醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)課后習(xí)題答案

1、14.二二-1.96-1.96了- - 2.582.5868.27%95%99%(1)同質(zhì)與變異：同質(zhì)指被研究指標(biāo)的影響因素相同，變異指在同質(zhì)的基 礎(chǔ)上各觀察單位(或個(gè)體)之間的差異。(2)總體和樣本：總體是根據(jù)研究目的確定的同質(zhì)觀察單位的全體。樣本 是從總體中隨機(jī)抽取的部分觀察單位。(3)參數(shù)和統(tǒng)計(jì)量：根據(jù)總體個(gè)體值統(tǒng)計(jì)算出來的描述總體的特征量，稱 為總體參數(shù)，根據(jù)樣本個(gè)體值統(tǒng)計(jì)計(jì)算出來的描述樣本的特征量稱為 樣本統(tǒng)計(jì)量。(4)抽樣誤差：由抽樣造成的樣本統(tǒng)計(jì)量和總體參數(shù)的差別稱為抽樣誤 差。(5)概率：是描述隨機(jī)事件發(fā)生的可能性大小的數(shù)值，用p表示(6)計(jì)量資料：由一群個(gè)體的變量值構(gòu)成的資料

2、稱為計(jì)量資料。(7)計(jì)數(shù)資料：由一群個(gè)體按定性因數(shù)或類別活點(diǎn)每類有多少個(gè)個(gè)體，稱 為計(jì)數(shù)資料。(8)等級(jí)資料：由一群個(gè)體按等級(jí)因數(shù)的級(jí)別活點(diǎn)每類有多少個(gè)體，稱為 等級(jí)資料。是非題：1. X 2. X 3. X 4. X 5. V 6. V 7. X單選題：1. C 2. E 3. D 4. C 5. D 6. B第二章計(jì)雖資料統(tǒng)計(jì)描述及正態(tài)分布答案名詞解釋：1.平均數(shù)是描述數(shù)據(jù)分布集中趨勢(shì)(中心位置)和平均水平的指標(biāo)2.標(biāo)準(zhǔn)差是描述數(shù)據(jù)分布離散程度(或變量變化的變異程度)的指標(biāo)以H服從均數(shù)為0、標(biāo)準(zhǔn)差為1的正態(tài)分布，這種正態(tài)分布 稱標(biāo)準(zhǔn)狀態(tài)分布參考值范圍也稱正常值范圍，醫(yī)學(xué)上常把把絕大多數(shù)的某

3、指標(biāo)范圍稱為指標(biāo)的正常值范圍填空題:1.計(jì)量，計(jì)數(shù)，等級(jí)2.設(shè)計(jì)，收集資料，分析資料，整理資料- 、 _ _3. u =-(變量變換)標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布、0、1a5. 47.5%6.均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差7.全距、方差、標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)8._1.96；12.58?9.全距R名詞解釋:醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)第一章緒論答案3.標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布4.參考值范圍210.檢驗(yàn)水準(zhǔn)、顯著性水準(zhǔn)、0.05、0.01(0.1)11.80% 90%95%99%95%12. 95% 99%13.集中趨勢(shì)、離散趨勢(shì)14.中位數(shù)15.同質(zhì)基礎(chǔ)，合理分組16.均數(shù)，均數(shù)，H ,b,規(guī)律性17.標(biāo)準(zhǔn)差18.單位不同，均數(shù)相差較大是非題：I.x2. V 3

4、. x4. x5. x6. V 7. V8. V9. V10. VII. V12. V 13. X14. V15. V16. X 17. X18.X19. V20. V21. V單選題:1. B2. D3. C4. A5. C6. D7. E8. A9. C10. D11. B12. C13. C14. C15. A16. C17. E18. C19. D20. C21. B22. B23. E24. C25. A26. C27. B28. D29. D30. D31. A32. E33. D34. A35. D36. D37. C38. E39. D40. B41. C42. B43. D4

5、4. C45. B問答題：1.均數(shù)、幾何均數(shù)和中位數(shù)的適用范圍有何異同？答:相同點(diǎn)，均表示計(jì)量資料集中趨勢(shì)的指標(biāo)。不同點(diǎn)：表2-5.表2-5均數(shù)，幾何均數(shù)和中位數(shù)的相異點(diǎn)均數(shù)平均數(shù)量水平應(yīng)用甚廣,最適用丁對(duì)稱分布，特別是正態(tài)分布幾何均數(shù)平均增減倍數(shù)等比資料；對(duì)數(shù)正態(tài)分布資料中位數(shù)位次居中的觀偏態(tài)資料；分布小明資料；分布一端或四端出現(xiàn)不確定值2.中位數(shù)與白分位數(shù)在意義上、計(jì)算和應(yīng)用上有何區(qū)別與聯(lián)系？答：1)意義：中位數(shù)是白分位中的第50分位數(shù)，常用丁描述偏態(tài)分布資料的集中位置, 反映位次居中的觀察值水平。白分位數(shù)是用丁描述樣本或總體觀察值序列在某 白分位置的水平，最常用的白分位是P50即中位數(shù)。

6、多個(gè)白分位數(shù)結(jié)合使用，可 更全面地描述總體或樣本的分布特征。(2)計(jì)算：中位數(shù)和白分位數(shù)均可用同一公式計(jì)算，即Px=L+ (i/fx)(n x%-Z h)可根據(jù)研究目的選擇不同的白分位數(shù)代入公式進(jìn)行計(jì)算分析。(3)應(yīng)用： 中位數(shù)常用丁描述偏態(tài)分布資料的集中趨勢(shì)；白分位數(shù)常用丁醫(yī)學(xué)參考 值范圍的確定。中位數(shù)常和其它分位數(shù)結(jié)合起來描述分布的特征，在實(shí)際工作中 更為常用。白分位數(shù)還可以用來描述變量值的離散趨勢(shì)(四分位數(shù)間距)。3.同一資料的標(biāo)準(zhǔn)差是否一定小丁均數(shù)？答：不一定。同一資料的標(biāo)準(zhǔn)差的大小與均數(shù)無關(guān)，主要與本資料的變異度有關(guān)。變異大，標(biāo)準(zhǔn)差就大，有時(shí)比均數(shù)大；變異小，標(biāo)準(zhǔn)差小。4.測(cè)得一組資

