醫(yī)療藥品管理醫(yī)藥數(shù)理統(tǒng)計(jì)辦法學(xué)習(xí)指導(dǎo)標(biāo)準(zhǔn)答案

醫(yī)療藥品管理醫(yī)藥數(shù)理統(tǒng)計(jì)辦法學(xué)習(xí)指導(dǎo)標(biāo)準(zhǔn)答案（一）數(shù)據(jù)類型,定性數(shù)據(jù)（品質(zhì)數(shù)據(jù)）,,（計(jì)數(shù)數(shù)據(jù)）,（等級數(shù)據(jù)）,（計(jì)量數(shù)據(jù)

表現(xiàn)形式,（無序）,（有序）,對應(yīng)變量,（離散變量、連續(xù)變量主要統(tǒng)計(jì)方法,計(jì)算各組頻數(shù)，進(jìn)行列聯(lián)表分析、2（二）名稱,公式（原始數(shù)據(jù)）,公式（分組數(shù)據(jù)）Me,Mo,名稱,公式（原始數(shù)據(jù)）,公式（分組數(shù)據(jù)）2名稱,公式（原始數(shù)據(jù)）,公式（分組數(shù)據(jù)）Sk=0Sk>0Sk<0（原始數(shù)據(jù)（分組數(shù)據(jù)）,Ku=0Ku＞0Ku＜0*在分組數(shù)據(jù)公式中，mi，fiC，有證一f′(C)=0，得唯一駐點(diǎn)在某藥合成過程中，測得的轉(zhuǎn)化率（%）0.5，90.5，mi,頻數(shù)10（109/L）：（1，n=10（3）=0.204按月人均支出分組（元）,家庭戶數(shù)占總戶數(shù)的比例2001000合計(jì)試計(jì)算（1）支出分組（元）,組中值,比例

200

1000（2）支出分組（元）,比例（%）,累積比例2001000500～組。（一）統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可以分為 數(shù)據(jù)、 數(shù)據(jù)、據(jù)等三類，其 數(shù)據(jù) 數(shù)據(jù)屬于定性數(shù)據(jù) 用于數(shù)據(jù)整理和統(tǒng)計(jì)分析的常用統(tǒng)計(jì)軟件有 用測度值主要有 、 、 （二）cC．D.關(guān)于樣本標(biāo)準(zhǔn)差，以下哪項(xiàng)是錯(cuò)誤的（C．D．不會(huì)小于樣本均值（三）10亡。將致死量折算至原來洋地黃葉粉的重量。其數(shù)據(jù)記錄為（單位：（一）SAS、SPSS、（二）（三）11.67%。理解并掌握條件概率與事件獨(dú)??（一）（樣本點(diǎn)）,（二）相等,A=B,ABBA,AB相等積(交),AB(A∩BAB同時(shí)發(fā)生,AB的交對??,,A不發(fā)生,A的補(bǔ)集(余集)（三）（四）古典概率1（非負(fù)性）：0≤P(A)≤12（規(guī)范性3（可加性）：A1,A2,…,An,…,兩兩互不相容，（五）P(A1A2…An-1)>0,A1,A2,…,An相互獨(dú)A1,A2,…,An為完備事件組*，（貝葉斯公式）,A1,A2,…,An為完備事件組*{A1,A2,…,An},1.A1,A2,…,An50n=2500，2500解一：A105521=0.5解二：本例也可以先計(jì)算其對??或Nn種。1An!個(gè)基本事件，故B共含有·n！個(gè)基本事件，從而C中共含有·(N－1)n-m個(gè)基本事件，因此生日問題：n個(gè)人的生日的可能情形，這時(shí)N=365天（n≤365；分布（n不超過每一頁的字符數(shù)；值得注意的是，在處理這類問題時(shí)，要分清什么是“人”，什么是4（1994）ABP(A)=pP(ABP(B)。P(A)=p，故0.4，求

