醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)習(xí)題(打印)(共17頁(yè))

1、1簡(jiǎn)要回答進(jìn)行(jnxng)非參數(shù)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的適用條件。答：（1）資料不符合參數(shù)統(tǒng)計(jì)(tngj)法的應(yīng)用條件（總體為正態(tài)分布、且方差相等）或總體分布類型未知；（2）等級(jí)資料；（3）分布呈明顯偏態(tài)又無(wú)適當(dāng)?shù)淖兞哭D(zhuǎn)換方法使之滿足參數(shù)統(tǒng)計(jì)條件；（4）在資料滿足參數(shù)檢驗(yàn)的要求時(shí)，應(yīng)首選參數(shù)法，以免降低檢驗(yàn)效能。2你學(xué)過(guò)哪些設(shè)計(jì)的秩和檢驗(yàn)(jinyn)，各有什么用途？答：（1）配對(duì)設(shè)計(jì)的符號(hào)秩和檢驗(yàn)（Wilcoxon配對(duì)法）是推斷其差值是否來(lái)自中位數(shù)為零的總體的方法，可用于配對(duì)設(shè)計(jì)差值的比較和單一樣本與總體中位數(shù)的比較；（2）成組設(shè)計(jì)兩樣本比較的秩和檢驗(yàn)（Wilcoxon兩樣本比較法）用于完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的兩

2、個(gè)樣本的比較，目的是推斷兩樣本分別代表的總體分布是否吸納共同。（3）成組設(shè)計(jì)多樣本比較的秩和檢驗(yàn)（Kruskal-Wallis檢驗(yàn)），用于完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的多個(gè)樣本的比較，目的是推斷兩樣本分別代表的總體的分布有無(wú)差別。（4）隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的秩和檢驗(yàn)（Friedman檢驗(yàn)），用于配伍組設(shè)計(jì)資料的比較。試寫(xiě)出非參數(shù)統(tǒng)計(jì)方法的主要有缺點(diǎn)。答：優(yōu)點(diǎn)：（1）適用范圍廣，不受總體分布的限制；（2）對(duì)數(shù)據(jù)的要求不嚴(yán)；（3）方法簡(jiǎn)便，易于理解和掌握。缺點(diǎn)：如果對(duì)符合參數(shù)檢驗(yàn)的資料用了非參數(shù)檢驗(yàn)，因不能充分利用資料提供的信息，會(huì)使檢驗(yàn)效能低于非參數(shù)檢驗(yàn)；若要使檢驗(yàn)效能相同，往往需要更大的樣本含量。1舉例說(shuō)明總體與

3、樣本的概念統(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；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

4、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）現(xiàn)有樣本統(tǒng)計(jì)量的概率。2.t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?。〞r(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)，

5、要求兩樣本來(lái)自總體方差相等的總體。3.比較(bjio)型錯(cuò)誤(cuw)和型錯(cuò)誤(cuw)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)。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，

6、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？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)

7、，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)？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？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。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

8、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)小；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。 （2）當(dāng)，但有時(shí)，用四格(s )表資料檢驗(yàn)的校正公式(gngsh)或改用四格表資料的Fisher確切(quqi)概率法 （3）當(dāng)，或時(shí)，用四格表資料的Fisher確切概率法1詳述直線回歸分析的用途和分析步驟。答：

9、用途：定量描述兩變量之間的依存關(guān)系：對(duì)回歸系數(shù)進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)時(shí)，若，可認(rèn)為兩變量間存在直線回歸關(guān)系。利用回歸方程進(jìn)行預(yù)測(cè)：把預(yù)報(bào)因子（即自變量）代入回歸方程對(duì)預(yù)報(bào)量（即因變量）進(jìn)行估計(jì)，即可得到個(gè)體值的容許區(qū)間。利用回歸方程進(jìn)行統(tǒng)計(jì)控制：規(guī)定值的變化，通過(guò)控制的范圍來(lái)實(shí)現(xiàn)統(tǒng)計(jì)控制的目標(biāo)。分析步驟：首先控制散點(diǎn)圖：若提示有直線趨勢(shì)存在，可作直線回歸分析；若提示無(wú)明顯線性趨勢(shì)，則根據(jù)散點(diǎn)圖分布類型，選擇合適的曲線模型，經(jīng)數(shù)據(jù)變換后，化為線性回歸來(lái)解決。若出現(xiàn)一些特大特小的異常點(diǎn)，應(yīng)及時(shí)復(fù)核檢查。求出直線回歸方程，其中：，對(duì)回歸系數(shù)進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)：方差分析，基本思想是將因變量的總變異分解為和，然后利用檢