7、料，如身高或體重等，從統(tǒng)計(jì)上講，影響其標(biāo)準(zhǔn)差大小的因素有哪些？(1)樣本含量的大小，樣本含量越大，標(biāo)準(zhǔn)差越穩(wěn)定。3(2)分組的多少(3)分布形狀的影響，偏態(tài)分布的標(biāo)準(zhǔn)差較近似正態(tài)分布大(4)隨機(jī)測(cè)量誤差大小的影響(5)研究總體中觀察值之間變異程度大小5.正態(tài)分布、標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布與對(duì)數(shù)正態(tài)分布在概念上和應(yīng)用上有何異同？(1)概念上：相同點(diǎn)：正態(tài)分布、標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布與對(duì)數(shù)正態(tài)分布都是變量的 連續(xù)型分布。其特征是：分布曲線在橫軸上方，略呈鐘型，以均數(shù)為中心，兩邊 對(duì)稱，均數(shù)處最高，兩邊逐漸減小，向外延伸，不與橫軸相交。相異點(diǎn)：表示方法不同，正態(tài)分布用2 N(p, b2)表示，標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布用N (0, 1

8、)表示，對(duì)數(shù) 正態(tài)分布N (11igx ,b igx )表小。(2)應(yīng)用上：相同點(diǎn)：正態(tài)分布、對(duì)數(shù)正態(tài)分布都可以轉(zhuǎn)換為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。2相異點(diǎn)：標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布是標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)變量u的分布，標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)曲線下的面積唯一 的由u決定，給應(yīng)用帶來極大方便。對(duì)醫(yī)學(xué)資料呈偏態(tài)分布的數(shù)據(jù)，有的經(jīng)對(duì)數(shù) 變換后服從正態(tài)分布。正態(tài)分布、對(duì)數(shù)正態(tài)分布可描述變量值的分布特征，可用 丁正常值范圍估計(jì)和質(zhì)量控制等。正態(tài)分布是很多統(tǒng)計(jì)方法的理論基礎(chǔ)。6.醫(yī)學(xué)中參考值范圍的含義是什么？確定的原則和方法是什么？含義：參考值范圍亦稱正常值范圍，它是指特定健康狀況人群(排除了有關(guān) 疾病和因素對(duì)所研究指標(biāo)有影響的所謂“正常人”不同丁 “健康人”

9、概念)的解 剖、生理、生化等數(shù)據(jù)絕大多數(shù)人的波動(dòng)范圍。(2)原則：1抽取有代表性的足夠例數(shù)的正常人群樣本，樣本分布越接近總體，所得結(jié) 果越可靠。一般認(rèn)為樣本含量最好在100例以上，以能得到一個(gè)分布較為 穩(wěn)定的樣本為原則。2對(duì)選定的正常人進(jìn)行準(zhǔn)確而統(tǒng)一的測(cè)定，保證測(cè)定數(shù)據(jù)可靠是確定正常值 范圍的前提。3判定是否要分組(如男女、年齡、地區(qū)等)確定正常值范圍。4決定取雙側(cè)范圍值還是單側(cè)范圍值。5選擇適當(dāng)?shù)陌追址秶?確定可疑范圍7估計(jì)界值(3)方法：1白分位數(shù)法：R=L+ (i/f x) (n x%-Z)2正態(tài)分布法(對(duì)數(shù)正態(tài)分布)：雙側(cè)X u Slg )=4.5+(0.5/25 ) (101 50%

10、-41) =4.69 (mmol/L)67本題算術(shù)均數(shù)為4.735 (mmol/L),與中位數(shù)4.69 (mmol/L)很接近，這也是 資料服從正態(tài)分布的特征之一。(4)計(jì)算P2.5及P97.5并與X土1.96s的范圍比較。P2 5=3.0+ (0.5/8 ) X (10仆2.5%-1) =3.095 (mmol/L)P97.5=6.5+ (0.5/2 ) x (10仆97.5%-98) =6.619 (mmol/L)X1.96S=4.735土1.96x0.882=3.01 6.46 (mmol/L)用白分位數(shù)法求得101例3049歲健康男子血活總膽固醇值95吩布范圍3.0956.619 (m

11、mol/L),與正態(tài)分布法求得的95%分布范圍3.016.46(mmol/L)基本一致。(5)分別考察X1S、X1.96S、X2.58S范圍內(nèi)的實(shí)際頻數(shù)與理論分布是否基本一致(表1-3)表 2-8 某地 101 例 3049歲健康男子血清總膽固醇值理論分布與實(shí)際分布比較X士us血清總膽固醇實(shí)際分布理論分布人數(shù) %X _1s3.85 / -5.627271.2968.27X _ 1.96s3.01-6.469796.0495.00X _ 2.58s2.46 - -7.0110099.0199.00由上表，X 1s范圍內(nèi)，實(shí)際分布與理論分布略有不同，而X 1.96s、X 2.58s范圍內(nèi)，實(shí)際分布

12、與理論分布基本一致。(6)現(xiàn)測(cè)得一40歲男子的血活總膽固醇值為6.993 (mmol/L),若按95%常值 范圍估計(jì)，其血活總膽固醇值是否正常？估計(jì)該地3049歲健康男子中，還有白分之幾的人血活總膽固醇值比他高？前計(jì)算得95吩常值為3.016.46 (mmol/L)現(xiàn)測(cè)得一40歲男子的血活總 膽固醇值為6.993(mmol/L),在95%圍以外，故屆丁異常u= (X- H / b = (6.993-4.735 ) /0.882=2.56因巾(2.56 )=巾(-2.56)，查表1得巾(-2.56 ) =0.0052估計(jì)該地3049健康男子中約有0.52%的人血活總膽固醇值比他高。2.某地衛(wèi)生防

13、疫站，對(duì)30名麻疹易感兒童經(jīng)氣溶膠免疫一個(gè)月后，測(cè)得其得血凝抑 制抗體滴度資料如表2-9第(1) (2)欄。表2-9平均滴度計(jì)算表抗體滴度人數(shù) f滴度倒數(shù) X1 lgX1 flgX1(1)(2)(3)(4)(5) = (2) X (4)1:8280.90311.80621:166161.20417.224781:325321.50517.52571:6410641.806218.06181:12841282.10728.42881:25622562.40824.81651:51215122.70932.7093合計(jì)3050.5730(1)試計(jì)算其平均滴度由表1-4得，G=lg-1(50.573

14、0/30 ) =lg-11.6858=48.5該站30名麻疹易感兒童經(jīng)氣溶膠免疫一個(gè)月后，測(cè)得血凝抑制抗體平均滴度為1: 48.502-10抗體滴度人數(shù)f滴度倒數(shù)XIlgX1flgX1(1)(2)(3)(4)=(2)1: 8280.90311.80621 : 166161.20417.22471 : 325321.50517.52571 : 6410641.806218.06181 : 12841282.10728.42881 : 25622562.40824.81651 : 51215122.70932.7093合計(jì)3050.5730(2)有人發(fā)現(xiàn)本例用抗體滴度稀釋倍數(shù)和直接用滴度(原書誤為

