非實(shí)驗(yàn)因素均衡一致，也就是在設(shè)立對(duì)照時(shí)除給予處理單因素不同外， 其他對(duì)實(shí)驗(yàn)效應(yīng)應(yīng)有影響的因素（即非處理因素）盡量均衡一致，才能顯示“對(duì)照”的作用。即設(shè)立對(duì)照 組應(yīng)滿足均衡性要求，做到：1、組間除干預(yù)措施外，其他影響結(jié)果的非處理因素等盡可能相同。2 、對(duì)所研究疾病的易感度及發(fā)病機(jī)會(huì)相等。3 、檢測(cè)和觀察方法及診斷標(biāo)準(zhǔn)必須一致。常用的

18、實(shí)驗(yàn)對(duì)照有：空白對(duì)照 對(duì)照組不施加任何處理因素。實(shí)驗(yàn)對(duì)照對(duì)照組不施加處理因素，但施加某種實(shí)驗(yàn)因素標(biāo)準(zhǔn)對(duì)照不設(shè)立專門的對(duì)照組，而是用現(xiàn)有標(biāo)準(zhǔn)值或正常值做對(duì)照。自身對(duì)照對(duì)照與實(shí)驗(yàn)在同一受試者身上進(jìn)行，如用藥前后作為對(duì)比。一般情況下還要求設(shè)立平行對(duì)照組。相互對(duì)照這種對(duì)照不設(shè)立對(duì)照組，而是兩個(gè)或幾個(gè)試驗(yàn)組相互對(duì)照。配對(duì)對(duì)照 把研究對(duì)象條件相同的兩個(gè)配成一對(duì)，分別給不同的處理因素，對(duì)比兩者之間的不同效應(yīng)。配對(duì)對(duì)照常用于動(dòng)物實(shí)驗(yàn)，臨床試驗(yàn)也可采用，但嚴(yán)格地說(shuō)，很難找到相同或十分相似的對(duì)子。44、實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本原則是什么？說(shuō)明其重要性，并按實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)原則評(píng)述下面問(wèn)題：研究者為研究 ADI藥物預(yù)防腸道傳染病的效

19、果，設(shè)計(jì)如下試驗(yàn)：在甲幼兒園隨機(jī)抽取大、中、小班兒童各50名組成試驗(yàn)組，服用 ADI藥物（劑量按年齡、體重嚴(yán)格計(jì)算）；在乙幼兒園隨機(jī)抽取大、中、小班 兒童各50名組成對(duì)照組，不服用 ADI藥物。但兩個(gè)幼兒園參加此項(xiàng)試驗(yàn)的兒童的飲食、作息時(shí)間和體育 活動(dòng)情況是完全相同的。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：甲幼兒園150名兒童腸道傳染病的發(fā)病率明顯低于乙幼兒園150名兒童腸道傳染病的發(fā)病率（P0.001 于是，研究者得出結(jié)論：ADI藥物有預(yù)防腸道傳染病的作用。你 認(rèn)為如何？為什么？實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的三大原則（或四大原則）及意義是：對(duì)照原則：設(shè)立對(duì)照是控制各種混雜因素的基本措施；隨機(jī)化原則：提高對(duì)比組之間均衡可比的重要手段，是控制

20、選擇性偏倚唯一有效的方法。也是資料分析、 統(tǒng)計(jì)推斷的理論基礎(chǔ)；重復(fù)原則：重復(fù)是消除非處理因素影響的又一重要手段；盲法原則：作為一條附加原則，通過(guò)減少主觀上的干擾來(lái)更好地控制誤差。該實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)不合理，結(jié)論不可信（不科學(xué)？ ？哪個(gè)說(shuō)法好一些啊：（）根本的原因是沒(méi)有做好隨機(jī)化。隨機(jī)化是實(shí)驗(yàn)研究中據(jù)設(shè)計(jì)要求，每一個(gè)受試對(duì)象都有同等的機(jī)會(huì)被分配 到任何一個(gè)組中去，分組的結(jié)果不受人為因素的干擾和影響。本實(shí)驗(yàn)中在甲幼兒園的一定被分到實(shí)驗(yàn)組而 乙的一定是對(duì)照組。由此而產(chǎn)生的結(jié)果是：雖然“兩個(gè)幼兒園參加此項(xiàng)試驗(yàn)的兒童的飲食、作息時(shí)間和體育活動(dòng)情況是完全相同的”但是沒(méi)有考慮其他的未知因素的影響，（如易感度及發(fā)病機(jī)會(huì)