10、驗(yàn)來(lái)判斷回歸方程是否成立。檢驗(yàn)：基本思想是利用樣本回歸系數(shù)與總體均數(shù)回歸系數(shù)進(jìn)行比較來(lái)判斷回歸方程是否成立，實(shí)際應(yīng)用中用的檢驗(yàn)來(lái)代替的檢驗(yàn)。直線回歸方程的圖示回歸方程擬合效果評(píng)價(jià)：決定系數(shù)，如說(shuō)明回歸能解釋，此方程較好校正決定系數(shù)直線回歸方程的區(qū)間估計(jì)：總體回歸系數(shù)的區(qū)間估計(jì)；的區(qū)間估計(jì)；個(gè)體值的容許區(qū)間；2直線相關(guān)與直線回歸的聯(lián)系和區(qū)別。答：區(qū)別：（1）資料要求不同 相關(guān)要求兩個(gè)變量是雙變量正態(tài)分布；回歸要求應(yīng)變量服從正態(tài)分布，而自變量是能精確測(cè)量和嚴(yán)格控制的變量。（2）統(tǒng)計(jì)意義不同 相關(guān)反映兩變量間的伴隨關(guān)系這種關(guān)系是相互的，對(duì)等的；不一定有因果關(guān)系；回歸則反映兩變量間的依存關(guān)系，有自變量

11、與應(yīng)變量之分，一般將“因”或較易測(cè)定、變異較小者定為自變量。這種依存關(guān)系可能是因果關(guān)系或從屬關(guān)系。（3）分析目的不同 相關(guān)分析的目的是把兩變量間直線關(guān)系的密切程度及方向用一統(tǒng)計(jì)指標(biāo)表示出來(lái)；回歸分析的目的則是把自變量與應(yīng)變量間的關(guān)系用函數(shù)公式定量表達(dá)出來(lái)聯(lián)系：（1）變量間關(guān)系的方向一致 對(duì)同一資料，其與的正負(fù)號(hào)一致。 （2）假設(shè)檢驗(yàn)等價(jià) 對(duì)同一樣本，由于計(jì)算較復(fù)雜，實(shí)際中常以的假設(shè)檢驗(yàn)代替對(duì)的檢驗(yàn)。（3）與值可相互換算 。（4）相關(guān)和回歸可以相互解釋。3簡(jiǎn)述直線回歸分析的含義，寫(xiě)出直線回歸分析的一般(ybn)表達(dá)式，試述該方程中各個(gè)符號(hào)的名稱及意義。答：直線回歸是用直線回歸方程表示兩個(gè)數(shù)量變量

12、間依存關(guān)系的統(tǒng)計(jì)分析方法，屬雙變量分析的范疇。如果某一個(gè)變量隨著另一個(gè)變量的變化而變化，并且它們的變化在直角坐標(biāo)系中呈直線趨勢(shì)，就可以(ky)用一個(gè)直線方程來(lái)定量地描述它們之間的數(shù)量依存關(guān)系，這就是直線回歸分析。一般(ybn)表達(dá)式：，和分別為第個(gè)體的自變量和應(yīng)變量取值。稱為截矩，為回歸直線或其延長(zhǎng)線與軸交點(diǎn)的縱坐標(biāo)。稱為回歸直線的斜率。為誤差。4寫(xiě)出直線回歸分析的應(yīng)用條件并進(jìn)行簡(jiǎn)要的解釋。答：線性回歸模型的前提條件是線性、獨(dú)立、正態(tài)與等方差。線性是指任意給定的所對(duì)應(yīng)的應(yīng)變量的總體均數(shù)與自變量呈線性關(guān)系。獨(dú)立是指任意兩個(gè)觀察單位之間相互獨(dú)立。否則會(huì)使參數(shù)估計(jì)值不夠準(zhǔn)確和精確。正態(tài)性是指對(duì)任意給