15、倒數(shù))算得對(duì)數(shù)值的標(biāo)準(zhǔn)差相同，為什么？表2-11滴度對(duì)數(shù)值計(jì)算表抗體滴度X2人數(shù)f lgX2flgX21 :82-0.9031-1.80621:166-1.2041-7.22471:325-1.5051-7.52571:6410-1.8062-18.06181:1284-2.1072-8.42881:2562-2.4082-4.81651:5121-2.7093-2.709330-50.57301)由表1-4中數(shù)據(jù)計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)差為：slgx1=lg-10.4444=2.78232)由表1-5中數(shù)據(jù)計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)差為：slgx2=lg-10.4444=2.7823直接用抗體滴度的對(duì)數(shù)lgx2與稀釋倍數(shù)的對(duì)

16、數(shù)lgx1計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)差是相等的， 因 為由上表可見lgx2=lg1-lgX1=-lgx1,而lgx1與-lgx1的離散程度是相同的，所以用 抗體滴度稀釋倍數(shù)和直接用滴度算得對(duì)數(shù)值的標(biāo)準(zhǔn)差是相同的。3 . 50例鏈球菌咽峽炎患者的潛伏期如表2-12，說明用均數(shù)、中位數(shù)或幾何均數(shù)， 何者的代表性較好？并作計(jì)算。表2 - 1 25 0例 鏈 球 菌 咽 峽 炎 患 者 的 潛 伏 期 的 中 位 數(shù) 計(jì) 算 表9潛伏期(小時(shí))病例數(shù)f累計(jì)頻數(shù)121124783611194811306077258449621081202合計(jì)50本例目測(cè)頻數(shù)分布為偏態(tài)分布，長(zhǎng)尾拖向右側(cè)，故為正偏態(tài)，宜用中位數(shù)及幾何均數(shù)表

17、示其平均水平。如上表，經(jīng)計(jì)算中位數(shù)，幾何均數(shù)、算術(shù)均數(shù)分別為：M=54.55(小時(shí))，G=54.08(小時(shí)),X =58.56(小時(shí))顯然，算術(shù)均數(shù)受長(zhǎng)潛伏期的影響使其偏大，中位數(shù)M與幾何均數(shù)G接近，故描述鏈球菌咽峽炎患者潛伏 期的集中趨勢(shì)指標(biāo)使用中位數(shù)M或幾何均數(shù)G均可。4.某市1974年為了解該地居民發(fā)汞的基礎(chǔ)水平，為汞污染的環(huán)境監(jiān)測(cè)積累資料，調(diào)查 了留住該市一年以上，無明顯肝、腎疾病，無汞作業(yè)接觸史的居民238人，發(fā)汞含量如表2-13 :表2-13 238人發(fā)汞含量頻數(shù)計(jì)算表發(fā)汞值 人數(shù) f 組中值 X fX fX 2 累計(jì)頻數(shù) 累計(jì)頻率 (mol/kg )1.5-202.550.012

18、5.00208.403.5-664.5297.01336.508636.105.5-606.5390.02535.0014661.347.5-488.5408.03468.0019481.509.5-1810.5189.01984.5021289.0811.5-1612.5200.02500.0022895.8013.5-614.587.01261.5023498.3215.5-116.516.5272.2523598.7417.5-018.50.00.00 23598.7419.5-21.5 320.561.51260.75 )238100.002381699.0 14743.50(1).說

19、明此頻數(shù)分布的特征：可見發(fā)汞值的頻數(shù)分布高峰位丁第2個(gè)組段。前4個(gè)組段的頻數(shù)占總頻數(shù)的81.5%,長(zhǎng)尾拖向右側(cè)，呈極度正偏態(tài)。(2).計(jì)算均數(shù) 和中位數(shù)M何者較大？為什么？何者用語說明本資料的集中 位置較合適？X=MfX/奇=1699/238=7.139 (卜mol/kg )M =L+(i/f50)(n x 50%-Z fL)=5.5+2/60(238乂50%-86)=6.6 mol/kg )10由計(jì)算結(jié)果得知，乂 AM其原因因?yàn)楸纠收龖B(tài)分布，均數(shù)計(jì)算結(jié)果受到少數(shù)較大發(fā)汞值的影響， 使得X偏向大發(fā)汞值一邊.本例用中位數(shù)描述偏態(tài)資 料的集中趨勢(shì)較好，它不受兩端較大值和極小值的影響.(3) .選

20、用何種指標(biāo)描述其離散程度較好？選用四分位數(shù)問距描述其離散程度較好.(4) .估計(jì)該地居民發(fā)汞值的95%!考值范圍本資料應(yīng)選用單側(cè)95冊(cè)界值，本例是正偏態(tài)分布.而且樣本含量較大，n=238,保證獲得一個(gè)較為穩(wěn)定的分布，故采用白分位數(shù)法計(jì)算的參考值范圍較為合適.P95=L+(i/f95)(n 95%-Z fL)=11.5+(2/16)(238第三章均數(shù)的抽樣誤差與t檢驗(yàn)答案填空題：1.標(biāo)準(zhǔn)誤2. 0.05 , 0.013.假設(shè)檢驗(yàn)，(顯著性檢驗(yàn))4.兩總體均數(shù)不同(越有理由說明有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義)5.自由度大小6.一是準(zhǔn)確度、二是精度7.抽樣誤差、樣本均數(shù)、總體均數(shù)8.總體均數(shù)估計(jì)、假設(shè)檢驗(yàn)9.第二類錯(cuò)

21、誤(II型錯(cuò)誤)6是非題：I. V 2. x3. x 4. x 5. V6. V7. x8. V9. x10. VII. V 12. X13. V 14. V 15. V16. V17. V18. V19. X20.X21. X 22. X21. C問答題：1.標(biāo)準(zhǔn)差和標(biāo)準(zhǔn)誤有何區(qū)別和聯(lián)系?表 3-6標(biāo)準(zhǔn)差與標(biāo)準(zhǔn)誤的區(qū)別x95%-212)=13.2625 (卜mol/kg )單選題：I.A2. EII. D12. B3.D4. E13. E14. D5.E6. E15. D16. E7. D8. A17. B18. C9.D10. D19. C20. D11意義上標(biāo)準(zhǔn)差(a或S)描述一組變量值

22、之間的離散趨勢(shì)標(biāo)準(zhǔn)誤(aX或SR)描述樣本均數(shù)問的離散趨勢(shì)12均數(shù)可信區(qū)問與n的關(guān)系n越大，s越趨于穩(wěn)定n越大，sX越小(2)聯(lián)系 二者均是表示變異度大小的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)。2標(biāo)準(zhǔn)誤cr又=。/而與標(biāo)準(zhǔn)差大小成正比，與抽樣例數(shù)n的平方根成反 比。3當(dāng)n一定時(shí)，同一份資料，標(biāo)準(zhǔn)差越大，標(biāo)準(zhǔn)誤也越大。2 .可信區(qū)間和參考值范圍有何不同？參考值范圍是指同質(zhì)總體中個(gè)體變量值的分布范圍，如X 1.96 s說明有95%勺變量值分布在此范圍內(nèi)，它與標(biāo)準(zhǔn)差的大小有關(guān)，若個(gè)體變異越大，該范圍越寬，分布也就越散。而可信區(qū)間是指在可信度為(1- a )時(shí)，估計(jì)總體參數(shù)可能存在的范圍。即從同一總體中隨機(jī)抽樣，當(dāng)n一定時(shí)，每抽