21、可能不相等？ ？不敢確定，因?yàn)槔蠋煱循h(huán)境因素什么的給否認(rèn)了）實(shí)驗(yàn)前的基礎(chǔ)條件不同，即均衡性不存在，因而不能顯示“對(duì)照”的作用。所以，合理的設(shè)計(jì)應(yīng)該是在甲幼兒園抽的50名受試者隨機(jī)分為實(shí)驗(yàn)和對(duì)照組，乙幼兒園也同樣，然后合并進(jìn)行實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組并進(jìn)行后續(xù)分析。By RRChenP. s.以上只是個(gè)人的一點(diǎn)想法，不知道與老師的本意有多大距離。這道題似乎很重要，大家一定要各抒己見(jiàn)，爭(zhēng)取拿到一個(gè)比較完美的答案：）God bless us ！46、有人在研究耐力訓(xùn)練與提高戰(zhàn)士體質(zhì)的關(guān)系時(shí)，設(shè)計(jì)了如下的實(shí)驗(yàn)：以血乳酸為主要觀察指標(biāo)，用 20 名連隊(duì)的戰(zhàn)士按訓(xùn)練方案進(jìn)行耐力訓(xùn)練，以機(jī)關(guān)同齡的 20名戰(zhàn)士為對(duì)照，

22、對(duì)照組進(jìn)行日?；顒?dòng)，觀察經(jīng) 4 周訓(xùn)練后，兩組戰(zhàn)士進(jìn)行一定量的運(yùn)動(dòng)時(shí)血乳酸的變化。兩組戰(zhàn)士訓(xùn)練前后血乳酸（mg/L)觀測(cè)結(jié)果組另U訓(xùn)練前訓(xùn)練后訓(xùn)練組38.2±3.533.1±3 1 *對(duì)照組40.0±4.038.9±3.5* *與訓(xùn)練前比P<0.01# #與對(duì)照組比P<0.01答：因?yàn)闄C(jī)關(guān)兵與連隊(duì)兵是不同的，所以如果用機(jī)關(guān)兵作對(duì)照，不符合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)中設(shè)置對(duì)照對(duì)均衡性（是 指在設(shè)立對(duì)照時(shí)除給予處理因素不同外，其他對(duì)實(shí)驗(yàn)效應(yīng)有影響的因素盡量均衡一致）的要求。這是該實(shí) 驗(yàn)設(shè)計(jì)的錯(cuò)誤。為了觀察寒冷對(duì)動(dòng)物鳥(niǎo)中17-KS排岀量的影響，實(shí)驗(yàn)安排了營(yíng)養(yǎng)正常組的

23、大白鼠在寒冷前與寒冷后分別測(cè) 定尿中17-KS排岀量，請(qǐng)問(wèn)這個(gè)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的模型是什麼？單因素重復(fù)測(cè)量資料的方差分析，同源配對(duì)設(shè)計(jì)！發(fā)病率與患病率的差別，前者是率后者是構(gòu)成比。T檢驗(yàn)的作用是確定樣本與總體或是兩樣本間的差別是隨機(jī)誤差而不是由處理的系統(tǒng)誤差引起。（四）相關(guān)與回歸的區(qū)別和聯(lián)系1. 相關(guān)與回歸的意義不同，相關(guān)表達(dá)兩個(gè)變量之間相互關(guān)系的密切程度和方向?；貧w表達(dá)兩個(gè)變量之間的數(shù)量關(guān)系，已知X值可以預(yù)測(cè)Y值。從散點(diǎn)圖上，散點(diǎn)圍繞回歸直線的分布越密集，則兩變量相關(guān)系數(shù)越大；回歸直線的斜率越大，則回歸系數(shù)越大。2. r與b的符號(hào)一致同正同負(fù)。它彳門的甘號(hào)取決于G3. r與b的假設(shè)檢驗(yàn)等價(jià)意義：若r

