人衛(wèi)第七版醫(yī)學(xué)統(tǒng)計學(xué)課后答案及解析-李康、賀佳主編

1、人衛(wèi)第七版醫(yī)學(xué)統(tǒng)計學(xué)課后答案李康、賀佳主編第一章緒論一、單項選擇題答案1.D2.E3.D4.B5.A6.D7.A8.C9.E10.D11、E12、C13、E14、A15、C二、簡答題1 答由樣本數(shù)據(jù)獲得的結(jié)果，需要對其進行統(tǒng)計描述和統(tǒng)計推斷，統(tǒng)計描述可以使數(shù)據(jù)更容易理解，統(tǒng)計推斷則可以使用概率的方式給出結(jié)論，兩者的重要作用在于能夠透過偶然現(xiàn)象來探測具有變異性的醫(yī)學(xué)規(guī)律，使研究結(jié)論具有科學(xué)性。2 答醫(yī)學(xué)統(tǒng)計學(xué)的基本內(nèi)容包括統(tǒng)計設(shè)計、數(shù)據(jù)整理、統(tǒng)計描述和統(tǒng)計推斷。統(tǒng)計設(shè)計能夠提高研究效率，并使結(jié)果更加準(zhǔn)確和可靠，數(shù)據(jù)整理主要是對數(shù)據(jù)進行歸類，檢查數(shù)據(jù)質(zhì)量，以及是否符合特定的統(tǒng)計分析方法要求等。統(tǒng)計

2、描述用來描述及總結(jié)數(shù)據(jù)的重要特征，統(tǒng)計推斷指由樣本數(shù)據(jù)的特征推斷總體特征的方法，包括參數(shù)估計和假設(shè)檢驗。3 答統(tǒng)計描述結(jié)果的表達方式主要是通過統(tǒng)計指標(biāo)、統(tǒng)計表和統(tǒng)計圖，統(tǒng)計推斷主要是計算參數(shù)估計的可信區(qū)間、假設(shè)檢驗的P值得出相互比較是否有差別的結(jié)論。4 答統(tǒng)計量是描述樣本特征的指標(biāo)，由樣本數(shù)據(jù)計算得到，參數(shù)是描述總體分布特征的指標(biāo)可由“全體”數(shù)據(jù)算出。5 答系統(tǒng)誤差、隨機測量誤差、抽樣誤差。系統(tǒng)誤差由一些固定因素產(chǎn)生，隨機測量誤差是生物體的自然變異和各種不可預(yù)知因素產(chǎn)生的誤差，抽樣誤差是由于抽樣而引起的樣本統(tǒng)計量與總體參數(shù)間的差異。6:答概率分布菱示他機變最所有可能的收值與否取戊下所發(fā)生的概率

3、之陽的對應(yīng)關(guān)系，用以全面地衣述隨機變后取值的概,即通過防機變址的概率分布，可以計算其任意取值的概率.在統(tǒng)計學(xué)匕統(tǒng)計推斷的緒論都是基于一定概率得出的,微率P值的計算口;以笠據(jù)株本統(tǒng)“鼠的概率分布用到口第二章定量數(shù)據(jù)的統(tǒng)計描述一、單項選擇題答案1.A2.B3.E4.B5.A6.E7.E8.D9.B10.E11、D12、E13、E14、C15、E、計算與分析1I參考答第I-?.4342964心435同535255小。8242印5上55,T-126(inimil1.)W4n4413/=-f-=4.36(rnmolT)L|等考答案|(D堀電喻跤表，KM!00M3040歲健康,干血清屬IH固雷彼韻頻狂興甘

4、油三地HmgHL)(0格程期數(shù)仆)0)1g22im46t卻11171715sU總1如一2?661312T2依30D13看53i57*292225?797245-100】卸Oil1U>畫史方圖!箕比1000),獨胡與星京男I由潔不同市尊府胸瓢分用=175.4(mgdl)Fc(1055”？HI25r.勃算4劃£+75黛3If%H=勺=170+-"115=17我4fmgMJ)Mi述力力隹隹的白用:文計豈指札近粗屋從亞分布,慮用均數(shù)較為合日m融門分位敢,=125+1000.()5-2=155+100匿。15二17/5,-200+5x15-203,(rtgAIlJ品.130+1

5、爪口邠一%5=2弱11警考答案1肝嗚嘀氏與1卜第人的th二乙肝喪ri闈M“山押4那;.灣鼻低用股LW正常人裁肝冉的人教LQIgxg、R71。.如呂洪心或t1AE.1Zll6/Q24(13工$1.?1151"3N3十1,05書3626012Ham2.11于行01241ono24T曾計16W*1ly24空附Gi1/口?則kmu叫曰尢陣】8&1L|I597)3941.,19,24.m,1597Gtlz()=1&G_=Ip()4()J匕帕/H上而'正常人乙Iff表面抗用*EtB*Ag精隹為l.lv小崎樹A哪衽南抗爆；1球”)浦府內(nèi)1：國4|參考答案山夠孔景津貨術(shù)前均值

