2016衛(wèi)生統(tǒng)計學題庫

簡答題1欲研究廣東省6歲兒童的身高情況,在廣東省隨機抽取了200名6歲兒童進行調查，以此為例說明同質、變異、總體與樣本這幾個概念。答同質體現(xiàn)在同為廣東省、同為6歲兒童，變異體現(xiàn)在200名兒童的身高不同。總體是指所有廣東省6歲兒童，樣本為200名6歲兒童。2衛(wèi)生統(tǒng)計工作中的統(tǒng)計資料主要的來源有哪些答統(tǒng)計報表。經常性工作記錄。專題調查或實驗。3簡述統(tǒng)計工作全過程的四個步驟。答研究設計、收集資料、整理資料、統(tǒng)計分析。4試舉例說明常見的三種資料類型。答1計量或測量或數值資料，如身高、體重等。2計數或分類資料，如性別、血型等。3等級資料，如尿蛋白含量、。5統(tǒng)計學上的變異、變量、變量值是指什么答變異每個觀察個體之間的測量指標的差異稱為變異。變量表示個體某種變異特征的量為變量。變量值對變量的測得值為變量值。6簡述編制頻數表的步驟與要點。答1找出最大和最小值，計算極差。2確定組距和列出分組計劃第一組應包括最小值；最末組應包括最大值，并閉口。3將原始數據整理后，得到各組頻數。7描述計量資料集中趨勢（一般水平）的指標有哪些，各適用于什么情況答常用描述平均水平的平均數有算術均數、幾何均數和中位數。算術均數適合對稱資料，最好是近似正態(tài)分布資料。幾何均數適合經對數轉換后近似對稱分布的原始變量，常用于微生物學和免疫學指標。中位數適合數據非對稱分布、分布不清楚或開口資料的情形。8描述計量資料離散程度（差別大?。┑闹笜擞心男鬟m用于什么情況答常見的幾種描述離散程度的指標極差或全距，四分位數差距，方差與標準差，變異系數。極差適合數據分布非對稱的情形。四分位數差距適合數據分布非對稱的情形。方差與標準差適合對稱分布或近似正態(tài)分布資料，能充分利用全部個體的信息。變異系數適用當比較兩資料的變異程度大小時，如果變量單位不同或均數差別較大時，直接比較無可比性，適用變異系數比較。9統(tǒng)計描述的基本方法有哪些，各自有何特點答統(tǒng)計描述的基本方法用表、圖和數字的形式概括原始資料的主要信息。表詳細、精確。圖直觀。指標綜合性好。10簡述變異系數的實用時機。答變異系數適用于變量單位不同或均數差別較大時，直接比較無可比性，適用變異系數比較。11怎樣正確描述一組計量資料答1根據分布類型選擇指標。2正態(tài)分布資料選用均數與標準差，對數正態(tài)分布資料選用幾何均數，一般偏態(tài)分布資料選用中位數與四分位數間距。12正態(tài)分布的主要特征有哪些答（1）正態(tài)曲線在橫軸上方均數處最高。（2）正態(tài)分布以均數為中心，左右對稱。（3）正態(tài)分布有兩個參數，即均數（位置參數）和標準差（變異度參數）。（4）正態(tài)曲線下的面積分布有一定規(guī)律。13參考值范圍是指什么答參考值范圍又稱正常值范圍，即大多數正常人某指標值的范圍?！罢Ｈ恕笔侵概懦擞绊懷芯恐笜说募膊『陀嘘P因素的同質人群。14簡述估計參考值范圍的步驟與要點。答設計樣本“正常人”，大樣本N100。單側或雙側。指標分布類型。計算若直方圖看來像正態(tài)分布，用正態(tài)分布法。若直方圖看來不像正態(tài)分布，用百分位數法。15簡述正態(tài)分布的用途。答（1）估計頻數分布。（2）制定參考值范圍。（3）質量控制。（4）統(tǒng)計檢驗的理論基礎。16簡述可信區(qū)間在假設檢驗問題中的作用。答可信區(qū)間不僅能回答差別有無統(tǒng)計學意義，而且還能提示差別有無實際意義?？尚艆^(qū)間只能在預先規(guī)定的概率即檢驗水準的前提下進行計算，而假設檢驗能夠獲得一個較為確切的概率P值。故將二者結合起來，才是對假設檢驗問題的完整分析。17假設檢驗時，當P005，則拒絕H0，理論依據是什么答P值為H0成立的條件下，比檢驗統(tǒng)計量更極端的概率，即大于等于檢驗統(tǒng)計量的概率。當P005時，說明在H0成立的條件下，得到現(xiàn)有檢驗結果的概率小于005，因為小概率事件幾乎不可能在一次試驗中發(fā)生，所以拒絕H0。下差別“有統(tǒng)計學”意義的結論的同時，我們能夠知道可能犯錯誤的概率不會大于005，也就是說，有了概率保證。18假設檢驗中與P的區(qū)別何在答以T檢驗為例，與P都可用T分布尾部面積大小表示，所不同的是值是指在統(tǒng)計推斷時預先設定的一個小概率值，就是說如果H0是真的，允許它錯誤的被拒絕的概率。P值是由實際樣本獲得的，是指在H0成立的前提下，出現(xiàn)大于或等于現(xiàn)有檢驗統(tǒng)計量的概率。19什么叫兩型錯誤作統(tǒng)計學假設檢驗為什么要加以考慮答如果H0正確，檢驗結果卻拒絕H0，而接受H1，則犯I型錯誤，記為；如果H0錯誤，檢驗結果卻不拒絕H0，未能接受H1，則犯II型錯誤，記為。一般情況下，越大，越??；越小，越大。如果要同時減少兩類錯誤，則需最大樣本含量。因為假設檢驗的結論都有犯錯誤的可能性，所以實驗者在下假設檢驗有無統(tǒng)計學意義的結論時，都要考慮到兩型錯誤。20配對比較是不是就比成組比較好什么情況下用配對比較比較好答配對比較可以控制實驗單位個體間的變異，從而減少實驗誤差，提高檢驗性能。