醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)題庫

1、第一章緒論習(xí)題一、選擇題1統(tǒng)計(jì)工作和統(tǒng)計(jì)研究的全過程可分為以下步驟: （D）A .調(diào)查、錄入數(shù)據(jù)、分析資料、撰寫論文B. 實(shí)驗(yàn)、錄入數(shù)據(jù)、分析資料、撰寫論文C. 調(diào)查或?qū)嶒?yàn)、整理資料、分析資料D. 設(shè)計(jì)、收集資料、整理資料、分析資料E. 收集資料、整理資料、分析資料2. 在統(tǒng)計(jì)學(xué)中，習(xí)慣上把（B）的事件稱為小概率事件。A. P0.10B.P0.05 或 P 0.01C. P 0.005D. P0.05E.P0.013 8A. 計(jì)數(shù)資料B. 等級(jí)資料C.計(jì)量資料D. 名義資料E.角度資料3. 某偏僻農(nóng)村 144 名婦女生育情況如下： 0 胎 5 人、 1 胎 25 人、 2 胎 70 人、 3

2、胎 30 人、 4 胎 14 人。該資料的類型是（ A ）。4. 分別用兩種不同成分的培養(yǎng)基（A 與B）培養(yǎng)鼠疫桿菌，重復(fù)實(shí)驗(yàn)單元數(shù)均為5 個(gè)，記錄48 小時(shí)各實(shí)驗(yàn)單元上生長的活菌數(shù)如下，A ：48 、84 、90 、123 、171 ；B：90 、116 、124 、225 、84 。該資料的類型是（C）。5. 空腹血糖測量值，屬于（ C）資料。6. 用某種新療法治療某病患者41 人，治療結(jié)果如下：治愈8 人、顯效23 人、好轉(zhuǎn)6 人、惡化3 人、死亡1 人。該資料的類型是（B）。7. 某血庫提供6094 例 ABO血型分布資料如下：O 型 1823 、 A 型 1598 、B 型 2032

3、 、 AB型 641 。該資料的類型是（D）。8. 100 名18 歲男生的身高數(shù)據(jù)屬于（C）。二、問答題1舉例說明總體與樣本的概念.答：統(tǒng)計(jì)學(xué)家用總體這個(gè)術(shù)語表示大同小異的對(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成年男子為總體目標(biāo)，1951 年英國全部注冊醫(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舉例說明同質(zhì)與變異的概念答 : 同質(zhì)與變異是兩個(gè)相對(duì)的概念。 對(duì)于總體來說， 同質(zhì)是指該總體的共

4、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、體重等存在變異。3簡要闡述統(tǒng)計(jì)設(shè)計(jì)與統(tǒng)計(jì)分析的關(guān)系答：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)行分析第二章 第二章統(tǒng)計(jì)描述習(xí)題一、選擇題1描述一組偏態(tài)分布資料的變異度，以（D）指標(biāo)較好。A.全距B.標(biāo)準(zhǔn)差C.變異系數(shù)D.四分位數(shù)間距E.方差2各觀察值均加（或減）同一數(shù)后（B）。

5、A.均數(shù)不變，標(biāo)準(zhǔn)差改變B.均數(shù)改變，標(biāo)準(zhǔn)差不變C.兩者均不變D.兩者均改變E.以上都不對(duì)3偏態(tài)分布宜用（C）描述其分布的集中趨勢。A.算術(shù)均數(shù)B.標(biāo)準(zhǔn)差C.中位數(shù)D.四分位數(shù)間距E.方差4. 為了直觀地比較化療后相同時(shí)點(diǎn)上一組乳腺癌患者血清肌酐和血液尿素氮兩項(xiàng)指標(biāo)觀測值的變異程度的大小，可選用的最佳指標(biāo)是（ E ）。A. 標(biāo)準(zhǔn)差B. 標(biāo)準(zhǔn)誤C. 全距D.四分位數(shù)間距E.變異系數(shù)5. 測量了某地152 人接種某疫苗后的抗體滴度，宜用（C）反映其平均滴度。A. 算術(shù)均數(shù)B.中位數(shù)C. 幾何均數(shù)D. 眾數(shù)E.調(diào)和均數(shù)6. 測量了某地 237 人晨尿中氟含量（ mg/L ） , 結(jié)果如下：尿氟值：