則（1）（2）6設(shè)兩個(gè)相互獨(dú)??AB1/9，A例7（1988）200，顧客買下該箱的概率在顧客買下的一箱中，確實(shí)沒有殘次品的概率β解0，1，2顯然，B0，B1，B2構(gòu)成一組完備事件組。且注意例8（小概率事件原理）設(shè)隨機(jī)試驗(yàn)中某事件A發(fā)生的概率為ε>0??A遲早1。A1,A2,…,An,…相互獨(dú)??nA發(fā)生的概率B4}。Ω={0，1，2，3，4，5，6}。：（1（2（3）?????5245242626全是次品；（4）3（1；5222%，其中既是近視解2％，

ABAB不獨(dú)??。（2）（5120.8，200.4，問122020121/5，2/3，1/4，求該密碼被破譯的概率。（3）P()==0.8×0.3+0.2×0.7=0.380.95？互獨(dú)??，P(Ak)=p,k=1,2,…,n。即A1,A2,…,An相互獨(dú)??，而且有只紅球，9A1、A2、A3B1、B2、B3分別表示從乙袋中任取一球?yàn)榘浊?、紅球、黑球。65%、35%，且P(B)。A1，A2，A3A1、A2、A3A1、A2、A3B表示患==3.5‰瘦小者（A3）8％，又肥胖者、中等者、瘦小者患高血壓病的概率分別20％，10％，5％（1）求該地成年人患高血壓的概率；（2）若知某人B={（A1（A2A1、A2、A3中敵機(jī)；B0、B1、B2、B3分別表示無人射中、一人射中、兩人射中、三人射中敵機(jī)；CA1、A2、A3相互獨(dú)??，且由題意可得P(B3|C（一） 在4次獨(dú)??重復(fù)試驗(yàn)中，事件A至少出現(xiàn)1次的概率為，則在每次試驗(yàn)中事件A出現(xiàn)的概率是 （二）下列說法正確的是任一事件的概率總在(0,1)B.C.1D.件為（三）Ω={1，2，3，4，5，6，7}，A={2，3，4}，B={3，4，5}。試:（1；（2）+B0，1，2，…，9108數(shù)字各不相同的電話號碼（A；27（B；C1/4、1/4、1/2。已知一廠、二廠、三廠生7%，5%，4%?，F(xiàn)從中任取一藥品，試求12933（一）（二）（三）2（1）??P()=0.3，P()=0.2，P()=0.2A、B、C相互獨(dú)P(B1)=0.25,P(B2)=0.25，P(B3)=0.5，Ak3kP(Ak)=，P(B|Ak)=，k=0，1，2，3。Excel（一）分布律,P{X=xk}=pk，k=1,2,…

N→+∞時(shí)，時(shí)，f(xa<b有a，有X的分布函數(shù)有

>0

lnX～N(),

（二）X、Y相互獨(dú)??,則|XY|=1a、XY=0，XY（三）類型,X的分布,函數(shù)Y=g(Xk=1,2,…,Y的分布律為g(xi（四）（概率分布表

獨(dú)??性,XY相互獨(dú)??