但這并不是說凡是配對試驗就一定比成組比較好。實驗是否應做配對比較，首先應根據業(yè)務知識判斷，看配成對子的個體間是否比不配對的個體間相似程度更高。21T檢驗有幾種各適用于哪些情況答T檢驗以T分布為理論基礎。小樣本時要求假定條件資料服從正態(tài)分布，方差齊同。一般分為三種一是樣本均數與總體均數比較的T檢驗。即將一個樣本均數X與一已知的總體均數作比較；二是配對資料的T檢驗。例如治療前后的比較，或配成對子的實驗動物之間的比較。三是兩個樣本均數比較的T檢驗；兩組的樣本量可以不相同。此外尚有相關系數、回歸系數的T檢驗。22什么叫假設檢驗醫(yī)學研究中常用的假設檢驗有哪些答判斷總體與樣本之間、樣本與樣本之間的差異有無統(tǒng)計學意義的統(tǒng)計分析方法，一般步驟是提出檢驗假設0H，確定單雙側與檢驗水準；計算檢驗統(tǒng)計量；確定概率P值；判斷結果。在醫(yī)學研究中常用的顯著性檢驗有U檢驗、T檢驗、F檢驗、2檢驗及非參數秩和檢驗等多種，不論那種檢驗均以假設成立時得到的統(tǒng)計量的概率來判斷。23通過實例說明為什么假設檢驗的結論不能絕對化答統(tǒng)計的結論為概率性的結論。拒絕H0時，可能犯型錯誤。不拒絕H0時，可能犯型錯誤。24方差分析的檢驗假設H0是什么答各總體均數相等25方差分析中，各離均差平方和之間有何聯(lián)系各自由度之間又有何聯(lián)系完全隨機設計、隨機區(qū)組設計的方差分析的離均差平方和與自由度分別如何分解答總的離均差平方和等于各部分離均差平方和之和總的自由度等于各部分自由度之和完全隨機設計SS總SS組內SS組間V總V組內V組間隨機區(qū)組設計SS總SS組內SS處理組間SS區(qū)組間V總V組內V處理組間V區(qū)組間26三組均數比較時，為什么不能直接作一般的兩兩均數比較的T檢驗答增大犯第一類錯誤的可能性27兩組均數差別的假設檢驗能否作方差分析，為什么答可以方差分析與T檢驗關系K2時，F(xiàn)T2,P值相等，即兩檢驗等價。28方差分析中，組間變異是來源于那些方面的變異答該變異除隨機原因的影響外，有可能存在處理因素的作用。29對多組均數作方差分析的主要步驟和結果有那些答（1）建立檢驗假設和檢驗水準（2）計算統(tǒng)計量F值（列出方差分析表）（3）確定P值和作出推斷結論（4）作兩兩均數之間的比較（若P005則可省略此步驟）30方差分析的基本思想是什么答方差分析的基本思想就是根據資料設計的類型及研究目的，可將總變異分解為兩個或多個部分，通過比較各部分平均變異與隨機誤差平均變異，即可了解該因素對測定結果有無影響。31為什么不能以構成比代率答二者說明的問題不同。構成比只能說明某事物內部各組成部分在全體中所占的比重或分布，不能說明某現(xiàn)象發(fā)生的頻率或強度。32簡述相對數標準化的基本思想。答基本思想采用統(tǒng)一的標準人口年齡構成，以消除不同人口構成對兩地死亡率的影響，使得到的標準化死亡率具有可比性。33解釋在何種情況下應選用率的直接標化法，何種情況選用間接標化法答率的直接標化法已知各組的年齡別死亡率PI。間接標化法已知各組的死亡總數和各年齡組人口數34率的直接標化法，與間接標化法有何不同答1適用條件不同見第上題2“標準”不同前者選定一個“標準人口”或“標準人口構成”。后者選定一套“標準年齡別死亡率”。35應用相對數時應注意哪些問題答應用相對數指標的時候要注意分母不宜過小；不要以比代率；資料的可比性；樣本指標比較時應做假設檢驗。36常用相對數指標有哪些它們的意義上有何不同答常用相對數指標率、構成比、比。率又稱頻率指標或強度相對數。說明某現(xiàn)象發(fā)生的頻率或強度。常用來表示某一事物發(fā)展的趨勢或水平及特征。構成比又稱構成指標或結構相對數。部分與全部之比，說明某事物內部各組成部分在全體中所占的比重或分布。常用來表示疾病或死亡的順位、位次或所占比重。比（又稱相對比）表示同類的或有聯(lián)系的兩個現(xiàn)象間的對比關系，常用倍數或百分數表示。37統(tǒng)計學上資料是否“具有可比性”指的是什么你能舉出一些不可比的例子嗎答除研究因素外，其余重要影響因素應相同或相近。一般觀察單位同質，研究方法相同，觀察時間相等，以及地區(qū)、民族等客觀條件一致。例如內科和外科的治愈率就無可比性。38二項分布、POISSON分布各有哪些特征答二項分布和POISSON分布都是離散型分布。二項分布的形狀取決于與N的大小05時，不論N大小，分布對稱。05時，圖形呈偏態(tài)，隨N的增大，逐漸對稱。當N足夠大，或1不太小，二項分布BN,近似于正態(tài)分布NN,N1。POISSON分布值愈小分布愈偏，愈大分布趨于對稱，當足夠大時，分布接近正態(tài)分布N,。39簡述二項分布、POISSON分布、正態(tài)分布的關系。答當N足夠大，或1不太小時，二項分布近似于正態(tài)分布。當N足夠大，或1很小時，二項分布近似于POISSON分布。較大時，POISSON分布近似于正態(tài)分布。40二項分布的應用條件是什么答每次試驗有且僅有兩個互相排斥的結果（A或非A）。每次試驗中，發(fā)生A的概率相同，均為。各次試驗獨立，即N次觀察結果相互獨立。41檢驗的用途有哪些2答主要適用于計數資料，（1）兩個及兩個以上的率或構成比的比較（2）交叉分類資料兩屬性間的關聯(lián)性檢驗（3）頻數分布的擬合優(yōu)度。