6、0.2 0.6 1.0 1.4 1.8 2.2 2.6 3.0 3.4 3.8 頻數(shù)： 756730 2016196211宜用（ B ）描述該資料。A. 算術(shù)均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差B.中位數(shù)與四分位數(shù)間距C.幾何均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差D. 算術(shù)均數(shù)與四分位數(shù)間距E. 中位數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差7用均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差可以全面描述（C）資料的特征。A.正偏態(tài)資料B.負(fù)偏態(tài)分布C. 正態(tài)分布D.對(duì)稱分布E.對(duì)數(shù)正態(tài)分布8比較身高和體重兩組數(shù)據(jù)變異度大小宜采用（A）。A.變異系數(shù)B.方差C.極差D.標(biāo)準(zhǔn)差E.四分位數(shù)間距9血清學(xué)滴度資料最常用來表示其平均水平的指標(biāo)是（C）。A.算術(shù)平均數(shù)B.中位數(shù)C.幾何均數(shù)D. 變異系數(shù)E.標(biāo)準(zhǔn)差10

7、最小組段無下限或最大組段無上限的頻數(shù)分布資料，可用（C ）描述其集中趨勢。A. 均數(shù)B.標(biāo)準(zhǔn)差C.中位數(shù)D.四分位數(shù)間距E.幾何均數(shù)11 現(xiàn)有某種沙門菌食物中毒患者164 例的潛伏期資料，宜用（B ）描述該資料。A.算術(shù)均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差B. 中位數(shù)與四分位數(shù)間距C.幾何均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差D. 算術(shù)均數(shù)與四分位數(shù)間距E. 中位數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差12 測量了某地68 人接種某疫苗后的抗體滴度，宜用（C）反映其平均滴度。A. 算術(shù)均數(shù)B.中位數(shù)C. 幾何均數(shù)D. 眾數(shù)E.調(diào)和均數(shù)二、分析題1請(qǐng)按照國際上對(duì)統(tǒng)計(jì)表的統(tǒng)一要求，修改下面有缺陷的統(tǒng)計(jì)表（不必加表頭）年齡21-3031-4041-5051-6061-70性別男

8、女男女男女男女男例數(shù)101481482372134922答案：年齡組性別21303140415051606170男1088221322女14143749.2某醫(yī)生在一個(gè)有5 萬人口的社區(qū)進(jìn)行肺癌調(diào)查，通過隨機(jī)抽樣共調(diào)查2000人，全部調(diào)查工作在10 天內(nèi)完成，調(diào)查內(nèi)容包括流行病學(xué)資料和臨床實(shí)驗(yàn)室檢查資料。調(diào)查結(jié)果列于表1。該醫(yī)生對(duì)表中的資料進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)分析，認(rèn)為男性肺癌的發(fā)病率高于女性，而死亡情況則完全相反。表 1某社區(qū)不同性別人群肺癌情況性別檢查人數(shù)有病人數(shù)死亡人數(shù)死亡率（%）發(fā)病率（% ）男10506350.00.57女9503266.70.32合計(jì)20009555.60.451）該醫(yī)生所選

9、擇的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)正確嗎？答：否2）該醫(yī)生對(duì)指標(biāo)的計(jì)算方法恰當(dāng)嗎？答：否3）應(yīng)該如何做適當(dāng)?shù)慕y(tǒng)計(jì)分析？表 1某社區(qū)不同性別人群肺癌情況性別檢查人數(shù)患病人數(shù)死亡人數(shù)死亡比（ ?）現(xiàn)患率（ ?）男1050632.8575.714女950322.1053.158合計(jì)2000952.54.531998 年國家第二次衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查資料顯示，城市婦女分娩地點(diǎn)分布（%）為醫(yī)院63.84 ，婦幼保健機(jī)構(gòu)20.76 ，衛(wèi)生院 7.63 ，其他 7.77 ；農(nóng)村婦女相應(yīng)的醫(yī)院20.38 ，婦幼保健機(jī)構(gòu)4.66 ，衛(wèi)生院16.38 ，其他 58.58。試說明用何種統(tǒng)計(jì)圖表達(dá)上述資料最好。答：例如，用柱狀圖表示：7063.8