13、定的值，均服從正態(tài)分布，該正態(tài)分布的均數(shù)就是回歸直線上與值相對(duì)應(yīng)的那個(gè)點(diǎn)的縱坐標(biāo)。等方差是指在自變量的取值范圍內(nèi)，不論取什么值，都有相同的方差。5什么是曲線擬合？它一般分為哪兩類？答：曲線擬合是指選擇適當(dāng)?shù)那€類型來(lái)擬合觀測(cè)數(shù)據(jù)，并用擬合的曲線方程分析兩變量間的關(guān)系。曲線擬合一般分為兩類：曲線直線化法和直接擬合曲線方程。為什么引入?yún)f(xié)方差分析？醫(yī)學(xué)研究中為了比較某些處理因素的實(shí)驗(yàn)效應(yīng)，必須在實(shí)驗(yàn)時(shí)保證處理因素以外的其他因素都相同，或者用統(tǒng)計(jì)學(xué)方法將干擾因素的效應(yīng)從總效應(yīng)中分解出去。協(xié)方差分析正是利用后者的方法處理問(wèn)題。其適用于：一、影響實(shí)驗(yàn)效應(yīng)的因素不可控制或很難控制；二、組間基線的不平衡性。2

14、協(xié)方差分析的應(yīng)用條件一、因變量的樣本來(lái)自于方差相等的正態(tài)分布總體；二、各樣本的回歸系數(shù)本身有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，但各樣本的回歸系數(shù)間差別無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；三、協(xié)變量是數(shù)值變量，而且本身不受處理因素影響。3協(xié)方差分析的步驟一、判斷因變量是否服從正態(tài)總體且總體方差齊；二、分別對(duì)各處理組的因變量與協(xié)變量進(jìn)行線性回歸分析；三、檢驗(yàn)各處理組的總體回歸系數(shù)是否相等；四、若滿足協(xié)方差分析的應(yīng)用條件，則進(jìn)一步比較各處理組因變量的總體修正均數(shù)是否相等；五、若各組的修正均數(shù)不等或不完全相等，則需進(jìn)行兩兩比較。1RC表的分析思路答：RC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念愲p向無(wú)序RC表 RC表中的

15、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(md)為多個(gè)樣本率（或構(gòu)成比）的比較，可用行列表(li bio)資料的檢驗(yàn)(jinyn)；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)行分析。單向有序RC表 有兩種形式：一種是RC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RC表可用行列表資料的檢驗(yàn)；另一種情況是RC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RC表資料宜用秩和檢驗(yàn)或Ridit分析。雙向有序?qū)傩韵嗤琑C表 RC表中的

16、兩分類變量皆為有序且屬性相同。實(shí)際上是22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)宜用一致性檢驗(yàn)（或稱Kappa檢驗(yàn)）。雙向有序?qū)傩圆煌琑C表 RC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RC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)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48.2cm，某醫(yī)生記錄了

17、某鄉(xiāng)村20名三歲男童頭圍，資料如下：48.29 47.03 49.10 48.12 50.04 49.85 48.97 47.96 48.19 48.25 49.06 48.56 47.85 48.37 48.21 48.72 48.88 49.11 47.86 48.61。試問(wèn)該地區(qū)三歲男童頭圍是否大于一般三歲男童 。1.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3.311.79.46.

18、82.03.15.33.721.817.6化療后ALb含量33.030.88.811.442.65.81.619.022.430.22.解 檢驗(yàn)(jinyn)假設(shè) 這里(zhl)，查表得雙側(cè),按檢驗(yàn)(jinyn)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76.90，標(biāo)準(zhǔn)差為8.40；對(duì)照組16人，心率均數(shù)為73.10，標(biāo)準(zhǔn)差為6.84.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)

19、得某市18歲男性20人的腰圍均值為76.5cm，標(biāo)準(zhǔn)差為10.6cm；女性25人的均值為69.2cm，標(biāo)準(zhǔn)差為6.5cm。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)(shj)可以認(rèn)為該市18歲居民腰圍有性別差異。5欲比較(bjio)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1.21mol/L，標(biāo)準(zhǔn)差為0.28mol/L；乙地312歲兒童(r tng)160名，血漿視黃醇均數(shù)為0.98mol/L，標(biāo)準(zhǔn)差為0.34mol/L.試問(wèn)甲乙兩地312歲兒童血漿視黃醇平均水