獨(dú)??性,XY相互獨(dú)??正態(tài)分布

（五）Xk??E(Xk)=,D(Xk)=2(k=1,2,…）均存在有限,對任意ε＞0，大數(shù)定律,設(shè)(獨(dú)??同分布中心極限定理,設(shè){Xk}為相互獨(dú)??,設(shè)X的概率分布。AiiA1，A2，A3相互獨(dú)??，（i=1，2，3，2X（2）x2+ξx+1=0x2+ξx+1=0Δ=ξ2－4≥0，即|ξ|≥2。故所求問題轉(zhuǎn)化為：已知ξ～U[1，6]P{|ξ|≥2}?，F(xiàn)因ξ在[1，6]上服從均勻分布，則ξx2+ξx+1=0Δ=ξ2－4≥0，即|ξ|≥2，例例5（1989）XY獨(dú)??XX～N（1，2，Y～N（0，1X，Y是相互獨(dú)??的正態(tài)隨機(jī)變量，ZX，YN(,2)完全由其期望和方差2決定。6X則只以﹣1，0，1（求：（1）常數(shù)a；（2）聯(lián)合分布函數(shù)在點(diǎn)（）處的值F（解：（1）（2（X，Y）的點(diǎn)（xi，yj）pij找出來，然后求和就可以了。例8XY相互獨(dú)??的充分必要條件是=0。當(dāng)=0從而有=0nX1,X2,…,Xnn個(gè)相互獨(dú)??Xn箱的總重量，則有，且而由列維-林德貝格中心極限定理，XN(nμ,nσ2)。n決定于條件0.9，n為多少？1430準(zhǔn)化”和“正態(tài)近似n越大所得的近似值越精確。（2）可靠性（即部件正常工作的概率）0.9，80%的部件工作X={nX～B(n,0.9)。則，n≥24.206n至少為25時(shí)，才能使系統(tǒng)的可靠性不低于0.951，2，因?yàn)?，2，3，4，5，3XX的分布律。（1）解：（1）pk的性質(zhì)知p3=1－0.7=0.3 X、Y分別為甲、乙兩批原料的顆粒粒度，則1（k=1，2，…）,0<p<1,q=1pXpg(p)。試求qE(X)=試求：（1）C；（2）X落在（0.3，0.7）內(nèi)的概率；（3）分F(x)；（4）E(X)。解：（1）,C=2（3）x<00≤x<1x≥1解：（1）x<00≤x<11≤x<2x≥2（220??工作，每臺(tái)車床開車時(shí)間占總工作時(shí)間可能值是多少單位？（2）91％？6.3[6.3]=66p=。YB(3，p),B(3，)，故0.01％，5（1）沒有胃癌患者的概率；（2）5(1)4X～N(5,22（1）P{4≤X7}（2解=(1)－(1－(0.5))=(1)－1+(0.5)=0.8413X<89；（2）80℃0.99，d至少為多少？解：（1）X～N(90,0.52),則P{X≥80}=1－P{X≤80}=1－≥0.99，某工廠生產(chǎn)的螺栓長度（cm）服從參數(shù)=10.05,=0.06X～N(,2P{|X－|<C}=0.5，CX的可能偏差，C/等于多少？X～N(,2)，則(﹣∞，x1（x1，x2（x2，+∞）X落在(﹣∞，x1)，(x1，x2)，(x2p1、p2p3p1+p2+p3=1，且

x1=57.96，x2=60.63試求：（1）Y1=2X；（2）Y2=e-2X的數(shù)學(xué)期望。：（1（2：（1）2X+1；（2）X2；（3Y=2X的密度。（0，2（0<C<X服從的均勻分布為（1）

聯(lián)??XY相互獨(dú)??。則D(X－YD(X)=25，D(Y)=36，XY=0.4。設(shè)隨機(jī)變量XE(X)=12D(X)=980130190iXiμ=E(Xi)=2，σ=σ(Xi)=1.2，i=1,2,…,80Xn=120,p=0.05的二項(xiàng)分布B(120,0.05)（一）X的分布律為P,,已知X服從二項(xiàng)分布B(n，p)，且EX=6，D(X)=4.2,則n= 從=3的泊松分布P(3)。記Y=X1－2X2+2，則 設(shè)隨機(jī)變量（X，Y）取下列數(shù)組（0，0（－1，1（－1，2，（1，0）的概率依次為，其余數(shù)組處概率為0，則 （二）其中，則下列結(jié)論正確的是20%.人，則患病人數(shù)的數(shù)學(xué)期望和方差分別為A.258B.10X1、X2是隨機(jī)變量，其數(shù)學(xué)期望、方差都存在，C是常數(shù)，下列正確的有A.4B.3C.2D.1A.μB.越大C.μD.X，Y的相關(guān)系數(shù)ρXY=0，則下列錯(cuò)誤的是()A.X，Y必相互獨(dú)??B.X，Y必不相關(guān)Sn=X1+X2+…+Xnn充分大時(shí)，SnX1,X2,…,Xn（）C.D.服從同一離散型分布（三）（1）pk=C，k=1，2，3；（2）pk=C，k=1，2，…XP(λP{X=1}=P{X=2}，求x1，x2（x1＜x2，X的概率分布。的概率；（2）2：m，試求：X（小時(shí)）服從參數(shù)=160,=0布，試問0P{120＜X＜200}=0.8。1011（198820%，1003012．0.005，10000（一）P,0.3,0.5,0.2（二）C3.C。正確的是（1）E(CX1+b)=CE(X1)+b；和（2C（三）1（1）27/38（2）1/(e―1)x1=1，x2=25（1）P1=P{|X|≤15}=P{﹣15≤X≤15}=6.應(yīng)求出0查表得，故0=31.25與獨(dú)??