10、46058.585040城市農(nóng)村3020.3820.762016.38104.667.637.770醫(yī)院婦幼保健機(jī)構(gòu)衛(wèi)生院其他第三章抽樣分布與參數(shù)估計(jì)習(xí)題一、選擇題1（ E）分布的資料，均數(shù)等于中位數(shù)。A. 對(duì)數(shù)B.正偏態(tài)C.負(fù)偏態(tài)D.偏態(tài)E.正態(tài)2.對(duì)數(shù)正態(tài)分布的原變量X 是一種（D）分布。A. 正態(tài)B.近似正態(tài)C.負(fù)偏態(tài)D.正偏態(tài)E.對(duì)稱3.估計(jì)正常成年女性紅細(xì)胞計(jì)數(shù)的95% 醫(yī)學(xué)參考值范圍時(shí)，應(yīng)用（A.）。A. ( x1.96s, x1.96s)B.(x1.96 sx , x1.96sx )C.( xlg x1.645s lg x )D.( x1.645 s)E. ( xlg x 1.6

11、45s lg x )4.估計(jì)正常成年男性尿汞含量的95% 醫(yī)學(xué)參考值范圍時(shí)，應(yīng)用（E）。A. ( x1.96s, x 1.96s)B.( x1.96s x , x 1.96s x )C.( xlg x 1.645s lg x )D. ( x 1.645s)E.( xlg x1.645s lg x )5若某人群某疾病發(fā)生的陽性數(shù)X服從二項(xiàng)分布，則從該人群隨機(jī)抽出n 個(gè)人，陽性數(shù) X 不少于 k 人的概率為（A）。A.P(k)P(k 1)P(n)B.P(k1) P(k2)P( n)C.P(0)P(1)P(k)D.P(0)P(1)P( k1)E.P(1)P( 2)P(k)6 Piosson 分布的標(biāo)

12、準(zhǔn)差和均數(shù)的關(guān)系是（ C）。A.B.C.=2D.=E.與無固定關(guān)系7用計(jì)數(shù)器測得某放射性物質(zhì)5 分鐘內(nèi)發(fā)出的脈沖數(shù)為330 個(gè)，據(jù)此可估計(jì)該放射性物質(zhì)平均每分鐘脈沖計(jì)數(shù)的95% 可信區(qū)間為（ E）。A. 330 1.96 330 D.B.3302.58330C.33 1.96 3333 2.58 33E.(3301.96 330)/ 58 Piosson 分布的方差和均數(shù)分別記為2 和，當(dāng)滿足條件（E ）時(shí)， Piosson分布近似正態(tài)分布。A.接近0或1B.2 較小C.較小D.接近 0.5E.2209二項(xiàng)分布的圖形取決于（C）的大小。A.B.nC.n 與D.E.10（ C）小，表示用該樣本均

13、數(shù)估計(jì)總體均數(shù)的可靠性大。A. CVB.SC.XD.RE.四分位數(shù)間距11 在參數(shù)未知的正態(tài)總體中隨機(jī)抽樣，X（ E）的概率為 5。A. 1.96B. 1.96C. 2.58D.tSt 0.05 / 2 , S0.05 / 2,E.X12某地 1992 年隨機(jī)抽取100名健康女性，算得其血清總蛋白含量的均數(shù)為74g/L，標(biāo)準(zhǔn)差為4g/L ，則其總體均數(shù)的 95% 可信區(qū)間為（B）。A.742.584 10B.741.964 10C.74 2.58 4D.744 4E.741.96413 一藥廠為了解其生產(chǎn)的某藥物（同一批次） 的有效成分含量是否符合國家規(guī)定的標(biāo)準(zhǔn)，隨機(jī)抽取了該藥10 片，得其樣