23、一次即可得一個(gè)樣本均值，以Xta,vsX計(jì)算可信區(qū)問，如95列信區(qū)間,類似的隨機(jī)抽樣進(jìn)行一白次，平均有95次，即有95個(gè)可信區(qū)間包括了總 體均數(shù)，有5次沒有包括括總體均數(shù)，5%!小概率事件，實(shí)際發(fā)生的可能 性很小，因此實(shí)際應(yīng)用中就認(rèn)為總體均數(shù)在求得的可信區(qū)問。這種估計(jì)方 法犯錯(cuò)誤的可能性最大不超過5%可信區(qū)間與標(biāo)準(zhǔn)誤大小有關(guān)，標(biāo)準(zhǔn)誤越 大，可信區(qū)間則越大。3.假設(shè)檢驗(yàn)和區(qū)間估計(jì)有何聯(lián)系？假設(shè)檢驗(yàn)和區(qū)間估計(jì)都屆丁統(tǒng)計(jì)推斷的內(nèi)容。 假設(shè)檢驗(yàn)用以推斷總體參數(shù)問 是否有質(zhì)的區(qū)別，并可獲得樣本統(tǒng)計(jì)量，以得到相對(duì)精確的概率值。而可信 區(qū)間用丁推斷總體參數(shù)的大小，它不僅可用以回答假設(shè)檢驗(yàn)的問題，尚可比 假設(shè)

24、檢驗(yàn)提供更多的信息。但這并不意味著用可信區(qū)問代替假設(shè)檢驗(yàn)，因?yàn)?假設(shè)檢驗(yàn)可得到P值，比較精確地說明結(jié)論的概率保證，而可信區(qū)間只能告 訴我們?cè)谀砤水準(zhǔn)上有無統(tǒng)計(jì)意義，卻不能像P那樣提供精確的概率。因此, 只有將二者有機(jī)地結(jié)合起來，相互補(bǔ)充，才是完整的分析。4.假設(shè)檢驗(yàn)時(shí)，一般當(dāng)P 0.05時(shí)，則拒絕H 0,理論依據(jù)是什么？假設(shè)檢驗(yàn)時(shí)，當(dāng)P 0.05,貝U拒絕Ho,其理論依據(jù)是在Ho成立的條件下，出現(xiàn)大丁等丁現(xiàn)有檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的概率P 0.05,它是小概率事件，即在一次 抽樣中得到這么小概率是事件是不大可能發(fā)生的，因而拒絕它。由此可見， 假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)論是具有概率性的，它存在犯錯(cuò)誤的可能性小丁等丁0.0

25、5。5. t檢驗(yàn)和方差分析的應(yīng)用條件有何異同？(1)相同點(diǎn)：在均數(shù)比較中，t檢驗(yàn)和方差分析均要求各樣本來自正態(tài)總體；各處理 組總體方差齊且各隨機(jī)樣本問相互獨(dú)立，尤在小樣本時(shí)更需注意。(1)不同點(diǎn)：t檢驗(yàn)僅用丁兩組資料的比較，除雙側(cè)檢驗(yàn)外，尚可進(jìn)行單側(cè)檢驗(yàn)，亦可計(jì)算一定可信度的可信區(qū)問，提示差別有無實(shí)際意義。而方差分析用丁兩組及兩組以上均數(shù)的比較，亦可用丁兩組資料的方差齊性檢驗(yàn)。6.怎樣正確使用單側(cè)檢驗(yàn)和雙側(cè)檢驗(yàn)？應(yīng)用上s越小，表示變量值圍繞 均值分布越密集，說明均數(shù) 的代表性越好。1sx越小，表示樣本均數(shù)與 總體均數(shù)越接近，說明樣本 均數(shù)推斷總體均數(shù)可靠性越大。2可用X uas估計(jì)變量值分可用

26、Xta,vSX估計(jì)總體布范圍13根據(jù)專業(yè)知識(shí)推斷兩個(gè)總體是否有差別時(shí)，是甲高丁乙，還是乙高丁甲，兩種可 能都存在時(shí)，一般選雙側(cè)；若根據(jù)專業(yè)知識(shí)，如果甲不會(huì)低丁乙，或研究者僅關(guān)心 其中一種可能時(shí)，可選用單側(cè)。一般來講，雙側(cè)檢驗(yàn)較穩(wěn)妥故較多用，在預(yù)實(shí)驗(yàn)有 探索性質(zhì)時(shí)，應(yīng)以專業(yè)知識(shí)為依據(jù)，它充分利用了另一側(cè)的不可能性，故檢出效率 高，但應(yīng)慎用。7.第一類錯(cuò)誤與第二類錯(cuò)誤的區(qū)別及聯(lián)系何在？ 了解這兩類錯(cuò)誤有何實(shí)際意義？(1)假設(shè)檢驗(yàn)中I、II型錯(cuò)誤的區(qū)別。I型錯(cuò)誤是拒絕了實(shí)際上成立的Ho,也稱為“棄真”錯(cuò)誤，用a表 示。統(tǒng)計(jì)推斷時(shí)，根據(jù)研究者的要求來確定。皿型錯(cuò)誤是不拒絕實(shí)際上不成立的Ho,也稱為“存

27、偽”錯(cuò)誤，用6表示。它只能與特定的H結(jié)合起來才有意義，一般難以確切估計(jì)。(2) I、II型錯(cuò)誤的聯(lián)系。1當(dāng)抽樣例數(shù)一定時(shí)，a越大，6越??；反之，a越小，6越大。2統(tǒng)計(jì)推斷中，I、II型錯(cuò)誤均有可能發(fā)生，若要使兩者都減小，可適當(dāng)增加樣本含量。3根據(jù)研究者要求，n一定時(shí)，可通過確定a水平來控制6大小。(3)了解兩類錯(cuò)誤的實(shí)際意義。1可用丁樣本含量的估計(jì)。2可用來計(jì)算可信度(1-a),表明統(tǒng)計(jì)推斷可靠性的大小。3可用丁計(jì)算把握度(1-6),來評(píng)價(jià)檢驗(yàn)方法的效能等。4有助丁研究者選擇適當(dāng)?shù)臋z驗(yàn)水準(zhǔn)。5可以說明統(tǒng)計(jì)結(jié)論的概率保證。計(jì)算題：1.某地抽樣調(diào)查了部分成人的紅細(xì)胞數(shù)和血紅蛋白量，結(jié)果如表：表3-