42以下表資料說明2檢驗的基本思想。（不用計算）答基本思想假設觀察值來自理論分布，則觀察值與理論值就不會差別太大，如果差距太大，則懷疑H0是否成立。完全符合則為0或特別小，X2值越小，越支持H0。43四格表資料檢驗的條件有哪些2答T5不必校正44某病的發(fā)病率對全國人口來說是872，現(xiàn)在某縣回顧一年，抽樣調查了120人，有16人發(fā)病，如果要考察該縣的發(fā)病率是否高于全國，請問可不可以對該份資料作檢驗，你認為應該2用什么方法答不能，用單樣本率比較的U檢驗。45請指出非參數檢驗與參數檢驗相比的優(yōu)、缺點。答非參數檢驗適用范圍廣，收集資料、統(tǒng)計分析也比較方便。但檢驗效率沒有參數檢驗高，犯第二類錯誤的概率較大。46簡述參數檢驗與非參數檢驗的定義及兩者的區(qū)別。答參數統(tǒng)計是總體的分布類型是已知的，對其中某些未知的參數進行估計和檢驗的統(tǒng)計方法。特點依賴于特定的分布類型，比較的是參數。非參數統(tǒng)計是不依賴于總體分布具體形式的統(tǒng)計方法。特點不受總體參數的影響，比較的是分布或分布位置，而不是參數。47簡述配對比較秩和檢驗的編秩方法。答求差值，差值編秩；差值0刪去，相同值取平均秩48配對設計差值的符號秩和檢驗步驟。答（1）H0差值的總體中位數MD0；H1MD0；005（2）求差值（3）編秩依差值的絕對值從小到大秩次。絕對值相等者，若符號不同取平均秩次；零差值不參與編秩，同時樣本數1；將差值的正負標在秩次之前。（4）求秩和確定檢驗統(tǒng)計量分別求正、負秩次之和，任取T或T作檢驗統(tǒng)計量T，（5）確定P值，作推斷結論。49兩組比較的秩和檢驗的編秩方法。答將兩樣本混合編秩次。若有“相同數據”，處于不同組，便取平均秩次；處于同一組，不必取平均秩次。50對同一資料，又出自同一研究目的，用參數檢驗和非參檢驗結果不一致時，宜以何為準答當資料滿足參數檢驗方法的條件時，應使用參數檢驗方法；當資料不滿足參數檢驗方法的條件時，必須采用非參數檢驗方法。51非參數檢驗的適用范圍。答各種資料的初步分析；等級資料某種標志不便準確測定，只能以嚴重程度、優(yōu)劣等級、成效大小、名次先后或綜合判斷等方式定出次序；資料分布類型不能確定或偏態(tài)分布；綜合分析同質性較差的資料，如不同地點、不同年份的某種實驗結果；組內個別數據偏離過大，或各組內相差懸殊。52兩個變量之間的相關系數等于0，是否說明這兩個變量之間沒有關系答0相關不等于無關，因為可能無直線關系但有曲線關系53直線回歸及其回歸方程有何用途答一描述Y對X的依存關系。二預測FORECAST由自變量X估算應變量Y。Y波動范圍可按求個體Y值容許區(qū)間方法計算。三統(tǒng)計控制控制Y估算X，逆估計。通過控制自變量X的取值，滿足應變量Y在一定范圍內波動。54簡述作直線相關與回歸分析時應注意的事項。答1回歸方程要有實際意義。2分析前繪制散點圖，考察是否有直線趨勢或異常點。3直線回歸的適用范圍一般以自變量的取值范圍為限。沒有充分理由X的取值不要外延。55簡述直線回歸與直線相關的區(qū)別與聯(lián)系。答一、區(qū)別1資料要求不同回歸可以有兩種情況Y正態(tài)隨機，X為選定變量型回歸；X、Y服從雙變量正態(tài)分布型回歸。相關X、Y服從雙變量正態(tài)分布。2應用不同回歸是由一個變量值推算另一個變量的數值，說明依存變化的數量關系。相關是只說明兩個變量間是否有關聯(lián)。3意義不同B表示X每增（減）一個單位，Y平均改變B個單位；R說明具有直線關系的兩個變量間關系的密切程度和方向。4取值范圍不同B；1A1。5回歸系數有單位，相關系數無單位。二、關系1方向一致對一組數據若同時計算R與B，其正負號一致。2假設檢驗等價對同一樣本，TRTB，P值相等。3用回歸解釋相關決定系數反映Y的總變異中有多大可能可由X來解釋。越接近1，回歸的效果越好。56簡述直線相關系數意義。答相關系數描述線性相關的密切程度與方向。相關系數沒有單位，1R1。R0表示正相關R0052與437534735005春與夏、秋與冬湖水中氯化物含量P005，按005水準不拒絕HO，即尚不能認為春與夏、秋與冬季湖水中氯化物含量有差別。除這兩對比組外，其它4組均P001，按005水準，拒絕HO，接受H1，即可認為春夏兩季湖水中氯化物含量高于秋冬兩季。2試就表42資料說明大白鼠感染脊髓灰質炎病毒后，再作傷寒或白日咳預防接種是否會影響生存日數表42各組大鼠接種后生存日數傷寒百日咳對照568769871098101091110912111012111014121116IJ9284112288NI10101030928411296IX886732130629242IJ44002933573343553IS解假定生存日數服從正態(tài)分布（1）方差齊性檢驗HO三總體方差齊即2321H1三總體方差不等或不全相等。0059（4429335733）/（303）43553/2KNNSICKN/1N/13/SLXI2ICI230/93/75/4LN54L54LN909461V2，查附表9，X界值表，得075P050，按005水準，不拒絕HO，故可認為三組資料總體方差齊。