24、的假設(shè)檢驗(yàn)拒絕 H0,認(rèn)為p工0，則b的假設(shè)檢驗(yàn)也一定會(huì)拒絕H0，認(rèn)為B工0。若r的假設(shè)檢驗(yàn)接受H0，認(rèn)為p =0,則b的假設(shè)檢驗(yàn)也一定會(huì)接受 H0,認(rèn)為B =0。4. 可以用回歸解釋相關(guān)r2稱為決定系數(shù)（coefficient of determination ），反映了回歸平方和占總平方和的比例，其越接近于1，回歸直線擬和的效果越好。反映回歸直線擬和效果的兩個(gè)指標(biāo)：r2和sYX。r2越大，sYX越小，回歸直線擬和效果越好。秩和檢驗(yàn)主要適用于以下情況：數(shù)值變量資料：嚴(yán)重偏離正態(tài)分布或者分布未知。數(shù)值變量資料：完全隨機(jī)設(shè)計(jì)中方差不齊。(1-3 )有序分類資料（等級(jí)資料） 注：但數(shù)據(jù)滿足參數(shù)檢驗(yàn)

25、的條件時(shí)，若采用秩和檢驗(yàn)，會(huì)降低統(tǒng)計(jì)效能Mo(kl SiMiMniryMod&lRR SquareAdjuste J SquflreStd, Error of the Estimate1廠刑陽(yáng)U l川Ij Predidois (tSonstartOW®相關(guān) 決定 調(diào)整疋 系數(shù)F系數(shù)盧ANOVAb回剩舊 s SS s SSModel-RggressionREsitju 辿Tolal則闕門詢?nèi)彰鏢um of 州4硼4肪。叫2510.00241 4 92035 363FB8.290：H：LN自由度同歸及MS杠冋直F=f2j k截距耳 可歸系數(shù)bModelUn standardize

26、d CoefficienlsBlandardizedOaefficienlstSig8Std. ErrorBetaM4J1 Q713022311E003*'30 274| 3 663 |1911 I| 6 26411 000Coeffldeiifs1白.Predidors: (Cc nsta nt), ft，車扌旨數(shù) 雷 Dependent Vari able: JftSgU環(huán)標(biāo)準(zhǔn)化回歸系敎E值（二）完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的兩樣本均數(shù)比較（兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)）方差齊性檢驗(yàn)Levsne"s Test forEqliahti' MFri自EL呂i口ft靜鐵運(yùn)目Equsi*ariari

27、r&$assumedEqual dances nol assumed.12fl724 IJ-8 012liidppnl«« £刑屮護(hù)弓 Ter12.7?f值（）校正f值23Sig >ljiled：Mean Differents000-39974ODD.3897 +,044U_Ste ErrorD帕怡“苗Q4423當(dāng)尸0.05,選擇f檢驗(yàn)；當(dāng)P（L05 ,選擇校正能驗(yàn)。的Mil（一）完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的單因素ANOVArTfrst of FkiinogMieily of x/m uwces載脂蛋白*方差齊性檢驗(yàn)LeveneStatisticandf2Sig.

28、615 |r 2271盹iF值P值間內(nèi) 組組總1Sum of Squaresn-Mean SquareFSigBetween GroupsWithin GroupsTotal23840265497.8367881 862227291192.013203.6245.854.008SSANOVA MS戟脂峯白.隨機(jī)區(qū)組方差分析MS戸值處理一 配伍一 誤差一SourceTvpe III Sum DfSauaires.dtMean SauareFI Sic.Corrected Model Intercept760.291a12350.501755.529 3762 49.07813176.87081BJ6951326 n 11153.65812358.5012551761.8810180100101510 97031 196.230.001.0