，…，10E[(X+Y)2]=D(X+Y)+[E(X+Y)]2=2D(3X+5Y+2)=9D(X)+25D(Y)=34np=100×0.2=20（一）X的性質(zhì)來研究總體,X1，X2，…，Xn滿足：φ(X1,X2,…,XnX1,X2,…,Xn的不含任何未知參數(shù)的函數(shù),泛指時(shí)為隨機(jī)變量，（二）

,刻畫了樣本的位置（集中）（三）χ2分布χ2(nX1,X2,…,Xn相互獨(dú)??，N(0,1)，則n為χ2分布的自由度,1.X～χ2(n2.X～χ2(n1)，Y～χ2(n2XY獨(dú)??，n為χ2分布的自由度,1.t1－α(n)=﹣tα(n)FF(n1,n2X1～χ2(n1)，X2～χ2(n2X1X2獨(dú)??，則n1,n2為χ2分布的自由度,1.T～t(n2.F～F(n1,n2（四）正態(tài)總體,,,,將中的σSN(0,1)量結(jié)果相互獨(dú)??N(a,0.22n n則=0.05，u/2=u0.025=1.96，因此0.310，15??由于兩個(gè)樣本相互獨(dú)??，故與相互獨(dú)??，3N(,216P{>1.666}。現(xiàn)應(yīng)求由上側(cè)臨界值意義知，有2(15)=24.99P{>1.666}==0.05。例4（1998X1，X2，X3，X4N(0,22單隨機(jī)樣本，則當(dāng)a= 時(shí)，統(tǒng)計(jì)量Y服從χ2分布， Xi～N(0,22)(i=1,2,3,4X1，X2，X3，X4相互獨(dú)??，則X1－2X2，有2。X～N(μ,2)，其中μ未知，σ2為已知參數(shù)，X1，X2，…，Xn是（1（3（4：（1，n=1050.853.8F0.99(10,9)，F(xiàn)0.95(10,9)，F(xiàn)0.10(28,2)，F(xiàn)0.05(10,8)解：（1）查χ2分布表（5）P{χ2>χ2(n)}= （2）t分布表（6）P{t>t(n)}=可得T～t(nX～N(0,1),Y～2(nXY相

F～F(n1,n2)，試證隨機(jī)變量～F(n2,n1F～F(n1,n2X1～2(n1),X2～2(n2X2相互獨(dú)??，～F(n2,n1（一）自X的一個(gè)樣本，S2分別是樣本均值和方差，且相互獨(dú)??，則樣本均值～ 分布，而統(tǒng)計(jì)量～ 分布，統(tǒng)計(jì)量～ 3.（1997年考研題）設(shè)隨機(jī)變量X和Y相互獨(dú)??而且都服從正態(tài)分布N(0,32),而X1，X2，…，X9和Y1，Y2，…，Y9分別是來自總體X和Y的簡服 分布，參數(shù) 其中為常數(shù)，則服 分布；服 分布（二）（2.（2003）X～t(n)（n>1，（三）a的值。（一）1.,N(0,1)，t(n-1)，χ2(n-（二）（三）～χ2（9，（ ） ；（ 熟練掌握正態(tài)總體參數(shù)（均值和方差）Excel（一）θ1，θ2θ1，θ2（二）（三）大樣本