6、=印工4噌畫1,術(shù)后地值=12/2rlsmh手術(shù)前后兩空均值用x枚上,技強擇吸侔樂故:t為此必F術(shù)前E熱據(jù)變異恃田匕較合適.術(shù)fjHT=&72A=seu,t5'=-即一乩n67N4求IT-iri,101.2710127仃'=79U1272可以有出：以標(biāo)港差作為比做兩組受中詁況的指標(biāo).易夸大手案前血土L也廈的受洋.第三章正態(tài)分布與醫(yī)學(xué)參考值范圍一、單項選擇題答案1.A2.B3.B4.C5.D6.D7.C8.E9.B10.A11、E12、C13、C14、B15、A二、計算與分析h|參考答案已知12歲健康男童的體重近似服從正態(tài)分布，求體重在某個范困內(nèi)的人數(shù)占總?cè)藬?shù)的比例，即是

7、求此區(qū)間內(nèi)正態(tài)曲線下的面積問題，可通過標(biāo)準(zhǔn)化變換.借助標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布曲線下的面枳求得比例：訃算參考值范用應(yīng)采用正態(tài)分布法.計算V=50所對應(yīng)的E值."三衛(wèi)=辿二曳1=2.211根據(jù)正態(tài)分布56.19的對禰性可知，7口2力右便|的尾剖面枳與巨-2.21左側(cè)的尾部面枳相等.故fir附奏1得3(-221)=0.0136,即理論上讀地12歲健康男童體重在50kg以上者占談地12多犍康男童總數(shù)的13f產(chǎn)明分別N算工：=30和丁=40所對而的二血得到馬二”.02和三F.60,直附表1得女12)=01539和0(-0,60)=0.2743.因此GQ6O)-G(-LO2)=(l-G(旬60)-5(-L

8、Q2J=(1-O.2743)-O1539=Q57IX,即洋論上該地12歲健康男童體虛在鉗f403若占垓地12歲健康男童總數(shù)的SZ1JR4,光附息1.標(biāo)準(zhǔn)正毒分干i曲續(xù)下無向面積為010所對質(zhì)的二值為-125U所以該地80%的12歲犍康男童體邛僮集中在區(qū)間支±12KS內(nèi).即283844.22網(wǎng)&可用正態(tài)分布法末后計冬考他的國，應(yīng)計算收制95曙參老仇蚯國X±二酎、S=S6.311,96x641)-(24.17.4&*)kg即泣地123建康%率體事的95%參考值莪惘為24.l7-4E43k生.2參考答案題中所給資料屬于正偏態(tài)分布資料，所以宜用百分位數(shù)法計算其參考值

9、范圍。又因血鉛含量僅過大為異常，故應(yīng)計算只有上限的單側(cè)范圍，即95P。第四章定性數(shù)據(jù)的統(tǒng)計描述一、單項選擇題答案1.A2.C3.D4.D5.E6.E7.E8.A9.D10.E11、E12、B13、D14、C15、D二、計算與分析1 參考答案不正確，因為此百分比是構(gòu)成比，不是率，要知道男女誰更易患病，需得到1290名職工中的男女比例，然后分別計算男女患病率。2 參考答案不正確，此為構(gòu)成比替代率來下結(jié)論，正確的計算是用各年齡段的死亡人數(shù)除各年齡段的調(diào)查人數(shù)得到死亡率。3 參考答案不正確，此為構(gòu)成比替代率來下結(jié)論，正確的計算是用各型肝炎的新病例數(shù)除以同時期內(nèi)可能會發(fā)生該病的人群人口數(shù)得到發(fā)病率。4|

10、參考答案|十，曠的匚人，群標(biāo)準(zhǔn)化一胸情，工齡.年:)標(biāo)準(zhǔn)內(nèi)盤'甲獷乙r林期患病人敷收患病感M期患病人出。1SCIK0lK6129C2030661W192(1422610-30J55632.4344211.5441U合計24754SI446VI甲礦塵肺林漉化后患瞞率X100%=329%24764乙甲生幃林演化后患點率=466>100°c=24764用礦少肺想病率高于乙礦塵噸患病濯.工工參考答案消除年的構(gòu)成影響后兩地死亡率的比較生靜：尚加標(biāo)準(zhǔn)人口數(shù)甲地區(qū)乙地區(qū)蟆死亡主低期死亡人數(shù)厚死亡率%、懂期免亡人骸07000201403021025(5000Jpj24o503tW65-

11、700042070合葉20000頒1000甲地區(qū)標(biāo)準(zhǔn)化后的總死亡率為：4=出_冥1000知二40220000乙地M標(biāo)準(zhǔn)化后的總死亡率為工與二竺匕內(nèi)o(x%=50%20000口;見，甲地區(qū)標(biāo)化后的芯死亡率低于乙地區(qū)標(biāo)化后的總?cè)淹雎?第五章統(tǒng)計表與統(tǒng)計圖一、單項選擇題答案1.E2.D3,B4.E5.D6.E7.E8,E9.E10,D11、B12、B13、D14、A15、1.參考答案本表的缺點有：1、無標(biāo)題2、橫表目與縱標(biāo)目分類不明確，標(biāo)目設(shè)計不合理“合計”不清晰，不便于比較分析3、線條過多，比例數(shù)小數(shù)位不統(tǒng)一。某岫居民腑腫手度和瘧疾曲膜流片檢位結(jié)果的關(guān)痂算押一通察此膜陰性惡桎虐間日一止膜理性吾何世