（2）三組均數比較（表45）HO大白鼠感染脊髓灰質炎病毒后，再接種傷寒或百日咳菌苗生存日數相等。H1大白鼠感染脊髓灰質炎病毒后，再接種傷寒或百日咳菌苗生存日數不等或不全相等005C（IJ）2/N288/3027648SS總IJ2C2924276481592SS組間（IJ）2/NIC9284112/1027648416SS組內SS總SS組45方差分析表變異來源SSVMSF總變異159229組間變異41622084776組內變異11762743556查附表4，得005P001，在005水準上，拒絕HO，接受H1，故可以認為大白鼠感染脊髓灰質炎病毒后，在接種傷寒或百日咳菌苗對生存日數有影響。（3）均數間多重比較HO任一組與對照組總體均數相同H1任一組與對照組總體均數不同005傷寒與對照組比較/12/121221NNSNSXT傷、對（112）0/35642/093333821428V27，得005P002，按005水準，拒絕HO，接受H1，故可認為接種傷寒菌苗組較對照組生存日數減少。百日咳與對照組比較98210/3564/821百、對TV27，查附表2，得001P0005，按005水準，拒絕HO，接受H1，可以認為接種百日咳菌苗組較對照組生存日數減少。3研究酵解作用對血糖濃度的影響，從8名健康人中抽取血液并制備了血濾液，沒一個受試者的血濾液又分成4份，再隨機地把4份血濾液分別放置0,45,90,135分鐘，然后測定其中血糖濃度（MMOL/L）（1）4組血濾液方差齊性檢驗HO不同放置時間血濾液所含血糖濃度總體方差相等，即24321H1不同放置時間血濾液所含血糖濃度總體方差不等或不全相等005方差齊性檢驗方法同本例X116847VK1413，查附表9，X界值表，得090P075，按005水準，不拒絕HO，可以認為放置不同時間血濾液所含血糖濃度總體方差齊。表43放置不同時間血濾液所含血糖濃度（MMOL/L）受試者編號放置時間受試者小計045901351527527449461196425275224884662003358858353850022094544538527500210955665445384882136662262256152223277583572538488218185275115004441982IJ448444194139386916911NI888885605055238517384836352847IX252199624506712150527187558589987792IJ0124501389013020063401143IS（2）配伍組設計方差分析處理HO不同放置時間血濾液所含血糖濃度相同H1不同放置時間血濾液所含血糖濃度不同或不全相同相同005配伍HO8位受試者血液所含血糖濃度相同H18位受試者血液所含血糖濃度不同或不全相同005（IJ）2/N169112/328936935SS總IJ28998779893693561844SS放置時間CXBIJ（44842441924139238692）/88936935298524SS受試者KIJ/11/4（196422003222092210922136223272218121982）8936935279093SS誤差SS總SS放置時間SS受試者61844298524279093040832方差分析表變異來源SSVMSF總變異6184431放置時間298524309950851189受試者279093703987020510誤差04082321001944查F界值表F0053,21307F0013,21487F0057,21249F0017,21364放置時間受試者間均P001，按005水準，均拒絕HO，接受H1，故可認為不同放置時間、不同受試者間血濾液所含血糖濃度不同或不全相同。（3）不同放置時間血濾液所含血糖濃度均數間多重比較，采用多個實驗組與一個對照組均數間兩兩比較。HO放置45分鐘與0分鐘血濾液所含血糖濃度相同H1放置45分鐘與0分鐘血濾液所含血糖濃度不同0058/194/52386T00812/006971116476VNK32428，查附表2，T界值表，得040P020，按005水準，不拒絕HO，尚不能認為放置45分鐘與0分鐘血濾液血糖濃度總均數有差別。HO放置90分鐘與0分鐘血濾液所含血糖濃度相同H1放置90分鐘與0分鐘血濾液所含血糖濃度不同0058/194/178356T04312/0069761853V28，查附表2，T界值表，得P0001，按005水準，拒絕HO，接受H1，可認為放置90分鐘較0分鐘血濾液所含血糖濃度減少。HO放置135分鐘與0分鐘血濾液所含血糖濃度相同H1放置135分鐘與0分鐘血濾液所含血糖濃度不同0058/194/83645T07687/00697110265V28，查附表2，T界值表，得P0001，按005水準，拒絕HO，接受H1，故可認為放置135分鐘較0分鐘血濾液所含血糖濃度減少。