20、平有無(wú)差別？.解 檢驗(yàn)假設(shè) 這里，0.82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。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42.332.483.064.002.002.343.065.132.932.683.004.612.732.342.662.802.332.223.063.601.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)不相等或不全相等=0.05=*=0.8099

21、02 *（20-1）=12.4629，=20-1=19=5（2.4640-2.9680）2+5（2.4120-2.9680）2+5（2.9680-2.9680）2+5（4.0280-2.9680）2=8.4338，=4-1=3=12.4629-8.4338=4.0292，=20-4=16=2.8113=0.2518F=11.16按=0.05水準(zhǔn)(shuzhn)，拒絕,接受(jishu)，可以認(rèn)為各種衣料中棉花(min hua)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

22、201.100.37內(nèi)陸230.970.29西部190.960.30Ho:各個(gè)總體均數(shù)相等 H1:各個(gè)總體均數(shù)不相等或不全相等 =0.0500=0.2462，=3-1=2=6.0713，=62-3=59=0.1231=0.1029F=1.20 按=2，=59查F界值表，得，故P 0.05。按=0.05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)1.43.31.91.82.

23、0第2區(qū)1.53.61.92.32.3第3區(qū)1.54.32.12.32.4第4區(qū)1.84.12.42.52.6第5區(qū)1.54.21.81.82.6第6區(qū)1.53.31.72.42.1處理(chl)組間： Ho:各個(gè)(gg)處理組的總體均數(shù)相等 H1:各個(gè)處理(chl)組的總體均數(shù)不相等或不全相等 =0.05區(qū)組間： Ho:各個(gè)區(qū)組的總體均數(shù)相等 H1:各個(gè)區(qū)組的總體均數(shù)不相等或不全相等 =0.05=19.8897，=30-1=29=17.6613, =5-1=4=1.1697, =6-1=5=19.8897-17.6613-1.1697=1.0587，=（5-1）（6-1）=20 方差分析結(jié)果

24、按=4，=20查F界值表，得，故P 0.01。按=0.05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P0.05,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。，P0.05,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

25、淋巴腫瘤患者，兩組的緩解率如下表，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15203542.86復(fù)合化療1852378.26合計(jì)33255856.90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(zngt)緩解率不同 雙側(cè) （2）計(jì)算統(tǒng)計(jì)(tngj)量，做出推斷結(jié)論 本例n=58 ,最小理論(lln)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。 ，P0.05, 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

26、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)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=1240,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。，P0.05, 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)22502718702010

27、805560115合計(jì)4013080250答：（1）建立(jinl)檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) : 兩種檢測(cè)(jin c)指標(biāo)間無(wú)關(guān)聯(lián) 兩種檢測(cè)指標(biāo)(zhbio)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RC表,用式求（3）確定P值，做出推斷結(jié)論。，P0.05, 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。1對(duì)8份血清分別用HITAH7600全自動(dòng)生化分析儀（儀器一）和OLYMPUS AU640全自動(dòng)生化分析儀（儀器二）測(cè)乳酸脫氫酶（LDH），結(jié)果見(jiàn)表7-1。問(wèn)兩種儀器

28、所得結(jié)果有無(wú)差別？表7-1 8份血清用原法和新法測(cè)血清乳酸脫氫酶（U/L）的比較編號(hào)儀器一儀器二11001202121130322022541862005195190615014871651808170171（1）建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)：用方法一和方法二測(cè)得乳酸脫氫酶含量的差值的總體中位數(shù)為零，即:（2）計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值求各對(duì)的差值 見(jiàn)表7-4第（4）欄。編秩 見(jiàn)表7-4第（5）欄。求秩和并確定統(tǒng)計(jì)量。 取。（3）確定值，做出推斷結(jié)論本例中，查附表界值表，得雙側(cè)；按照檢驗(yàn)水準(zhǔn)，拒絕，接受。認(rèn)為用方法一和方法二測(cè)得乳酸脫氫酶含量差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。受試者4人，每人穿四種(s zhn)不同的防護(hù)