14、本均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差；估計(jì)該批藥劑有效成分平均含量的95 可信區(qū)間時(shí)，應(yīng)用（A ）。A. (XtsX , XtsX )0.05 / 2,0.05 / 2,B.( Xt0.05 / 2,t0.05 / 2,)D.C.E.( p 1.96s p , p 1.96s p )( X1.96X , X1.96)X( X1.96X , X1.96X )14 在某地按人口的1/20 隨機(jī)抽取1000 人，對(duì)其檢測漢坦病毒IgG 抗體滴度，得腎綜合征出血熱陰性感染率為5.25 ，估計(jì)該地人群腎綜合征出血熱陰性感染率的95 可信區(qū)間時(shí)，應(yīng)用（E）。A. (XtsX , XtsX )B.0.05 / 2,0.05 /

15、2,C.(t,t)Xs Xs0.05 / 2,0.05 / 2,D.E.( p1.96s p , p1.96s p )( X1.96X , X)1.96 X( X1.96X , X1.96 X )15 在某地采用單純隨機(jī)抽樣方法抽取10 萬人，進(jìn)行一年傷害死亡回顧調(diào)查，得傷害死亡數(shù)為60 人；估計(jì)該地每 10 萬人平均傷害死亡數(shù)的95 可信區(qū)間時(shí)，應(yīng)用（D）。A. (Xt 0.05 / 2,sX , Xt 0.05 / 2,sX )B.(X1.96X,X1.96X )(,)D.(X1.96X,X1.96X)C.ttXs Xs0.05 / 2,0.05 / 2,E. ( p1.96sp , p1

16、.96s p )16 關(guān)于以 0 為中心的 t 分布，錯(cuò)誤的是（A）。A. 相同時(shí)， t 越大， P 越大 B.t 分布是單峰分布C. 當(dāng)時(shí)， tuD.t 分布以0 為中心，左右對(duì)稱E. t 分布是一簇曲線二、簡單題1、標(biāo)準(zhǔn)差與標(biāo)準(zhǔn)誤的區(qū)別與聯(lián)系(XX)2答： 標(biāo)準(zhǔn)差： S=，表示觀察值的變異程度?？捎糜谟?jì)算變異系數(shù)，確定醫(yī)學(xué)參考值范圍，計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)n 1SXS誤。標(biāo)準(zhǔn)差是個(gè)體差異或自然變異，不能通過統(tǒng)計(jì)方法來控制。標(biāo)準(zhǔn)誤：，是估計(jì)均數(shù)抽樣誤差的大小。可以用來估計(jì)總體均數(shù)的可信區(qū)間，進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)?？梢酝ㄟ^增大樣本量來減少標(biāo)準(zhǔn)誤n2、二項(xiàng)分布的應(yīng)用條件答：（ 1）各觀察單位只能具有兩種相互獨(dú)立的一種

17、結(jié)果（ 2）已知發(fā)生某結(jié)果的概率為，其對(duì)立結(jié)果的概率為（1-）（ 3） n 次試驗(yàn)是在相同條件下獨(dú)立進(jìn)行的，每個(gè)觀察單位的觀察結(jié)果不會(huì)影響到其他觀察單位的結(jié)果。3、正態(tài)分布、二項(xiàng)分布、poisson分布的區(qū)別和聯(lián)系答：區(qū)別：二項(xiàng)分布、 poisson 分布是離散型隨機(jī)變量的常見分布，用概率函數(shù)描述其分布情況，而正態(tài)分布是連續(xù)型隨機(jī)變量的最常見分布，用密度函數(shù)和分布函數(shù)描述其分布情況。聯(lián)系：（ 1）二項(xiàng)分布與poisson分布的聯(lián)系，當(dāng) n 很大，很小時(shí)，n為一常數(shù)時(shí)，二項(xiàng)分布B (n, ) 近似服從poisson分布 P(n)（ 2）二項(xiàng)分布與正態(tài)分布的聯(lián)系，當(dāng)n 較大，不接近0 也不接近 1