12、01股,數(shù)向成比(%陽爵構(gòu)成比(%)網(wǎng)費構(gòu)成比心。)阿跤構(gòu)成比(%1122105K6O6g656g73H1713P4彈.口TO57286t4woo5714927141=-<026ISS76963OK519.23114231真他4375000t)(N>1250012500合計2221747S赭2S12.61209.014821622.參考答案本題應(yīng)用直方圖表示839例正常人發(fā)汞值分布情況，由于最后一組的組距與其它組不等，需要變成等組距。為保持原始數(shù)據(jù)的組距一致為0.2,把最后一組頻數(shù)轉(zhuǎn)換為36/(0.6/0.2)=12某地”當(dāng)年后勿闌正常人邕*分布圖3.參考答案將表中數(shù)據(jù)繪制成普通線

13、圖可以看出：60歲之前，男女食管癌年齡別發(fā)病率隨年齡增長的變化趨勢差異較小，60歲之后，男性隨年齡變化食管癌發(fā)病率比女性增長較快，差異明顯擴大。將表中數(shù)據(jù)繪制成半對數(shù)線圖可以看出，不同性別食管癌年齡別發(fā)病率隨年齡變化的快慢速度相當(dāng)，且女性的趨勢和轉(zhuǎn)折點更清楚。應(yīng)用半對數(shù)線圖能夠更恰當(dāng)?shù)乇硎局笜?biāo)的變化趨勢英地氯年不同性利卡管匠年舲別笈希里引量比較半對數(shù)線圖）第六章參數(shù)估計與假設(shè)檢驗、單項選擇題答案1.E2.D3.E4.C5.B6.E7.C8.D9.D10.D11、B12、E13、B14、A15、B1 .參考答案樣本含量為450,屬于大樣本，可采用正態(tài)近似的方法計算可信區(qū)間。樣本含量為456屬子大

14、樣本.可采用正態(tài)近似的方法計算可信區(qū)間.下=IW4s=】$月=45。=0.07955可值區(qū)間為:下限：丁-%,；工A：二101H一1960.07:10L2“g，L)上限；1+uqxS=t0k4+L96x0.07=10L54(gL)即該地成年男子紅細(xì)胞總體均數(shù)的95線可信X間為101.26-101.54g/LD2 .參考答案根據(jù)已知條件可知1n=1022n=1041p=94.4%2p=91.26%根據(jù)已知條件，可知，值=1。3珥=104.=94.4%-死=91.269口P-A+A102x0.944+1D4x(J-91261r口口“i=92.S'”102+104A-Ps)=0.036兩組效

15、率差值93%的可信區(qū)間為：(R-pj±M0nsM=(0.94409126)±1.兆*8036=(-0.039,0.102)凰曲組治療細(xì)菌感染有效率差值95輻的可信區(qū)間為-l»MKm).3 .參考答案均數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤可以用來衡量樣本均數(shù)的抽樣誤差大小樣本含量為100,屬于大樣本，可采用正態(tài)近似的方法計算可信區(qū)間。因為100名曾患心臟病且膽固醇高的子代兒童的膽固醇平均水平的95%可信區(qū)間的下限高于正常兒童的總膽固醇平均水平175mg/dl提示患心臟病且膽固醇高的父輩其子代膽固醇水平較高即高膽固醇具有一定的家庭聚集性。:;總數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤可以用來衡量樣一本均數(shù)的抽樣誤差大小.即

16、=3,C2精本含量為100，尾大樣本，1采用正態(tài)近似的方法計算可信區(qū)間，A-2G7.5.S三陽n-I(MX=3JT則"外的可信M何為，卜瑯，了一q二乂工二207.5-1.96x320L62(mg.dl)上飛，T+w(rZx=207.541.96«3=21338(ing.dl)故諼地tOO名兒書的膽固1T為水平的95%可信區(qū)間為20L62'2l3.3XnigdL因為10G名曾患心臟痛且膽固醒高的子代兒童的膽固醇平均水平的93%5得區(qū)間的下限高于正常兒童的總膽固醇平均水平175n唱研，提示患心贓病且膽茂砰高的父輩.用子代陽周而水平費高,跳高膽固府員行一定的家庭聚集性第七

17、章t檢驗一、單項選擇題答案1.E2.D3.E4.D5.C6.E7.C8.C9.B10.B11、C12、A13、E14、B15、E1.參考答案采用單樣本均數(shù)t檢驗進行分析。采用單樣本均數(shù)檢驗進行分析,【1）迂，檢驗住設(shè)*確定愴臉?biāo)?#171;談廠成年男子血紅皆白均值與一般成年男子和同.才生，該廠成年男子血紅蛋白均值與一般與年男子不同a-G.052）計算檢貌統(tǒng)計置丁一用T-M，_125-140I-r'一L-S-S/415d303）根據(jù)戶值，作出推幅結(jié)論自由度內(nèi)“=304=29+查附表2«,1hqsi"2-U45因為I："俞朋工2"故產(chǎn)。0九按49