28、7:健康成人的紅細(xì)胞和血紅蛋白測(cè)得值及標(biāo)準(zhǔn)誤與變異系數(shù)的計(jì)算性別例數(shù)均數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差標(biāo)準(zhǔn)值變異系數(shù)(標(biāo)準(zhǔn)誤紅細(xì)胞數(shù)男3604.660.584.8412.450.0306(x 1012/L )女2254.180.294.336.940.0182血紅蛋白男360134.57.1140.25.280.3742(g/L)女255117.610.2124.78.670.6387(1)說明女性的紅細(xì)胞數(shù)與血紅蛋白量的變異程度何者為大？女性CVRB=S/又X 100%=0.29/4.18 X 100%=6.49%CVHB=S/XX 100%=10.2/117.6 X 100%=8.67%由上計(jì)算可知該地女性血紅蛋

29、白量比紅細(xì)胞數(shù)變異度大(2)分別計(jì)算男、女兩項(xiàng)指標(biāo)的抽樣誤差。 _見上表最后一欄，標(biāo)準(zhǔn)誤計(jì)算公式sx= s/ n。(3)試估計(jì)該地健康成年男、女紅細(xì)胞數(shù)的均數(shù)。健康成年男子紅細(xì)胞數(shù)總體均數(shù)95%T信區(qū)間為：X土1.96Sx=4.66土1.96 X 0.0306=4.60 4.72 (1012/L )其中n=360故近似按u =8。同理健康成年女子紅細(xì)胞數(shù)總體均數(shù)95初信區(qū)間為4.14 4.22 (1012/L)(4)該地健康成年男、女問血紅蛋白含量有無差別？14Ho :H男=H女Hi：H男丈頭女也=0.05u=(X1-X2)/(sX1-又2) =(134.5117.6)/一7.22/360 1

30、0.22/255 =22.83按U =8,查附表2,得PV0.0005，按a =0.05水準(zhǔn)，拒絕Ho,接受H,可 以認(rèn)為男女問血紅蛋白含量不同，男高丁女。2.將20名某病患者隨機(jī)分為兩組，分別用甲、乙兩藥治療，測(cè)得治療前及治療后一個(gè)月 的血沉(mm小時(shí))如下表，問：(1)甲，乙兩藥是否均有效？(2)甲，乙兩藥的療效有無差別？表3-8甲，乙兩藥治療前后的血沉病人號(hào)12345678910甲藥治療前10 136 11107 8 1 859治療后693101042533差值4431036326病人號(hào)12345678910乙藥治療前91091386 101110 10治療后6353358274差值37

31、410512936(1)甲，乙兩藥是否均有效?甲藥d=3.2000 (mm/h乙藥d=5.0000 (mm/hSd=1.9322 (mm/hSd=2.9810 (mm/hST=0.6110 (mm/hSd=0.9428 (mm/hn=10n=10Ho:p d=0Ho:id=0H1:id0H1:(1d0a =0.05a =0.05t(甲藥)斗Sd=3.2000/0.6110=5.237t(乙藥)=d/ Sd=5.0000/0.9428=5.303=9,查t界值表，得PV0.001，按a =0.05水準(zhǔn)，拒絕Ho,接受Hi,故可認(rèn)為 甲、乙兩藥均有效。(2)甲，乙兩藥的療效有無差別？15由表中資料

32、分別求得治療前后差值（見表3-8 ）,再作兩組比較H 0：甲乙兩藥療效相同Hi:甲乙兩藥療效不同a =0.05Sd2= * P0.10 ,按a =0.05水準(zhǔn)，不拒絕Ho,尚不 能 認(rèn)為甲乙兩藥療效有差別。將鉤端螺旋體病人的血活分別用標(biāo)準(zhǔn)株和水生株作凝溶試驗(yàn)，測(cè)得稀釋倍數(shù)如 下，問兩組的平均效價(jià)有無差別？標(biāo)準(zhǔn)株（11人）100 200 400 400 400 400 800 1600 1600 1600 3200水生株（9人）100 100 100 200 200 200 200 400 400由題知：該資料服從對(duì)數(shù)正態(tài)分布，故得：標(biāo)準(zhǔn)株水生株n=11n=9X lg X1=2.7936X Ig

33、 X2=2.2676Slg X2=0.2355兩組方差齊性檢驗(yàn)：Hl CT 2=0 2Hi：o2*。2:=0.05F=S；/S = 0.45202/0.23552=3.684V1=10 V2=8 F0.05（10,8）=4.30查附表3,得P0.05 ,按a =0.05水準(zhǔn)，不拒絕Ho,可以認(rèn)為兩總體方差齊 兩組均數(shù)比較；H0兩總體幾何均數(shù)相等H1兩總體幾何均數(shù)不等a =0.05+XlX2又1一又2又1一又2t二- 二二&1-X278(2(1/01/02)J(叫一1)s；+(n2 1)s2/(n1+n2 2)(1/n1+1/n2)2.7936-2.2676八S2_ (n-1)s2+(n

34、2-1)s；9X 1.93222+9尺2.98142n1n2- 210 10 - 2=6.3110d1- d2Sd1 _d23.2 -5.0-1.60221.12353.Slg X1=0.452016=3.149(11 -1)0.45202(9-1)0.23552)/(11 9 -2) (1/11 1/9)查t界值表，得0.01 P 0.005,按a =0.05水準(zhǔn)，拒絕Ho,接受H,故可認(rèn)為鉤 端螺旋體病人的血活用標(biāo)準(zhǔn)株和水生株作凝溶試驗(yàn)，前者平均抗體效價(jià)高丁后者4.表3-9為抽樣調(diào)查資料，可做那些統(tǒng)計(jì)分析？表3-9某地健康成人的第一秒肺通氣量(FEV1 ( L)FEV人 數(shù)男女2.0142

35、.5383.011233.527334.036204.526105.01025.5306.0 6.510合計(jì)118100(1)統(tǒng)計(jì)描述。由上表可見，男性調(diào)查118人，第1秒肺通氣量分布為2.06.5，高峰位丁4.04.5組段內(nèi)，以中間頻數(shù)分布最多，兩側(cè)逐漸減少，左右基本對(duì)稱，其頻數(shù)分布可見上表和下圖。女性調(diào)查100人，第1秒肺通氣量分布為2.02.5,高峰位丁3.54.0組段內(nèi)，以中間頻數(shù)分布最多，兩側(cè)逐漸減少，且左右大體對(duì)稱，頻數(shù)分布可見表3-9和圖3-1。17圖3-1某地健康成人第一秒肺通氣量(FEV (L)分布由上表和圖可見，男性分布范圍較寬，右側(cè)尾部面積向外延伸兩個(gè)組段，高峰 位置高丁