4某醫(yī)師為研究人體腎上腺皮質羥基類固醇脫氫酶活性在四個季節(jié)中是HSD3否有差別,采用分光光度計隨機測定了部分研究對象,數據見表28,請做統(tǒng)計分析表44四個季節(jié)的人體腎上腺皮質活性HSD3季節(jié)NSX春季42078013夏季40069022秋季32068014冬季36058020解本題僅給出分析思路及主要結果1采用完全隨機設計資料的方差分析1由公式可推得NXXN由方差公式可推得122S2計算SS總SS組間SS組內SS總5365,SS組間0777SS組內4588列出方差分析表方差分析表變異來源SSMSFV總變異5365149組間變異07773025908248組內變異4588146003144確定P值,判斷結果查方差分析表,得PX則沒有理由拒絕它3、四表格資料在何種情況下需要進行校正為什么在1T5N40時，需要計算校正X2推斷統(tǒng)計量X2時是用一種連續(xù)概率分布（X2分布）作為對觀測頻數概率分布的近似，為改善此近似FYATES提出了一個修正，即取平方之前將正偏差（AT）減05，負偏差加05，這樣使X2值降低，校正后的概率更接近確切的概率。4、行X列表X2檢驗的注意事項有哪些（1）X2檢驗要求理論數不宜太小，否則將導致分析的偏性，一般認為行X列表中不宜有1/5以上格子的理論頻數小于5，或有一個理論數小于1。對理論數頻數大小有三種處理方法最好增加樣本例數以增加理論頻數刪去上述理論頻數太小的行或列將太小理論頻數所在行或列與性質相近的鄰行鄰列的實際頻數合并。后兩法可能會損失信息，也會損失樣本的隨機性，不同的合并方式有可能影響推斷結論，故不宜作常規(guī)方法。（2）當多個樣本率（或構成比）比較的X2檢驗，結論為拒絕檢驗假設，只能認為各總體率（或總體構成比）之間總的來說有差別，但不能說明它們彼此見都有差別，或某兩個間有差別，實際工作中，常常還需要知道各組間比較的情況，若要進一步解決此問題，不能采用一般四格表的X2檢驗進行兩兩比較，因為這會增大犯型錯誤的概率，可采用以下方法改變顯著水準后的兩兩比較法（BRUNDEN法）前已述及，若將多個樣本兩兩構成四格表，用一般的四格表方法會增大型錯誤，那么，一種自然的想法就是能否將顯著水準適當降低，從而一方面相當于抵消型誤差的增加，一方面又可采用一般的四格表方法處理改變顯著性水準的方法正是基于這種思想。BRUNDEN法系將檢驗水準調整為/2（K1）（910）式中K為樣本數，然后用求得的各四格表的X2值與X2值比較，從而作出推斷，也就是說，若取005，K6（則0005），則不能用X2005（1）384為界值，而要用X2005（1）788為界值。此外，也可用各四X2檢驗對應的P值與比較而得出結論。改變顯著界值的兩兩比較法該法類似于上法，但考慮到了處理組數A，因而更合理，處理組數A是各組按率的大小排列后，欲比較的兩組間包括的組數，表91列出了用蒙特卡洛模擬法求出K2表分割為非獨立的四格表的顯著界值。有了此顯著界值后，只要用各四格表的X2值與相應的界值相比即可作出結論。K2表分割為非獨立的四格表的顯著界值K處理A2345633105485158484300448648478653933530539952372344057073598863033944706158054505406558451000計算題1某醫(yī)師用甲、乙兩藥治療某病，結果如下表，問甲、乙兩藥療效有無差別表67甲、乙兩藥療效比較計算表藥物治愈數未治愈數合計甲291140乙69473合計9815113HO兩藥療效相同，即12H112005TMIN1540/113531且N40用公式108822DBCADBAX查X界值表，得P001，按005的水準拒絕HO，接受H1，故可認為甲、乙兩藥療效有差別，乙藥療效較好。2某衛(wèi)生防疫站在中小學觀察三種矯治近視眼措施的效果，近期療效數據如表,結論為“近期療效要以夏天無眼藥水最好，保健操為次，新醫(yī)療法最差”。試對此作分析評價。表62三措施的近期有效率比較矯治方法有效人數無效人數（合計）有效率（）夏天無眼藥水51841353778新醫(yī)療法626321875眼保健操513182778合計621231853351HO三組藥物近期有效率相等H1三組藥物近期有效率不等或不全相等005123632158436218522CRNAX493618522V（21）（31）2查X界值表，得025P01，按005的水準不拒絕HO，尚不能認為三種措施的近期有效率有差別。3某廠在冠心病普查中研究冠心病與眼底動脈硬化的關系，資料整理如表。問兩者之間是否存在一定的關系表63某廠職工冠心病與眼底動脈硬化普查結果分析眼底動脈硬化冠心病診斷結果合計正常可疑冠心病034011635773136921002019139合計5134431588注原表中631/588031631，故將和級合并3,4T（1）解法本題為雙向有序分類變量，可設X為眼底動脈硬化等級，Y為冠心病診斷結果，X、Y的等級分別為1、2、3。計算SPEARMAN等級相關系數RS02988，P005，眼底動脈硬化程度與冠心病診斷結果存在正相關。（2）解法列聯(lián)表X2檢驗HO冠心病與眼底動脈硬化級別無關H1冠心病與眼底動脈硬化級別有關0053157643157408122222CRNA15813431941320593126491532722查附表9，X界值表，得P0005，按005的水準拒絕HO，接受H1，故可認為該廠職工冠心病與眼底動脈硬化級別有關。4表64用兩種方法檢查已確診的乳腺癌患者120名。