18、05衿驗水相拒能接受4.以認(rèn)為涯廠成年男子血缸黃白均值與一般成年男子不同.該廠成年勇于血”翼白均僅低于一般或年里子.2.參考答案本題為配對設(shè)計資料采用配對樣本均數(shù)t檢驗進行分析本題為配對設(shè)計資料，采用配對樣本均數(shù)，檢驗進仃分析建立檢驗假設(shè),確定檢騏水平/：h小，成人耳垂血和手指血白細(xì)胞數(shù)差異為罕心必.成人耳垂血和手指血白細(xì)蒯數(shù)差臥不為零tf-0.O5d=£d.5=1L612=0.967=3.672工=11.6,匯/=20.%才-。_Z。967飛_SJ&-。912血根據(jù)P值,作曲推斷結(jié)論1=32常上尸605,拒絕接受從差別有統(tǒng)計學(xué)意義.可以伙為兩者的白細(xì)胞數(shù)不同口3.參考答案由

19、題意得Xt=2.067,5,=I0J5;X3=&323方2alJ07本題是兩個小樣本均數(shù)比較，可用成組設(shè)計t檢驗，首先檢驗兩總體方差是否相等。%'m即的總體方差相等外即的總體方差不等41=0.05M：HOT1F=1.19Sj!.015心噸，=，S3%L19.FvE皿工,川T故Pn065，按山=005水準(zhǔn)，不拒絕叫,差別無統(tǒng)計學(xué)意義M故認(rèn)為健康人與川度肺氣腫病人6抗旗蛋白酹含量總體方墓相等，M直接口的獨立界和均粒比技的I桂齡.（1）建立檢驗鬟設(shè)，確建檢驗水乎山小尸出,健康人與山度肺氣腫病人抗腱天白酹含量相同叫火，健康人與人度肺氣體病人力抗胰蛋白酶含健小人"=03濘算檢驗

20、統(tǒng)計埴（3）根拂產(chǎn)值,作出推斷轉(zhuǎn)論r-5.6J>tAMiytii,產(chǎn)40.0。1,拒接受,差別有統(tǒng)計學(xué)意義,可認(rèn)為健康人與III度肺氣腫病人/抗胰祈白酶含量不同n4.木靄米用兩獨立樣本幾何均數(shù)比較的檢驗U，=Z跖9nP<0.05,拒縮九，接受%,基制有統(tǒng)計學(xué)意義，可認(rèn)為兩組的平均效價有差別。5.參考答案本題是兩個小樣本均數(shù)比較，可用成組設(shè)計t檢驗或't檢驗，首先檢驗兩總體方差是否相等。由題意得-4k口n96.53,=7.66/工鉆,/福93.731名不M.97本題是兩個小桿本均被比較,呵川成氨設(shè)計檢空或士檢駿，首先檢驗的總體方差是心相等心/=#3即曲總體方差相等口；#廿即兩

21、總體方差不等卜=a.82故產(chǎn)0.0&，差別有統(tǒng)計學(xué)意義按S=0一05水準(zhǔn)r拒絕乙,接受成尸也認(rèn)為男、女大學(xué)生的血清谷胱甘肽過氧化物酶的活力總體方差不等,不能直接用俄獨立桿.本均數(shù)比較的；檢隘，而應(yīng)用的獨立樣本均數(shù)比校的E桎隘.I；？幻叫I亡但”m)05t按江-0一0后水沌不拒第%3差別無統(tǒng)計學(xué)意義.尚不能認(rèn)為男性與女性的GSH-PX有筆別.第八章方差分析一、單項選擇題答案：1.E2,B3.C4.E5.D6.D7.D8.D9.D10.C11、A12、B13、B14、C15、B二、計算與分析1 .參考答案本例為完全隨機設(shè)計三個均數(shù)比較問題，若資料滿足方差齊性要求，可采用完全隨機設(shè)計方差分析

22、。果用Bartlet【法方差開性檢驗,犬的.*0。，按4）.10檢驗水浪，不拒能叫.尚不能認(rèn)為3個總件方差不齊因此，陵料滴足方墓分析條件.方差分析具體力驟;。）提出檢睨假設(shè),確定檢驗水淮,九：必心孫，即三種病情傕性乙型肝炎患者血清好落匕水平總體均數(shù)相M耳：出“小不會相同.即三種病情慢性乙型肝炎思考旭清在找L水平總體均數(shù)不企相同比=0.05C2）計算檢驗統(tǒng)計量”值完全解機注計的方差務(wù)析表變異來孤平方和的白由度尸均方M5F值總變異1L網(wǎng)訐35處理組同11口弟行25.3場S8S.58g05但內(nèi)逆差:。網(wǎng)33O.OOC213）確定產(chǎn)俯，幗出推斷筒論分子門由度12*分母力由度I.制，Ek界值表1方差分析

23、用工因f界電表中無卜*-33,取1*時-31,丹加-工wV由于尸A產(chǎn).岫口揚I從而P<0.0"按艇，工SQS的檢驗水準(zhǔn)拒絕人,可以認(rèn)為三種病情慢性乙期肝炎患黃血清SFSL水平總體均數(shù)不仝相同.2 .參考答案本例為隨機區(qū)組設(shè)計三個均數(shù)比較問題，若資料滿足方差齊性要求，可采用隨機區(qū)組設(shè)計方差分析。采用法方爰齊性檢驗，/二工,氏>0.10,按廿Q10檢驗水準(zhǔn)，不拒留巴尚不能認(rèn)為3個總體方差不齊.因此，資料淌足方差分析條件口方差分析步舞如Z口）建立檢險假設(shè)，確定檢履水推即3組大鼠總蛋白水平的忌體均值相同孫何：m.%出不全相等，即3組大鼠總蛋白水平的總體均值不全相同外口,吸不同區(qū)組