36、女性，向右推移一個(gè)組段。0計(jì)算集中與離散趨勢(shì)指標(biāo)，并對(duì)兩組進(jìn)行比較。Ho:男女間第1秒肺通氣量總體均數(shù)相同H1：男女間第1秒肺通氣量總體均數(shù)不同也=0.05男性：n=118X1=4.2373s1=0.6902女性：n=100X2=3.7250s2=0.6258U=（XI-又2）/應(yīng)1-又2=（XI-又2）/, S2/m s2/n2=(4.2373-3.7250)/. 0.69022/118 0.62582/100=5.624查t界值表,V=8,得Pv 0.001，按a =0.05水準(zhǔn)，拒絕Ho,接受H,故可認(rèn)為男女間第1秒肺通氣量均數(shù)不同，男高丁女。)根據(jù)上述分析結(jié)果，分別確定95俺考值范圍。

37、男性第1秒肺通氣量單側(cè)95%考范圍下限為：X -u0.05S=4.2373-1.645x0.6902=3.16 (L)即可認(rèn)為有95%勺男性第1秒肺通氣量不低丁3.16 (L)女性第1秒肺通氣量單側(cè)95%考范圍下限為：X -U0.05S=3.7250-1.645x0.6258=2.69 (L)即可認(rèn)為有95%勺女性第1秒肺通氣量不低丁2.69 (L)某醫(yī)師就表3-10資料，對(duì)比用胎盤浸液鉤端螺旋體菌苗對(duì)328名農(nóng)民接種前，后(接 種后兩月)血活抗體(黃疸出血型)的變化5.18表3-10 328例血活抗體滴度及統(tǒng)計(jì)量0 20 40 80 160 320 640 1280X ssx免疫前人數(shù)211

38、 27 19 24 25 19 376.1 111.7 6.17免疫后人數(shù)2 16 57 76 75 54 25 23411.9 470.5 25.90t=(411.91-76.1)/J25.92+6.172=12.6 3,查t界值故P間估計(jì)。滴度倒數(shù)1 2 4 8 16 32 64 128 256 512 1024合計(jì)人 數(shù)0 0 1 7 10 31 33 42 24 3 1152以滴度倒數(shù)X的對(duì)數(shù)值求得X1gx =1.85965 , Slgx=0.44245, n=152,則點(diǎn)值估計(jì)G=lg-11.85965=72.39患兒病后血活抗體滴度倒數(shù)總體均數(shù)95列信區(qū)間為lg-1(Xlgx+1.

39、96Slgx/ Vn)=lg-1(1.85965 +1.96X0.44245/ /152)=lg-1(1.78931276 1.92999206)=61.5 85.117.某醫(yī)院對(duì)9例慢性苯中蠹患者用中草藥抗苯1號(hào)治療：(1)得表 白細(xì)胞總數(shù)(X 109/L ),問該藥是否對(duì)患者的白細(xì)胞總數(shù)有影響?表3-11 9例慢性苯中蠹患者治療前后的白細(xì)胞總數(shù)病人號(hào)治療前治療后d116.04.21.824.85.4-0.635.06.3-1.31943.43.8-0.457.04.42.663.84.0-0.276.05.90.183.58.0-4.594.35.0-0.7H)該藥對(duì)患者的白細(xì)胞總數(shù)無影響

40、，即H d=0Hi該藥對(duì)患者的白細(xì)胞總數(shù)有影響，即從d冬0a =0.05求得(前一后)差值d經(jīng)計(jì)算得：d=0.3556 Sd=1.9951n=9t=|d0/(sd/VH) = | 0.3556/(1.9551/J9) = 0.534v=8查附表2, t界值表，得P 0.5,按a =0.05水準(zhǔn)，不拒絕Ho,尚 不能認(rèn)為該藥對(duì)患者的白細(xì)胞總數(shù)有影響。(2)同樣得治療后血小板比治療前每人平均增加37.8 X 109/L ,并算得t=4.1,問該藥是否對(duì)患者的血小板有影響？HD 該藥對(duì)患者的血小板無影響，即H d=0H1該藥對(duì)患者的血小板有影響，即p d0a =0.05d=37.8t=4.1、=8查

41、附表2, t界值表，得0.005 P0.002,按a =0.05水準(zhǔn)，拒絕Ho,接受H,故可認(rèn)為該藥對(duì)患者的血小板有影響，可增加患者血小板。(3)綜合上述結(jié)果能否提出進(jìn)一步研究意見/綜合上述結(jié)果，提出以下建議：1在此項(xiàng)研究中，從t檢驗(yàn)結(jié)果來看，血小板 治療前后變化有意義， 而白細(xì)胞則無意義，可補(bǔ)充計(jì)算兩項(xiàng)指標(biāo)的95列信區(qū)問，結(jié)合專 業(yè)知識(shí)，分析治療前后指標(biāo)差數(shù)有無實(shí)際意義。2如有可能擴(kuò)大樣本，追蹤觀察該藥對(duì)苯中蠹患者的遠(yuǎn)期療效第四章方差分析答案填空題1.各樣本是相互獨(dú)立的隨機(jī)樣本，各樣本來自正態(tài)總體，處理組總體方差相等(方差齊性)2.總變異、組內(nèi)變異、組問變異SS總=SS組問+SS組內(nèi)3. q

42、檢驗(yàn)(乂稱Newman-Keuls法)4. V總=，組問+SS組內(nèi)是非題：1. X2.V3.X4.V5.X20單選題：1. B2.D3.E4.B5.C6. A 7. C 8. C計(jì)算題：1.某湖水不同季節(jié)氯化物含量測(cè)定值如表2-4所示，問不同季節(jié)氯化物含量有無差 另U?表4-1 :某湖水不同季節(jié)氯化物含量(mg/L)秋22.619.118.919.022.822.813.616.921.024.517.217.616.918.015.114.820.015.216.613.121.918.414.216.921.520.116.716.221.221.219.614.8EXj167.9159.