甲法檢出率為60，乙法檢出率50，甲乙兩法一致的檢出率為35，問（1）兩種方法何者為優(yōu)表64甲乙兩法檢驗結果乙法甲法合計421860303060合計7248120HO兩法分不出優(yōu)劣，即BCH1兩法能分出優(yōu)劣，即BC005BC183048400318222CBXV1，查附表9，X界值表，得010P005，按005的水準不拒絕HO，尚不能認為檢出率有差別（2）兩種方法的檢出結果是否有關系HO兩法的檢出結果無關系H1兩法的檢出結果有關系005N40用公式240/86MIN2,1T2DBCADBAX05487260134查X界值表，得005P001，按005的水準拒絕HO，接受H1，故可認為甲、乙兩法檢出結果有關。4經反復多次實踐證明，用一般療法治療某病的治愈率約為20?，F(xiàn)改用新療法治療，并隨機抽取400名該病患者進行治療，那么這400名患者中至少要多少人治愈才能判斷比一般療法效果好此判斷發(fā)生錯誤的概率有多大HO兩種療效法治愈率相同，即20H120單側005本例N400UNP/10解之，U/002164502329421XNP4000232994（人）400名患者中至少要有94人治愈才能判斷新療法比一般療法效果好。此判斷可能發(fā)生錯誤的概率為55某種化學物質經誘發(fā)腫瘤試驗，實驗組15只白鼠中4只發(fā)生癌變，對照組10只白鼠無一發(fā)生癌變（表65）。問兩組發(fā)癌率有無差別表65某藥物腫瘤治療試驗發(fā)癌數未發(fā)癌數合計實驗組41115對照組0（16）1010合計42125HO兩組發(fā)癌率相等，即12H1兩組發(fā)癌率不等，即12005本題N2540，故用四格表的確切概率法公式PNDCBA周邊合計保持不變的四格表有（1）（5）取AT大于等于16表的概率和，即PP（1）P（5）010760016601242,按005水準不拒絕HO，尚不能認為兩組的發(fā)癌率有差別。6某醫(yī)院收治了100例臨床確診的小兒佝僂病患者，入院時均分別作血生化檢查與X光片檢查（表66）。欲了解此病法何者較敏感，試設計一整理表，并指出宜作何統(tǒng)計處理應做配對設計表66佝僂病患兒入院檢查登記表編號生化檢驗X光片12100每個患兒按檢查順序編號，生化指標及X光片陽性記為“”，陰性記為“”，根據表66登記結果，整理歸納記入表69。表69生化檢查和X線檢查結果生化X線檢查合計檢查BBCDCD合計ACBDN若在考慮了兩法一致的A,D以后,仍擬比較兩法何者較敏感,應做配對資料的X檢驗（BC40）22CBX（BC40V11228某醫(yī)生觀察某新藥對預防流行性感冒流感的效果,并作了統(tǒng)計處理表318,你對此有何意見表67用藥組和對照組流感患病率比較發(fā)病數未發(fā)病數合計有效率服藥組50130180722未服藥組40190230826合計903204107805X663,P005（1）因旨在觀察新藥的效果，根據服藥組有效率低于對照組（未服藥）就不必進行假設檢驗。（2）應對本項實驗觀察的易感者暴露條件進行分析是否均衡可比。第七章秩和檢驗一、名詞解釋1參數統(tǒng)計2非參數統(tǒng)計二、填空題1、符號檢驗僅適用于_。2、非參數檢驗主要優(yōu)點是_，非參數不足之處是符合作參數檢驗的資料，如用非參數檢驗，因沒有充分利用資料提供信息_3、兩組資料作秩和檢驗N110N212T82查表得T005（102）84146T0，01（10，2）76154則P_。4、做配對比較秩和檢驗時，如果對子數_超出T界值表范圍，可用正態(tài)近似法檢驗。三、是非題1非參數統(tǒng)計無嚴格的條件限制，且多數非參數統(tǒng)計方法較為簡便易于理解和掌握，故而應用范圍廣（）2配對比較的秩和檢驗的基本思想如果檢驗假設設成立，則對樣本來說，正秩和與負秩和的絕對值不會相差很大（）3三組比較的秩和檢驗，樣本例數均為5，在確定P值時，應查界值（）4非參數不足之處符合作參數檢驗的資料，如用非參數檢驗，因沒有充分利用資料提供信息，檢驗效率低于參數檢驗（）四、單選題1以下檢驗方法除_外，其余均屬非參數法。AT檢驗BH檢驗CT檢驗DX檢驗2兩小樣本比較的假設檢驗，首先考慮_。A用T檢驗B用秩和檢驗CT檢驗和秩和檢驗均可D資料符合T檢驗還是秩和檢驗的條件3等級資料比較，宜用_。AT檢驗BX檢驗C秩和檢驗DF檢驗4在作兩樣本均數比較時，已知N1、N2均小于30，總體方差不齊且呈極度偏態(tài)的資料宜用_。AT檢驗BT檢驗CU檢驗D秩和檢驗5三組比較的秩和檢驗，樣本例數均為5，確定P值應查_。AX界值表BH界值表CT界值表D三者均不可6符合T檢驗條件的數值變量資料，如果采用秩和檢驗，拒絕H0時_。A第一類錯誤增大B第二類錯誤增大C第一類錯誤減少D第二類錯誤減少7設配對資料的變量值為X1和X2，則配對資料的秩和檢驗是A分別按X1和X2從小到大編秩B把X1和X2綜合從小到大編秩C把X1和X2綜合按絕對值從小到大編秩D按X1和X2的差數從小到大編秩E按X1和X2的差數的絕對值從小到大編秩8作秩和檢驗，要求資料A來自正態(tài)總體，方差齊性B來自正態(tài)總體，方差較小C來自嚴重偏態(tài)總體D來自正態(tài)總體，均數相差較大E以上都不要求9配對比較的秩和檢驗的基本思想是如果檢驗假設成立，則對樣本來說A正秩和與負秩和的絕對值不會相差很大B正秩和與負秩和的絕對值會相差很大C正秩和的絕對值大于負秩和的絕對值D正秩和的絕對值小于負秩和的絕對值E正秩和與負秩和的絕對值相等10甲組例