24、大鼠總蛋白樂平的總體均值相同匕他=產(chǎn)也不全相等,即不同區(qū)§1大鼠總蛋白水¥的總體均值不仝相同a=0.05（2）才算檢電統(tǒng)計量尸值隨機區(qū)跟設(shè)計的方差分析表變異來源T方和必門由度p均有WSF值總變異9.810935處理組向9.551221.7756719.90區(qū)繳問0,1138110,01031.56俁差0.115922(1加56（3）蠲定尸（乳做出他新結(jié)論用于處理因素，分子自由度/口2,分時門由總«22.查尸界伯表（方差分JiPGX析用T&*m=3,44.由于F=71%80，F(xiàn)>故差別有統(tǒng)計學(xué)意義.按照.二0.05的檢驗水鞋F(xiàn)拒幽"e，可認(rèn)為

25、m組大鼠總蛋白水平的總體均值不仝相同：對于區(qū)組因素B,分寸自由度=11,分破門由度F.一口，查F界值表E方差分析用），產(chǎn)3=2,271內(nèi)插值法）.由于P=L56,r%5“制什泗.05,按照注;0.05的檢的水準(zhǔn),不拒絕巧.尚不能認(rèn)為不同性別、體堇大鼠總蛋白水平的總體均值不同.3 .參考答案本例為析因設(shè)計均數(shù)比較問題第九章卡方檢驗一、單項選擇題答案：1.D2.C3.E4.C5.B6.D7.C8.B9.E10.C11、E12、C13、C14、B15、A二.iHg分析i.苜先將數(shù)據(jù)列成下表u組別例救死亡存活病死率工)西醫(yī)疔法1021*的1.2.75回醫(yī)打法加中展療法inyg1SU4.m捌222EJ0

26、入5&CD建立檢驗假設(shè)下碗定檢驗水施IT.,：T,.7,1即兩組病人的總體病死率相等明：了一心J叩曲組病人的恁體病死率不等u匚o.&iC2)計算檢聆統(tǒng)計量按年用公式訂算，即(nxuflRg)1x29i60422x269«in2xlfi9(3)確定P值，作出推斷結(jié)論乩F支附表7的尸分布界值表濯.按仃Q加水箱拒筮心，接受孫,H以認(rèn)為的翼病人的總體死亡率不等,即可認(rèn)為電她用西醫(yī)療法盥的痛況率較高.2參考答案由于有格子理論數(shù)小于1故采用精確概率法。按照周邊合計最小原則可能的組合數(shù)為5+1=6?？赡艿慕M合情況如下表。<1>建立檢驗假設(shè)弁砌定檢驗水塞"小力廣

27、江門即兩種不同疔法的患看病死率相等"一寸即何和不同療法的患者病死率不等a=fl.05O計算概率在四格表用地合計數(shù)不變的條件下，表內(nèi)4個實際瓶數(shù)變動的組含數(shù)共有*附動會計中品小數(shù)*1"個即5+1=6個，根據(jù)公式(9-7)沖算各種組合的四格表概率，第果見下表例如實際觀察到的四格表資料的概率為何！14!77即八”一P=0.0&05S165!3n2!S2!.久科盥A的網(wǎng)格去計算的概宓四格女序號存活死亡叫P戰(zhàn)019S-415000007367121。4-3JL5OCX2.15.303S36534-122-L.B0.1671«6445liI-

28、0.1504178566356140"5<1382041(3)確定累計概率產(chǎn)值，作出推斷結(jié)論雙側(cè)粒船，在四格表同辿合計數(shù)不變的條件卜，口值的理論薊數(shù)為Tn=7o=(9X9)乩1.76在實際觀察楸數(shù)口=7時,口"/=|7476|=2.2九觀察上述9個2萬之表，仃值越大，工值越小，回Q值越大1。值越小，。拉越丸忖/J值越大n若拒絕/,P值的計算陽包括U-工"23的四格表的概率之利或計算P小十寸的概率之和V雙側(cè)累中Mt率口值為P=P(l)+P(2)+P(3)+P(4)=0.000073+口.00249540-030389*0.16714a-0.200根據(jù)所得P值，

29、在=0.05檢驗水準(zhǔn)下，不拒絕H0,尚不能認(rèn)為兩種不同療法的患者病死率不等。工f參考魯案Cl)建立檢驗假設(shè)并確定檢鑒水準(zhǔn)%;三種薊狗降血晰的肓效率相等%，三種藥料降恥脂的有效率不全相等=0.05(2>計算檢驗統(tǒng)計量按公式(%9)計算一俏：I如25M274022Z-29+x(+卜fr+J)143m22014Sx7487x220E7乂74S2«220合2葭74=2Wx(D,4SI4+0,QSK24-0,IRKI+0,1132+0.H73+fi1055I)ufJIY二門-D27)“C)覘定P值r作出推斷結(jié)詒杏/界伯表得P工0.01.在仃M105的檢驗術(shù)淮下，拒觸丹口，接受出,可以認(rèn)為