18、，特別是當(dāng)n 和 n(1)都大于 5 時(shí)，二項(xiàng)分布近似正態(tài)分布（ 3） poisson分布與正態(tài)分布的聯(lián)系，當(dāng)20 時(shí)， poisson分布近似正態(tài)分布。三、計(jì)算分析題1、如何用樣本均數(shù)估計(jì)總體均數(shù)的可信區(qū)間答：用樣本均數(shù)估計(jì)總體均數(shù)有3 種計(jì)算方法：（ 1）未知且 n 小，按t 分布的原理計(jì)算可信區(qū)間，可信區(qū)間為（ X t 2 , SX , X t2,S ）X（ 2）未知且 n 足夠大時(shí)，t 分布逼近u 分布，按正態(tài)分布原理，可信區(qū)間為( X u,S , Xu,S )XX22)（ 3）( XuX , X已知，按正態(tài)分布原理，可信區(qū)間為uX,22 ,2、某市 2002 年測得120 名 11

19、歲男孩的身高均數(shù)為146.8cm ，標(biāo)準(zhǔn)差為7.6cm ，同時(shí)測得120 名 11 歲女孩的身高均數(shù)為148.1cm ，標(biāo)準(zhǔn)差為7.1cm ，試估計(jì)該地11 歲男、女童身高的總體均數(shù)，并進(jìn)行評(píng)價(jià)。答：本題男、女童樣本量均為120 名（大樣本），可用正態(tài)近似公式X u, SX 估計(jì)男、女童身高的總體均2數(shù)的 95% 置信區(qū)間。男童的95%CI 為 146.81.96* 7.6=（ 145.44 ， 148.16 ）120女童的 95%CI為 148.1 1.96*7.1， 149.37）=（146.831203、按人口的1/20在某鎮(zhèn)隨機(jī)抽取312 人，做血清登革熱血凝抑制抗體反應(yīng)檢驗(yàn)，得陽性率

20、為8.81% ，求該鎮(zhèn)人群中登革熱血凝抑制抗體反應(yīng)陽性率的95% 可信區(qū)間。0.0881(10.0881)答 : 本例中， Sp=0.0160=1.60%312p uSnp=312*0.0881=28> 5,n(1-p)=284> 5，因此可用正態(tài)近似法p 進(jìn)行估計(jì)。2,登革熱血凝抑制抗體反應(yīng)陽性率的95% 可信區(qū)間為（ 0.0881 ± 1.96*0.016）=（ 0.0568 ， 0.119 ）第四章數(shù)值變量資料的假設(shè)檢驗(yàn)習(xí)題一、選擇題1在樣本均數(shù)與總體均數(shù)比較的t檢驗(yàn)中，無效假設(shè)是（B）。A. 樣本均數(shù)與總體均數(shù)不等B.樣本均數(shù)與總體均數(shù)相等C. 兩總體均數(shù)不等E.

21、樣本均數(shù)等于總體均數(shù)D.兩總體均數(shù)相等2在進(jìn)行成組設(shè)計(jì)的兩小樣本均數(shù)比較的t 檢驗(yàn)之前時(shí)，要注意兩個(gè)前提條件。一要考察各樣本是否來自正態(tài)分布總體，二要：(B)A. 核對(duì)數(shù)據(jù)B.作方差齊性檢驗(yàn)C.求均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差D.求兩樣本的合并方差E.作變量變換3兩樣本均數(shù)比較時(shí)，分別取以下檢驗(yàn)水準(zhǔn)，以（E）所取第二類錯(cuò)誤最小。A.0.01B.0.05C.0.10D.0.20E.0.304正態(tài)性檢驗(yàn)，按0.10檢驗(yàn)水準(zhǔn)，認(rèn)為總體服從正態(tài)分布。若該推斷有錯(cuò)，其錯(cuò)誤的概率為（D ）。A. 大于 0.10B.小于 0.10C.等于 0.10D. 等于，而未知E.等于 1，而未知5關(guān)于假設(shè)檢驗(yàn)，下面哪一項(xiàng)說法是正確的（