和乙組例的兩組計量資料或兩組等級資料的秩和檢驗認為如果兩樣1N2本來自同一總體，則A甲組和乙組的秩和相同B甲組和乙組的平均秩次相同C甲組和乙組的秩和的差別完全是由于抽樣誤差引起D甲組和乙組的平均秩次的差別完全是由于抽樣誤差引起E以上都不是11在多組資料比較的H檢驗中，查H界值表的情況為A組數3，每組例數5B組數3，每組例數5C組數3，每組例數5D組數3，每組例數5E組數3，每組例數512在多組計量資料或多組等級資料的H檢驗中，如果P005，則判斷結果為A各組來自不同總體B各組來自同一總體C至少有兩組來自不同總體D至少有兩組來自相同總體E以上都不對五、問答題1參數檢驗與非參數檢驗的區(qū)別何在各有何優(yōu)缺點2非參數檢驗適用那些情況3為什么秩和檢驗的編秩在不同對比組間出現(xiàn)相同數據要給予“平均秩次”，而同一組的相同數據不必計算“平均秩次4兩樣本比較的秩和檢驗當N110，N2N110時采用U檢驗，這時檢驗是屬于參數檢驗還是非參數檢驗，為什么六、計算題1試檢驗（表71）針刺不同穴位的鎮(zhèn)痛效果有無差別表71針刺不同穴位的鎮(zhèn)痛效果鎮(zhèn)痛效果各穴位的觀察頻數合谷足三里扶突3853474429231228192416332某實驗分別用兩種方法對36件樣品測定大腸菌指數，得表72資料，作T檢驗（T1546，P005），認為兩法結果一致，你對此有何意見表72用兩法測定36件水源水樣品的結果大腸菌指數DY2法（樣品數）發(fā)酵法（樣品數）950012300639400302300024523800327合計3636均數18493332126253下表資料是12名宇航員航行前及返航后24小時的心率（次/分），問航行對心率有無影響表73宇航前后24小時心率次/分宇航員號航行前航行后1231769327168370654616558093659787748386279979981072781184901263604配對比較兩種方法治療扁平足效果，記錄如下表，問那種方法好表74甲乙兩法治療扁平足療效比較病例號甲法乙法（1）（2）（3）1好1差32好1好13好1差34好1中25差3中26中2差37好1中28好1差39中2中210差3差311好1中212差3差313好1中214中2差315好1中216中2差31好2中3差5下表為測得鉛作業(yè)與非鉛作業(yè)工人的血鉛值MOL/L,問兩組工人的血鉛值有無差別表75鉛作業(yè)工人和非鉛作業(yè)工人血鉛值MOL/L比較_鉛作業(yè)組非鉛作業(yè)組血鉛值血鉛值082024087024097029121033164044208058213063072087101N17N2106比較表兩組肝炎嬰兒的血清總膽紅素有無差別表76兩組肝炎嬰兒的血清總膽紅素肝炎人數MOL/L一般組重癥組合計005），認為兩法結果一致，你對此有何意見表72用兩法測定36件水源水樣品的結果大腸菌指數DY2法（樣品數）發(fā)酵法（樣品數）950012300639400302300024523800327合計3636均數1849333212625本實驗數據應用T檢驗，存在下列問題（1）本實驗屬于配對設計，但整理成頻數表已拆開原樣本的對子，成為兩組比較的形式。（2）頻數分布呈極度偏態(tài)分布，不宜使用T檢驗（3）應使用配對設計差值的符號秩和檢驗。3表73資料是12名宇航員航行前及返航后24小時的心率（次/分），問航行對心率有無影響（1）假設HO差值總體中位數MD0H1差值總體中位數MD0005（2）求檢驗統(tǒng)計量表73宇航前后24小時心率次/分宇航員號航行前航行后差值秩次1234517693179271683137065544616543580931386597819117748397862791710979981912107278651184906612636032T7T71（3）確定P值和作出推斷結論任取T7或T71，查附表10，T界值表，得P001，在005水準上，拒絕HO，接受H1，可以認為航行對心率有影響。4配對比較兩種方法治療扁平足效果，記錄如表74，問那種方法好（1）假設HO兩法療效差值中位數MD0H1MD0005（2）求檢驗統(tǒng)計量表74甲乙兩法治療扁平足療效比較病例號甲法乙法差數秩次（1）（2）（3）（4）（2）（3）（5）1好1差3292好1好103好1差32104好1中21455差3中21456中2差31457好1中2148好1差32119中2中2010差3差3011好1中2012差3差3013好1中214514中2差314515好1中214516中2差31451好2中3差T45T7615（3）確定P值和作出推斷結論本題有5個差值D0，故N11，查附表10，得P001，在005水準上，拒絕HO，接受H1，可認為甲法療效優(yōu)于乙法。5表75為測得鉛作業(yè)與非鉛作業(yè)工人的血鉛值MOL/L,問兩組工人的血鉛值有無差別（1）假設HO兩組工人血鉛值總體分布相同H1兩組工人血鉛值分布不同005（2）求檢驗統(tǒng)計量表75鉛作業(yè)工人和非鉛作業(yè)工人血鉛值MOL/L比較鉛作業(yè)組非鉛作業(yè)組血鉛值秩次血鉛值秩次082902410871050242097120293121140334164150445208160586213170637072808710510113N17T1935N210T2595（3）確定P值和作出推斷結論，本題較小例數N17兩組例數之差N2N11073，查附表11，得P001，在005水準上拒絕HO，接受H1，鉛作業(yè)組平均秩次為935/71336，非鉛作業(yè)平均秩次為595/10595，可以認為鉛作業(yè)工人的血鉛值高于非鉛作業(yè)工人的血鉛值。