43、3131.9129.3588.4nL888832X 20.9919.9116.4916.168.39EX 2j3548.513231.952206.272114.11 11100.84S2i.52988.55554.50983.47125.0166(1)多組均數(shù)問比較：表1:方差分析表SSvMSF總變異281.63531組問變異141.170347.0579.380組內(nèi)變異140.465285.017查F界值表，得PV 0.01，按0.05水準(zhǔn)，拒絕H0,接受H1,故可認(rèn)為不同季56876921節(jié)湖水中氯化物含量不同或不全相同。(2)各組均數(shù)問兩兩比較H0 :A= HBH1 :1A乒1 Ba=

44、0.05表2四個(gè)樣本均數(shù)順序排例M秋20.9919.9116.491位1234表3四組均數(shù)兩兩比較q檢驗(yàn)對(duì)比組 兩均數(shù)之差組數(shù)q值P值144.8346.0990.011與34.5035.6820.052與43.7534.7350.012與33.4224.3190.05春與夏、秋與冬湖水中氯化物含量P0.05 ,按a =0.05水準(zhǔn)不拒絕Ho,即尚不能 認(rèn)為春與夏、秋與冬季湖水中氯化物含量有差別。 除這兩對(duì)比組外，其它4組均P P0.01，在a =0.05水準(zhǔn)上，拒絕Ho,接受Hi,故 可以認(rèn)為大白鼠感染脊髓灰質(zhì)炎病蠹后，在接種傷寒或白日咳菌苗對(duì)生存日數(shù)有影響。(3)均數(shù)問多重比較：Ho：任一組

45、與對(duì)照組總體均數(shù)相同H:任一組與對(duì)照組總體均數(shù)不同a =0.05傷寒與對(duì)照組比較表4-5方差分析表23t傷對(duì)J(ni1)s； +(n21)s；)/(ni+也2)3(1 / n+1/ )(11.2 9 . 2) / (4.3556(1/10+1/10)=2/0.933338=2.1428v=27，得0.05 P0.02，按a =0.05水準(zhǔn)，拒絕Ho,接受H,故可認(rèn)為接 種傷寒菌苗組較對(duì)照組生存日數(shù)減少。白日咳與對(duì)照組比較t百對(duì)=(11.28.4)/j4.3556(1/10+1/10) =2.99998v=27,查附表2,得0.01 P0.005，按a =0.05水準(zhǔn)，拒絕Ho,接受Hi,可以認(rèn)

46、為接種白日咳菌苗組較對(duì)照組生存日數(shù)減少。3.研究酵解作用對(duì)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(gè)受試者的血濾液乂分成4份，再隨機(jī)地把4份血濾液分別放置0,45,90,135分鐘， 然后測(cè)定其中血糖濃度(mmol/L(1) 4組血濾液方差齊性檢驗(yàn)：Ho：不同放置時(shí)間血濾液所含血糖濃度總體方差相等，22221=二一2=二3=二4H：不同放置時(shí)間血濾液所含血糖濃度總體方差不等或不全相等a =0.05方差齊性檢驗(yàn)方法同本例X2=1.16847v=k- 1=4 1=3,查附表9, X2界值表，得0.90 P0.75 ,按a =0.05水準(zhǔn)，不拒絕Ho,可以認(rèn)為放置不同時(shí)間血濾液所

47、含血糖濃度總體方差齊。表4-3放置不同時(shí)間血濾液所含血糖濃度(mmol/L)受試者編號(hào)放置時(shí)間受試者小計(jì)045901352435.885.835.385.0022.0945.445.385.275.0021.0955.665.445.384.8821.3666.226.225.615.2223.2775.835.725.384.8821.8185.275.115.004.4419.82ZX ij44.84 44.1941.3938.69169.11ni88888Xi5.6050 5.52385.17384.83635.2847工Xj252.1996 245.0671 215.0527 187.

48、5585 899.87790.1245 0.1389 0.1302 0.0634 0.1143(2)配伍組設(shè)計(jì)方差分析：處理：Ho：不同放置時(shí)間血濾液所含血糖濃度相同Hi：不同放置時(shí)間血濾液所含血糖濃度不同或不全相同相同也=0.05配伍：Ho： 8位受試者血液所含血糖濃度相同H1:8位受試者血液所含血糖濃度不同或不全相同也=0.05C =(八X ij) 2/n=169.112/32=893.6935SS總=Z 2Xij2- C =899.8779-893.6935=6.18441.2一SS放置時(shí)間= ( Xij)2-C bj=(44.842+44.192+41.392+38.692) /8-8

49、93.6935=2.98524SS受試者=1/k ( XD2-C,一_2一 一2一 一2一 一2一 一_2一一2=1/4(19.64 +20.03 +22.09 +21.09 +21.36 +23.27+21.812+19.82) -893.6935=2.79093SS誤差=SS總一SS放置時(shí)間SS受試者=6.1844 2.98524 2.79093=0.40832方差分析表SSvMSF總變異6.184431放置時(shí)間2.9852430.9950851.189受試者2.7909370.3987020.510誤 差0.40823210.01944查F界值表F0.05(3,21)=3.07F0.01

50、(3,21)=4.87F 0.05(7,21)=2.49 F 0.01(7,21)=3.64放置時(shí)間受試者問均P P 0.20 ,按a =0.05水準(zhǔn)，不拒絕Ho,尚不能認(rèn)為放置45分鐘與0分鐘血濾液血糖濃度總均 數(shù)有差別。2Ho：放置90分鐘與0分鐘血濾液所含血糖濃度相同H:放置90分鐘與0分鐘血濾液所含血糖濃度不同a =0.05t =(5.6050-5.1783)/ 0.01944(1/8 1/8)=0.4312/0.0697=6.1853v=28,查附表2, t界值表，得P 0.001，按a =0.05水準(zhǔn)，拒絕Ho,接受H,可認(rèn)為放置90分鐘較0分鐘血濾液所含血糖濃度減少。3Ho：放置

51、135分鐘與0分鐘血濾液所含血糖濃度相同H:放置135分鐘與0分鐘血濾液所含血糖濃度不同a =0.05t =(5.6050-4.8363)/ 0.01944(1/1 / 8)=0.7687/0.0697=11.0265v=28,查附表2, t界值表，得P0.001，按a =0.05水準(zhǔn)，拒絕Ho,接受H,故可認(rèn)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(zhì)3日-HSD(羥基類固醇脫氫酶)活性在四個(gè)季節(jié)中是 否有差另J，采用分光光度計(jì)隨機(jī)測(cè)定了部分研究對(duì)象，數(shù)據(jù)見表2.8,請(qǐng)做統(tǒng)計(jì)分析.表4-4四個(gè)季節(jié)的人體腎上腺皮質(zhì)3臼-HSD活性季節(jié)nXS春季420.780.