29、服時(shí)的收縮壓值如表，問(wèn)四種(s zhn)防護(hù)服對(duì)收縮壓的影響(yngxing)有無(wú)顯著差別？四個(gè)受試者的收縮壓值有無(wú)顯著差別？表7-3 四種防護(hù)服與收縮壓值受試者編號(hào)防護(hù)服A防護(hù)服B防護(hù)服C防護(hù)服D1115135140135212212513512031101301361304120115120130（1）建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)：被動(dòng)吸煙者的HbCO(%)與非被動(dòng)吸煙者的HbCO(%)含量總體分布相同：被動(dòng)吸煙者的HbCO(%)與非被動(dòng)吸煙者的HbCO(%)含量總體分布不同（2）計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值編秩求秩和并檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，,，故檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，因，需要用檢驗(yàn)；又因等級(jí)資料的相同秩次過(guò)多，故：（3）

30、確定值，做出推斷結(jié)論，按檢驗(yàn)水準(zhǔn)，拒絕，接受，認(rèn)為被動(dòng)吸煙者的HbCO(%)與非被動(dòng)吸煙者的HbCO(%)含量總體分布不同。40名被動(dòng)吸煙者和38名非被動(dòng)吸煙者的碳氧血紅蛋白HbCO(%)含量見(jiàn)表7-2。問(wèn)被動(dòng)吸煙者的HbCO(%)含量是否高于非被動(dòng)吸煙者的HbCO(%)含量？表7-2 吸煙工人和不吸煙工人的HbCO(%)含量比較含量被動(dòng)吸煙者非被動(dòng)吸煙者合計(jì)很低123低82331中161127偏高10414高404關(guān)于四種(s zhn)防護(hù)服對(duì)收縮壓的影響：（1）建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定(qudng)檢驗(yàn)水準(zhǔn)：穿四種(s zhn)防護(hù)服后收縮壓總體分布相同：4個(gè)總體分布不同或不全相同（2）計(jì)算統(tǒng)計(jì)

31、量值編秩求秩和并計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，（3）確定值，做出推斷結(jié)論處理組數(shù)，配伍組數(shù)查表，按檢驗(yàn)水準(zhǔn)不拒絕，尚不能認(rèn)為不同防護(hù)服對(duì)收縮壓影響有差別。關(guān)于四個(gè)受試者收縮壓值的差別：（1）建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)：四個(gè)受試者的收縮壓值沒(méi)有差別：四個(gè)受試者的收縮壓值不同（2）計(jì)算統(tǒng)計(jì)量值編秩求秩和并計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量（3）確定值，做出推斷結(jié)論處理組數(shù)，配伍組數(shù)查表，按檢驗(yàn)水準(zhǔn)不拒絕，尚不能認(rèn)為四個(gè)受試者的收縮壓值有差別。1某研究人員測(cè)定了12名健康婦女的年齡（歲）和收縮壓（），測(cè)量數(shù)據(jù)見(jiàn)表1， 表8-1 12名健康婦女年齡和收縮壓的測(cè)量數(shù)據(jù)（歲）594272366347554938426860（）19.601

32、6.6721.2815.7319.8617.0719.9319.3315.3318.6720.1920.59，（1）求與之間的直線回歸方程.（2）用方差分析的方法檢驗(yàn)與之間的直線關(guān)系是否存在？（3）估計(jì)(gj)總體回歸系數(shù)的95%可信區(qū)間(q jin)。1 解：（1），故所求直線(zhxin)回歸方程為。（2）：，即認(rèn)為健康婦女的年齡與收縮壓之間不存在直線關(guān)系 ：，即認(rèn)為健康婦女的年齡與收縮壓之間存在直線關(guān)系 ，。由，查表得，按的水準(zhǔn)拒絕，接受。故可認(rèn)為健康婦女的年齡與收縮壓之間存在直線關(guān)系。（3），則總體回歸系數(shù)的95%可信區(qū)間為2用A、B兩種放射線分別局部照射家兔的某個(gè)部位，觀察照射不同時(shí)間放射性急性皮膚損傷程度（見(jiàn)表8-2）。問(wèn)由此而得的兩樣本回歸系數(shù)相差是否顯著？解：（1）分別求出與、之間的回歸直線：，（）：，（）（2） ： ：計(jì)算(j sun)值：估計(jì)(gj)誤差平方和：查值表，做結(jié)論(jiln)以查表得，故，不拒絕，尚不能認(rèn)為兩樣本回歸系數(shù)相差顯著。3某學(xué)