30、三種藥恢降肥脂困召效率不全相等。4.1 等答案1(1)理立檢驗假設(shè)并確定橫船水準(zhǔn)Ha柄組患者恥型分布息體枸成比相同Hlt兩翅患考肽型分布總體構(gòu)成優(yōu)不相同<7=0.05(2)計算檢驗統(tǒng)計量按公式(S-10)市算"值；rfid，47161J2114213O33+113J,'玉山X(-1I+IiIII)1R9MCQ.Ifi9x77ISMx951R9M34U9x102119x77H*)x95LI9k34=0.608k=(2-(X4T)二3<3)喇定Plti,作出推斷結(jié)論肯附表7得P>0.Q5,在仃=。，。5檢驗水準(zhǔn)下，不拒絕事,尚不能認(rèn)為兩組患者血型分布總體構(gòu)成比不

31、相同.5. #»«由于有格子的理論數(shù)為KT4.因此采用連續(xù)校正方法.<1>建立檢驗假設(shè)并確定檢驗水準(zhǔn)H小3=%即兩種羽物預(yù)防兒童的佝倭病患病率相等小二斤小匕，期兩種藥物頻防兒童的狗僂病急病率不等貓=0.CMC2)計算檢驗統(tǒng)il量本例0=5配但有1個格子的理檢頻數(shù)繚于4,為1玄小5,需用四格表資料儲檢驗的校正公式(9-5)或公式(9飛3本例用&式(96)計算校正產(chǎn)值：2加回加耳5ti/2)5fijft.05Hk42b40x16vt.：(21X2IE<30確定P值，作出推斷需檢以=1方附表7的/界值表得"。45口按uO0水準(zhǔn)，不拒絕見,尚不能

32、認(rèn)為兩舛藥物用防兒童的佝僂病患病率不等U確定P值，作出推斷鰭論有d界值表得80.01,按“-口m水準(zhǔn)，拒鮑"可以認(rèn)為兩種培養(yǎng)苗的陽性培養(yǎng)照果不同。第十章非參數(shù)秩和檢驗一、單項選擇題答案1.A2.B3.D4.C5.E6.A7.E8.A9.A10.E11、E12、E13、E14、A15、A二，計n分析i.。號答案C1)建立假設(shè)檢驗叫差值總體中位數(shù)為零差值總體中位數(shù)不為零“=0.05<2>討算統(tǒng)計量見下表iQ片受溫首針剌腹中穴時后痛困編號粉刺前針刺后笠偽欷雙160061.0101.2600700ino453SES575-110-&41050690450-10S90060

33、0-3008561125142530085714001350占白-Zg75082575391ODO800200-7101&DO1400-100-4.5介計T*=17T=38丁中十升33=55,總秩和川舟1".，.拉山1口十|)人5.計算選福競漢T«nln(7T_)173普表及絆論現(xiàn)”*10,查丁升值表4回制S-47TTH7留在此范國內(nèi)，P>0.05,癡0.州檢驗水咕/、拒絕牙戶針刺腦中穴前后嘀倒值的差異無統(tǒng)汁學(xué)意義.乙：,，甘茶（1）建立假設(shè)檢驗巴；基但總體中位數(shù)為零出，差值總體中位數(shù)不為零aOlOS（2）油算統(tǒng)計量見卜表）健康更廣服用的溶箭或構(gòu)粉片的后的精液

34、中精廣濃度（7j/ml）編號釬刺而針刺后秋次1500062-534022200056M-16400-7守59003700-5500百4440050006002560006300JOO1655001200-5300-5726000180024200£858002200-3600V介計T*aT.=23Z+7.=333=3&息勝和N“+L），左S（g+D也*+計庠港確尢攢T=ninC7；./.）-3（3）態(tài)表及結(jié)論M»=a蜜,界值表幾的=3-3丸T3恰好落在界點上上）Q5,按B-a值槍驗東推，指第H的接受比,可認(rèn)為健康男子服用腸溶醋酸棉的片前后的精液中精子濃度有差舁.3.

35、*#»*CD建立做武校跪J小網(wǎng)感年分布世置相同Jiit的總體分布應(yīng)置不同cr*O.ft.5C2）計算拄計量梆兩樣本21個數(shù)州由小到大統(tǒng)一編秩,犯下表：兩種銅刺吃鼠體堇增加呈（膜將蛋白組校淺候蛋白組秩次83565197a口2.51041C外J.510711S7S4mis的G119149471231610191241710711.S3IB1221，1419146也14620UI21172.5(>58,5g7=5S.5（3）衽表與結(jié)論/丑9，r”I2,=3按以=03,疊r值表得范用了112工田為e58.5己L超出范圍，故PfMS,拒鮑接受,即兩種飼料對雌鼠體盤增加有顯著雷響.K參考答

36、案<1)建克假設(shè)檢驗“小兩般體分布位置相同的總體分布位置不同aO.O.S(2)計算統(tǒng)計量將兩樣本17個數(shù)據(jù)由小到大統(tǒng)一編秩,見下表:拈作業(yè)與4輪作業(yè)|：入的加鉛值(ugZioog)1卜鉗偉業(yè)盥我次船作出空秩次515179515ifi10,5632012742514953415U642161J7441715A1R1052111595(Tj)915(71)(3)近表與結(jié)論、，%”膻*拉八0g合T值表得現(xiàn)同4284.因為r=93£,超出范律I,故PCO.M,拒絕心，接受%F齡作業(yè)工人的血話佇高于非常作政工人的5.8簪*】Q建立值設(shè)檢驗了0：兩總體分布位置相同H戶兩總體分布便置不周&#