52、13夏季400.690.22秋季320.680.14冬季360.580.20解：本題僅給出分析思路及主要結(jié)果1.采用完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析26X(1)由公式X =-可推得X = nXn計(jì)算SS總SS組間SS組內(nèi)SS總=5.365, SS組間=0.777 SS組內(nèi)=4.588歹0出方差分析表方差分析表變異來源SSvMSF總變異5.365149組問變異0.77730.25908.248組內(nèi)變異4.5881460.0314(4)確定P值,判斷結(jié)果查方差分析表，得P0.01,在a =0.05水準(zhǔn)上，拒絕Ho,接受H，可以認(rèn)為四個(gè) 季節(jié)人體腎上腺皮質(zhì)3臼-HSD(羥基類固醇脫氫酶)活性不同或不全相同

53、.2.進(jìn)一步作均數(shù)問的多重比較分析(略)第五章相對(duì)數(shù)答案填空題1.比重和分布，頻率與強(qiáng)度2.率3.消除混雜因素對(duì)結(jié)果影響4.率，構(gòu)成比，相對(duì)比5.率的抽樣誤差a x是非題：I. VII. x2. x3. V4. x5. V6x .7. x8. x9. x10. x單選題:I.DII. B2.E12.E3.A13.A4.D14.C5.A15.E6.B16E.7.D17.E8.A18.B9.D19.A10.D20.A21.C22.D計(jì)算題：1.表5-1 (1)(4)欄資料宜計(jì)算那些相對(duì)數(shù)指標(biāo)？試對(duì)圍產(chǎn)兒在圍產(chǎn)期死亡的主 要因素作初步分析。表5-1不同體重，孕周，產(chǎn)次的圍產(chǎn)兒死亡情況分析因素分組出生

54、數(shù)%(1)(2)(3)(4)(5)(6)由方差公式可推得、X2W.si)27體重(g)1000 10291123451.18119.912500193261112946.835.8440005373481.998.93合計(jì)208925 2411100.0011.54孕周(周) 5954692.2372.33合計(jì)194882 3089100.0015.85先就上述資料計(jì)算了上表(5)(6)欄兩類指標(biāo)。由表中死亡率可知；體重低丁2500g組圍產(chǎn)兒死亡率約為2500g組的20倍；孕 周38周組圍產(chǎn)兒死亡率約為38周組的12倍；隨著產(chǎn)婦的產(chǎn)次增加，圍產(chǎn)兒死 亡率也逐漸升高。由表中死亡構(gòu)成比可知：半數(shù)以

55、上的圍產(chǎn)兒死亡率集中在體重10002500g組和 孕周38周組。為降低圍產(chǎn)兒死亡率，對(duì)體重偏低，不足月妊兒及多產(chǎn)次產(chǎn)婦應(yīng) 加強(qiáng)產(chǎn)前保護(hù)。2.表5-2為一抽樣研究資料(1)填補(bǔ)空白數(shù)據(jù)，見下表()內(nèi)5-2(歲)(1)(2)(3)(5惡性腫瘤死亡 腫亡數(shù)占總死亡的(%)=(4)/(3)6)=(4)/(2)(7)惡性腫瘤死亡率(1/10萬)亡率(%0)082920(138)42.90(4.82)(1.644 )20(46638)63(12)19.0525.73(1.351 )402816117242(24.42)(149.142)(6.108)60(9371)(342)32(9.63)(341.47

56、9)(36.496)1670907159012.59(53.8634.279(2)根據(jù)最后(5)(6)(7)三欄結(jié)果作簡(jiǎn)要分析由表中第(5)欄可知：40歲組惡性腫瘤死亡占總死亡比重最高，近1/4 ; 20歲組次之，占19.5%; 60歲組惡性腫瘤死亡人數(shù)最多，但僅占9.36%; 0歲組惡性 腫瘤死亡占總死亡比重最底，僅占2.90%由表中第(6)欄可知：惡性腫瘤的年齡別死亡隨年齡的增大而增加，以60歲組為最高，為341.479/10萬。故可認(rèn)為惡性腫瘤對(duì) 老年人危害最大，應(yīng)引起足夠的重視。由表中第(7)欄可知：年齡別死亡率以40歲 以下最低，以后隨年齡的增加而增加，60歲以后高達(dá)36.496%。

57、(3)試估計(jì)“0”歲年齡組惡性腫瘤死亡率和年齡別死亡率的可信區(qū)問。280歲組惡性腫瘤死亡率的可信區(qū)問：死亡數(shù)為4,查poisson分布u的可信區(qū)問， 可信區(qū)間為1.010.2。所以惡性腫瘤死亡率的95%T信區(qū)間為：(1.0/82920 10.2/82920 ) = (1.206 12.301 ) /10萬0歲組年齡別死亡率的可信區(qū)問，按式：? _1.96 ?(1 -?)/n =(0.001664 _1.96 0.001664(1 -0.001664)/82920) =(1.387 1.941)% o(4)試比較“20”與“40”歲組惡性腫瘤死亡率有無差別Ho : 20與40歲組惡性腫瘤死亡率相

58、等，即 兀1=兀2H1:20與40歲組惡性腫瘤死亡率不相等，即 兀1丈兀2a =0.05本例：n1=28161x1=42 n1-x1=28119n2=46638x2=12n2-x2=46626合計(jì)： 747995474745X2=37.07查X2界值表,得P P 0.05,按a =0.05水準(zhǔn)，不拒絕Ho,尚不 能認(rèn)為該鄉(xiāng)男性鉤蟲感染率高丁女性。(2)若對(duì)該鄉(xiāng)居民作驅(qū)鉤蟲治療，需要按多少人準(zhǔn)備藥物(全鄉(xiāng)人口男7253人，女7109人)？計(jì)算該鄉(xiāng)鉤蟲感染率的95%T信區(qū)問：P Pc c-1.96S-1.96Spcpc=0.1714=0.1714 - - 1.961.96 0.1714(10.17

59、14(1 -0.1714)/350-0.1714)/350=(13.1921.09)%14362X 13.19%=1894(人)14362 X21.09%=3029(人)至少需要按1894人， 最多按3029人準(zhǔn)備藥物。3.抽樣調(diào)查某企業(yè)2839名職工高血壓病，結(jié)果見表.據(jù)此，某醫(yī)生認(rèn)為：該企業(yè)高血 壓發(fā)病率為8%并隨年齡遞增，其中40歲以上患者占全部病例的90.3%, 60歲以 上者發(fā)病率為100%高血壓發(fā)病與性別有關(guān)，男性為10.2%,女性為4.5%,男 性明顯高丁女性(PV0.01)。以上分析是否妥當(dāng)，試加評(píng)述。表5-4男、女年齡組高血壓病例分布年齡組-男性受檢人數(shù)病例數(shù)發(fā)病率(受檢人數(shù)

60、病例數(shù)發(fā)病率(2033351.571240.63030141.314296.3405176412.41852714.6505769316.061914.8601212100.0=1.6385=1.638530(1)高血壓患病率為8%而不是發(fā)病率。 原文中60歲以上的發(fā)病率是100%應(yīng) 為患病率， 且由丁60歲以上受檢人數(shù)太少，不宜計(jì)算相對(duì)數(shù)。(2)由丁男女性受檢人數(shù)的年齡構(gòu)成不同，不能直接比較兩總患病率，對(duì)男女合計(jì)進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)更無意義。由丁各年齡組患病率出現(xiàn)明顯交義，如：20和50歲組的男性患病率均高丁女性，而30和40歲組的男性患病率均低 丁女性。此資料宜直接比較各年齡組的患病率，而不宜使用標(biāo)準(zhǔn)化。