二項(xiàng)分布,總體率,大樣本,大樣本例1設(shè)是總體分布中的未知參數(shù)，是其一個(gè)樣本，若()的均值與方解例 解：mp。Xi0-1p的最大似然估計(jì)值為95％99％置信區(qū)間為多少？g/L。0.99，0.01，6X～N(,16)(單位：cm)，若要使其平171解：3．X1，X2解：（1）解之得S2。則（2）=14；=5.5某合成車間的產(chǎn)品在正常情況下，含水量服從N(,20.99的置信區(qū)間。（1.57，2.4395％置信區(qū)2.31，6.310.95n滿足8．對某地區(qū)隨機(jī)調(diào)查18020歲男青年的身高，得均值167.10(cm)4.90(cm故平均身高的95％置信區(qū)間為（166.38，167.82。95％置信區(qū)間為95％置信區(qū)間的寬窄與樣本容量（1；（2；（3；（4（0.187，0.813（0.3735，0.6265（0.402，0.598（0.469，0.531（11695％（2.037，3.963（1.956，6.735221095％99％置信區(qū)間分別為多少？已知＝22，＝101－＝0.950.99，8（0.224，0.678，99%0.73495％解：，＝10，＝1.96，（16530，1703895%置信區(qū)間為（1653.0，1703.8。（一）X1，…，Xn ，總體方差的無偏估計(jì)量是 設(shè)和分別是θ的兩個(gè)無偏估計(jì)量，則 ，時(shí)，k1+k2θk2=2k13（2003年考研題）已知一批零件的長度X（單位：cm）服從正態(tài)N（μ,1μ的置信度為0.95的置信區(qū)間是 （二）X~N(,2)，X1，X2，…，Xn（n≥3）X的簡單的最大似然估計(jì)為已知時(shí)，區(qū)間的含義是A.95%的總體均值在此范圍內(nèi)B.X~N(),且均未知。若樣本容量和樣本值不變，則總體L1－的關(guān)系是（）C.1－縮小時(shí)，LD.以上三個(gè)都不對（三）90％95％7099％置信區(qū)間。99％置信區(qū)間。95％置信區(qū)間。（一）（二）（三）1.（6.67，8.69）和（6.37，8.9913.023.（9.3%，51.6%。用總體率p4.（0.555，0.665ut熟練掌握單個(gè)正態(tài)總體方差的2Ftt掌握非正態(tài)總體均值（大樣本）u掌握總體率（大樣本）uExcel（一）基本步驟,1.建??H0根據(jù)顯著性水平αH0H0。（二）22