37、163;Lf工。55(2)計算統(tǒng)計量橋的櫛木數(shù)據(jù)由小到大院一編帙,見下表:V也眼疆依恰外N視能患者的V效貌察疔效V口膜蚪水緲生理鹽水組舍中范明平均越次鹽水蛆樓和變差R202S1-2SE4529D不變男60困見>1811<KS3D0進步111021IS2-3QJ121920族或4105203-2DT2Q5205合計1169207K7151K一(-7)CI-0.SI-w-n-y18715-91x(3074-1)/H-0.5""""Ilfl7l-2fl7(iRL2ft+1.?S1-ISi4lP-ai+S35jyi2x207x(207-3)L*

38、9;=2.27由于%1.9aPwO.S,拒絕國”接受死，有統(tǒng)計學(xué)意義，可認(rèn)為的總體分布不同即可認(rèn)為/眼的水對近視眼患者的治療有療效。5.Eg(1)建立假設(shè)檢驗明二二一組人的血裝皮質(zhì)醇含量的總體分布位置相M以,：:祖人的血漿皮質(zhì)部雷量的總體分布位置不全相同(2)計算統(tǒng)計量耨：樣本3卜個觀察值貨一由小到大編秩.見卜表：-：煙人的血漿頡1再溯定值(nmol/L)正?；智蠹足鐟Q州次水度質(zhì)除潛第在秋次04106198201S413i1072262.0S10.62225g2.47iao232&g里1105140352110.S411414326371250161562739135.9171S629

39、4.61574192162970IS1162424030今計«.5117S25£u0.05訐莫統(tǒng)計量物一樣本的個觀察值統(tǒng)一由小到大編秩.見卜表：nil一皮成一利庭做正常欣次單純慟Mf秋次皮履除帽;第在秋次0410629.8201S4工之LGiH2.2g2.0S10.62225&247iao2328ga110514025a110.S4114L43263712501615&273913S.917156294.6157.4152162970IS1162424030奇計«.5117525£(3)式表及結(jié)論理#也3月服從自由.度#=上1>&#

40、165;-1=2的/分布，查L界值表為:武廣專戶住，上工：Pe口心按u一0一婚水般，拒絕打©,梭受以，故可認(rèn)為二組人的血漿皮加算含量的總體分布有差別.7.圖希咎案j<n建立假設(shè)拴設(shè)aQ?三蛆病人打總體效果相同巴士三組病人的總體效果不全相M5a0,05(2)計算統(tǒng)市量將三個樣本的資料統(tǒng)一由小到大遍秩,見下表坦忠卉防部手術(shù)的針麻效果針版效果肺痛肺化瓶肺納接合計林用平均秩次肺脂歌和.肺化膿肺結(jié)梭110244R出2J-S2415415996J092n1741S5123S3-205144244B5904W6Qnr193336旃206-293249.54740.38233L5B9K2IV4

41、7S19294-312303111221212424育itSO即5357312R8I4517254.5阻乃*217254.52275H>t十1-3(311+1)=312(312+1)(50105157)5.77H二b=：ft.43223-82+tllJ123+8S*-8®+19s-l?312a-312C3)聲表及緒論期上三工，叫服從自由度,7-17-3二2的/分布，疊/界值表3：心工燈咯/P<03按4M0的木作，拒絕明,接受凡F故可認(rèn)為三組病人的總體效果不全相同.第十一章線性回歸與相關(guān)一、單項選擇題答案1.B2.E3.A4.E5.C6.D7.C8.D9.E10.D11、B

42、12、D13、A14、B15、D二,計律與分析愿L#有善家身高為*，體重為人X幽12，£T=199號工X'=3334”，£¥=693,£Y：三40469,工XT=I!5«S5代入公式(11-均至(U47)得:見:一也外【2jiI0Wx郎I1SR855005由公武已1.他用算相關(guān)系數(shù)多口口Sf，一一Ja05x4+S.25卜面.雙用£檜驗法對相關(guān)系數(shù)進行檢驗.9建立檢驗假設(shè)開尊:fjo1即身高與體重之同不存在線性相關(guān)關(guān)系/：F""印身高與體重之間存在線性相關(guān)關(guān)系u-0.052計算統(tǒng)計量r-12-2=106）確定

43、尸俏，作出結(jié)論E/界值超得北3>，“，P。皿$，心o.ns水瑞祖絕明,接受巴可以認(rèn)為女青年身高與怵窗之間存在糧密句的正相關(guān)關(guān)系.2. 步考瞥案】進食量力X,增重量為匕卬口，£¥旺1亂2丫1666祁河：£F=1670.£F"”目力£。.£=1309%tR由公式（11/司至QL1為計算可3k=1（Z¥）上皿上蹈修1"=】1=JX-=fifififiS?后=7J9+333nII1琢。'I=TY-二二25MC0-4>4?3一nII皿工底8SI6X1S7O%£XY金占一hLW24S一=