6比較表76兩組肝炎嬰兒的血清總膽紅素有無差別（1）假設HO兩組肝炎嬰兒的血清總膽紅素總體分布相同H1兩組肝炎嬰兒的血清總膽紅素總體分布不同005（2）求檢驗統(tǒng)計量表76兩組肝炎嬰兒的血清總膽紅素總膽紅素人數秩次范圍平均秩次秩和MOL/L一般組重癥組合計一般組重癥組174414251017101051495958015217153123345461601910324136536532852402242434258532044444745518240022484948597合計301949T24865T17385U1/5021NNT3972/4930578計算UCC1（/33NTI1（434）（10310）（17317）（10310）（232）（434）（232）/（49349）15208/11760009557UC5379/55209570（3）確定P值和作出推斷結論查附表2，T界值表，V，得P0001，按005水準，拒絕HO，接受H1，可以認為重癥組肝炎嬰兒的血清總膽紅素高于一般組。7試檢驗表77三組人的血漿總皮質醇測定值有無差別（1）假設HO三組人的血漿總皮質醇測定值總體分布相同H1三組人的血漿總皮質醇測定值總體分布不同或不全相同005（2）計算檢驗統(tǒng)計量如下表表77三組人的血漿總皮質醇測定值正常人單純性肥胖皮質醇增多癥測定值秩次測定值秩次測定值秩次01110172270200524033328121061605552922206980667359230779086105386250861051131440826102121381643027108131631743028127152041959629192183752466230RI9651175251NI101010H12/N（N1）RI2/N3（N1）12/30（301）（9652117522512）/103（301）18122VK1312，查附表9，X界值表，得P0005，在005水準上拒絕HO，接受H1，可以認為三組人的血漿總皮質醇測定值分布不同。（3）多樣本兩兩比較如表47HO任兩組人的血漿總皮質醇測定值總體分布相同H1任兩組人的血漿總皮質醇測定值總體分布不同005兩兩比較秩和差數的絕對值各組秩和DRARB單純性肥胖1175皮質醇增多癥251正常人965211545單純性肥胖11751335本題N10，K3，查附表13，D界值表，D005（10，3）923，D001（10，3）1147，在005水準上，皮質醇增多癥與正常人、單純性肥胖組比較，均拒絕HO，接受H1，可認為對比組間有差別（P001），而單純性肥胖與正常人相比，P005，未拒絕HO，尚不能認為兩組間的血漿總皮質醇測定值有差別。8在研究某地方病的病因工作中，用病區(qū)的糧食做動物實驗，今有兩組大白鼠，分別用甲，乙兩種飼料配方飼養(yǎng)，觀察鼠的心肌壞死面積（小格數）如表78，問兩組間的壞死面積有無差別本資料用T檢驗和秩和檢驗何者為好為什么表78甲，乙兩組心肌壞死面積（小格數）比較甲組乙組面積頻數秩和面積頻數秩和001013100015131502127502327530313050313050423352042335206136092375210139131401614117142221432814526144741533314613015543151154155161162197113813601合計N229T2968N128T1685應用T檢驗的條件是所分析的數據來自正態(tài)分布總體，而且要求相應的兩總體方差相等，故首先列出兩組數據的頻數分布表。由頻數表可見兩組數據呈極度偏態(tài)，且總體方差不齊（S甲25032，S乙2766，F(xiàn)6569，P005），故應使用秩和檢驗。（1）假設HO兩組壞死面積的分布相同H1兩組壞死面積的分布不同005（2）計算檢驗統(tǒng)計量U12/5021NNT19/57986計算較正UCC1（T3TI）/（N3N）1（25325）（434）（232）（434）/（57357）09151UC1950/1/（3）確定P值和作出推斷結論查附表2，T界值表，V，得005P001，在005水準上拒絕HO，接受H1，故可以認為甲乙兩組飼料配方飼養(yǎng)大鼠，心肌壞死面積不同，甲組壞死面積較大。第八章直線相關與回歸一、名詞解釋相關系數回歸系數二、填空題1、直線回歸方程的一般表達式為_。2、直線回歸描述兩變量間的_相關系數R表示兩變量間的_。3、根據回歸方程繪制的直線稱_此線與縱坐標的交點稱為_回歸直線的斜率稱為_。4、直線相關系數波動范圍為_。5、對同一資料進行直線相關和回歸分析，其TB與TR的關系為_。6、直線相關系數的意義為_、_。7、在直線回歸分析中，因變量的總離均差平方和可以分解為兩部分，即_和_。8、直線回歸方程中，A為回歸直線在Y的_，即X0