總體,H0:σ2=σ2,H:σ2≠σ2 （或 ,,H1:σ2>σ2,

,,H1:σ2>σ0H1:σ2＜σ0 2, 總體,H0:σ2=σ2H 2, σ2、σ2已知,H σ2、σ2 (n1、

σ2、σ2 σ2=σ2,H σ2、σ2 2, σ2≠σ2,H:μ 2, *t’t非正態(tài)總體均值的假設(shè)檢驗(yàn)（大樣本

(n1、（（或（

（（或（(n1、

(或(n1、(或 Vx1，x2，…，x9y1，y2，…，y6，并算得α=0.05n1=9，n2=6，由數(shù)據(jù)計(jì)算得對α=0.05，F(xiàn)(n2－1,n1－1)利用（1）tα/2=tα/2(n1+n2－2)，則有1－或記為α=0.05，tt0.025(13)=2.1604。μ1－μ295%置信區(qū)間為｛|－m0|≥K，α=0.05。H0:m=m0成??時(shí)，將標(biāo)準(zhǔn)化得例4.藥品中各抽取9個(gè)樣品進(jìn)行測定，測得其樣本均值和樣本方差分別為 =76.23,S2=3.29=74.43,S2 H0:2=2；H:2≠ F=1.46<F0.025(8,8)=4.43，P>0.05，H0:12=22再檢驗(yàn)H0:m1=m2；H1:m1≠m2S2=(S12+S22)/2=(3.29+2.25)/2=2.77,S==1.664α=0.05，t分布表（6，得臨界值因|t|=2.295>t0.025(16)=2.12，P<0.05，H0H1，即認(rèn)為H0：μ=3，H1：μ≠3（α=0.01）

H0：μ=3，H1：μ≠34，u/2=2.58。μ≠3。包裝機(jī)實(shí)際生產(chǎn)的每袋重量服從正態(tài)分布，且由以往經(jīng)驗(yàn)知σ=0.015（kg8（單位：kg）σ4，0.5kg。72/min，10毒患者的脈搏（次/min）試問四乙基鉛中毒者和正常人的脈搏有無顯著性差異H0:μ=μ0=72；H1:μ≠μ0。6，得到臨界因?yàn)閨t|=2.453>2.2622，P<0.05，H0H16這些結(jié)果是否表明這種類型的電池低于該公司宣稱的壽命則對于給定的=0.05和自由度n－1=5，查t分布表（附表6，得到

因?yàn)閠=﹣1.163>﹣t0.05(5)=﹣2.015，P>0.05，所以接受H00.05（%H0:μ=μ0=0.5；H1:μ≠0.5對于給定的=0.10n－1=9t分布表（6，得到臨

（2）已知σ2=0.042，n=10,S2=0.0372。則χ2對于給定的α=0.10n－1=9，由χ2分布表（5）查得臨P>0.10，H0，認(rèn)為σ20.04215？（α=0.05）解：已知σ2=15，n=21,S2=10則χ2對于給定的α=0.05n－1=20，由χ2分布表（5）查得臨因?yàn)椋琍>0.05，H0，認(rèn)為σ2150.0482解σ2=0.0482，n=5,S2=0.00778則χ2對于給定的α=0.02n－1=4，由χ2分布表（5）查得臨因?yàn)?，P>0.02，H0試判斷藥物是否確實(shí)有效t檢驗(yàn)，采用單側(cè)檢驗(yàn)，H0:=0；H1：>0（單側(cè)）6，得到臨t=4.194>t(9)=1.833，P<0.05，H0H1，即可以認(rèn)5H0:=0；H1：≠0（雙側(cè)5di6，得到臨因?yàn)閨t|=3.6513>t/2(4)=2.776，P<0.05，H0H1，即可16新藥組, H0：σ2=σ2，H： 對顯著性水平α=0.10，F(xiàn)分布表（7）F=1.512<F0.05(7,7)=3.79，P>0.05，H0H0：1=2；H1：1≠2α=0.05，t分布表（6，得臨界值n1=10n2=8α=0.10，能認(rèn)為兩臺(tái)機(jī)床加工產(chǎn)品的該指標(biāo)的方 H0：2=2，H：2 對顯著性水平α=0.10，F(xiàn)分布表（7）10甲區(qū)乙區(qū)試判別磷肥對玉米產(chǎn)量有無顯著性影響 H0：σ2=σ2，H： 對顯著性水平α=0.05，F(xiàn)分布表（7） α=0.05，t分布表（6，得臨界值H0：1=2；H1：1≠2。對于給定的α=0.01，查正態(tài)分布雙側(cè)臨界值表（4，得到臨界由題意知：P0=0.03,n=100,m=10,43%，不能出廠。9931H0：P1=P2；H1：P1≠P2（雙側(cè)檢驗(yàn)）4，得到臨界值因?yàn)閨u|=6.319>u0.01/2=2.576，P<0.01，H0H1n1=49,p1==0.1429，n2=47,p2==0.27664，得到臨界值因?yàn)閨u|=1.61