44、1343M由公式（1卜14）首算相關(guān)系數(shù)：一一=一倒的<7S（M而x4S4R向6卜而用直表法對相關(guān)系數(shù)進行校驗】卜，U-HR1,mII.一II-2J曲井做表得心因一，.,中也P<0M5r按，工=口也本殖，拒能方”接受修，可以認(rèn)為大白鼠的進食量與體堇的增加危之間存在很高的正的相美性,根據(jù)上表中的數(shù)據(jù)繪制了下福的放點圖，由此圖可以看出3大自瓜的進食量與增重量之間有明顯的戰(zhàn)性的外,故可以考思建立一者之間的戰(zhàn)性網(wǎng)歸方程.由上述計算fa-73943點秣，3=1值（W,移4,1加=4S4?,W6,T774.1R2.71S1彳代入公式UL2）和。卜3）得：班垢4.3375陽.fijfin215d

45、=yJjX=I5J.BLS-O.2J547741鴕=一13003勃去用。IWRU典回歸方程為:y-15.003+0.215Y讓E圖大白鼠的進食量與增重量之間關(guān)系散點用最后，采用方差分析沱對回歸方程作檢蹌：（1J建立假役椅驗；見二爐二0泅:fl/口皿0皿計算統(tǒng)計量,W-Vy10Y）4543ft3S-S26IW4s-n.K.心人=3$特41學(xué)村以-IC門-437bMS口四招*歸日自F.F巴追_.雷JM*nit-rrWMHM'nft=11-2=0確定產(chǎn)胤得出結(jié)論直凡界也表,/皿鵬=HL56,產(chǎn)，幾山，小拒第心，接鱉明，說明大白鼠的速食量與體重增加量之間存在線性同回關(guān)系，也就是說,可以用大白鼠

46、的赳食量來估計其體重的增加量.3. |叁考答案：身高為看體重為匕由題意,7一1都4/=S<fl；r-37.倒聲r-6.67,f-0.74由身高推體重的回歸系數(shù)為片，則l%5明n.74x6.67G7S月61由體重推身高的向打熊數(shù)為孔，則t力0”工電包力*二=0.95Su6.67第12章：多元線性回歸一、單項選擇題答案1.E2.E3.D4.B5.D6.A7.B8.D9.D10.C11、B12、E13、A14、C15、E二.計算與分析參考答案(U模型：r-2J144-0.135+0.923X3(2模型檢驗;制歸力和的方差分析表變異東兩X1m回內(nèi)L5O.KS4275.442J6J540.001L

47、殘差42.03394670息變蚌192<J17偏向W系數(shù)檢驗:儲回歸騙效彷訃站先門變注偏向仃系St/P常數(shù)項2LM、。的0.42。的2X(P.135O.fJ472.K60.0IK7當(dāng)。篁3045J2.H0124(3)空)關(guān)鬃數(shù)收0.皿4=決定系數(shù)產(chǎn)7782】(4)身高的標(biāo)正化偏回用系數(shù)為05641布靜的林琳化偏回歸條數(shù)為。九，參考答案(I)作工高占.A工,'的多元線性加川分你召模型工£二Q829中Q233K+L325KL0.1斛Kl2385T4模型檢驗：融分析表變異來源XSrMSFP回歸3K53f>44632,6I>2K(F>0,0002理#14包62

48、5572650總變煒32U729偏回回系數(shù)檢驗:舊回歸矣基估計結(jié)果自變量偏回口系如標(biāo)布誤iP常邀項-0.82947773-0,020,9163笳(J.2330.1Q71.1H&U250.282470<00001招4),1242.783-O.(M0.9647人3350765-3120.0045白變量一對因變戰(zhàn)的歸具有境計學(xué)意義口模加扶定系數(shù)爐=05641,電相關(guān)系數(shù)為儲=07511：作匕對尤，*丁X*,兒的多元線性同歸分析,用耀理：r=-2B2-h04833Q053”.0294小-0415K模型檢驗營回歸方程的方差分析表變兄來祖VVFP回歸4392.58141O98.H522A9c

49、O.OOOl殘經(jīng)122(>8«f>25JM*35總變KS6D.467偏回歸房加檢蕤，根回回系數(shù)彷'計結(jié)果偏向歸系故標(biāo)準(zhǔn)誤rr常數(shù)頊-21以13.9514)MDS798乂0,4830WK.判<0,000-0.053O.OS2-0.64。“7。耳4,2940SI307203苞-0.4150.223"而0.0749口變量占對因變量的同歸具仃統(tǒng)計學(xué)意義，校型決定系救用力.7825,復(fù)I目關(guān)系數(shù)為*03X46.（2）作匕值對.T”蒼，K的逐步同打分析,令八二匕/上篩選變量的水平為儀法人=口虢串=0.05,得“最優(yōu)”模型：夕03554.U0002<>

50、;4,：-0OO363.r.+0的史工匕多元遂舟回白方弟分析表變異來源SSyA/SP回歸02133531).0944546.«5<00001誤差。0524226000202總變異03357729&元逐戶M門灶果變顯伯回萬篆敷標(biāo)用誤rP常數(shù)0.35543D.0MK4716.14tM刪>4工0002640.00035K76541?冗小川0.D0U4K3M5636.ooom0.0(13330.(X11237290.0120假判決定系數(shù)*R84K,復(fù)相關(guān)系數(shù)為#49186第十三章logistic回歸分析一、單項選擇題答案1.A2.E3.C4.D5.E6.C7.B8.A9.B10.A11、E12、E13、C14、E15、E二.計算與分析1參考答案I采用SPS,進行數(shù)據(jù)分析應(yīng)變量為“療效，自變量為FS情”和“藥物:各變量賦值如下:伊甲藥療效三廠,生效病情=!&quo