22、C）。A. 單側(cè)檢驗(yàn)優(yōu)于雙側(cè)檢驗(yàn)B. 若 P ，則接受 H 0 犯錯(cuò)誤的可能性很小C. 采用配對(duì) t 檢驗(yàn)還是兩樣本 t 檢驗(yàn)是由實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)方案決定的D. 檢驗(yàn)水準(zhǔn) 只能取 0.05E. 用兩樣本 u 檢驗(yàn)時(shí)，要求兩總體方差齊性6假設(shè)一組正常人的膽固醇值和血磷值均近似服從正態(tài)分布。為從不同角度來分析該兩項(xiàng)指標(biāo)間的關(guān)系，可選用：(E)A. 配對(duì)t檢驗(yàn)和標(biāo)準(zhǔn)差B.變異系數(shù)和相關(guān)回歸分析C. 成組t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)D.變異系數(shù)和u檢驗(yàn)E. 配對(duì)檢驗(yàn)和相關(guān)回歸分析t 檢驗(yàn)中，得到 t， P0.05 ，按0.05 檢驗(yàn)水準(zhǔn)不拒絕無效假設(shè)。此時(shí)可7在兩樣本均數(shù)比較的t 0.05 / 2,能犯： (B)A. 第類

23、錯(cuò)誤 B.第類錯(cuò)誤C. 一般錯(cuò)誤D.錯(cuò)誤較嚴(yán)重 E. 嚴(yán)重錯(cuò)誤二、簡答題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效假設(shè)H 0 的水準(zhǔn)， 也是允許犯型錯(cuò)誤的概率。P 值是指從H 0 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?。?n 50 或 n 30 時(shí)），要求樣本來自正態(tài)分布總體；用于成組設(shè)計(jì)的兩樣本均數(shù)比較時(shí)，要求兩樣本來自總體方差相等的總體3. 比較型錯(cuò)誤和型錯(cuò)誤的區(qū)別和聯(lián)系。答 型錯(cuò)誤拒絕了實(shí)際上成立的H 0 ，型錯(cuò)誤不拒絕實(shí)際上不成立的H 0

24、。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)為如果無效假設(shè)H 0 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)。三、計(jì)算題1. 調(diào)查顯示，我國農(nóng)村地區(qū)三歲男童頭圍均數(shù)為48.2cm ，某醫(yī)生記錄了某鄉(xiāng)村20 名三歲男童頭圍，資料如下：48.2947.0349.1048.1250.0449.8548.9747.9648.1948.2549.0648.5647.8548.3748.2148.7248.8849.1147.8648.61。試問該地區(qū)三歲男童頭圍是否大于一般三歲男童。解 檢

25、驗(yàn)假設(shè)H 0 :0,H1:00.05這里 n20, X48.55,S0.70X048.5548.2120119t2.241,v nS /n0.70 /20查 t 臨界值表，單側(cè)t0.05,191.729, 得 P0.05, 在0.05的水準(zhǔn)上拒絕H 0 , 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3.311.79.46.82.03.15.33.721.817.6ALb 含量化療后33.030.88.811.442.65.

26、81.619.022.430.2ALb 含量解 檢驗(yàn)假設(shè)H 0 :d0, H 1 : d00.05這里， n 10, d120.9, d 2 3330.97,d12.09d 2(d )2 / n3330.97 (120.9) 2 /10Sdn11014.56d012.09101 9t2.653,vSd /n4.56/ 10查表得雙側(cè)t0.05,92.262, t2.262, P0.05 , 按0.05 檢驗(yàn)水準(zhǔn)拒絕H 0 , 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

27、均數(shù)為73.10 ，標(biāo)準(zhǔn)差為 6.84. 試問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)2222H0: 12,H1 :120.05S128.40 2F S226.84 21.51,v 1 15 1 14,v 2 16 1 15查F 界值表，F(xiàn)2.70, 知 P0.05, 在0.05 水平上不能拒絕 H 0 , 可認(rèn)為該資料方差齊。0.05(14,15)兩樣本均數(shù)比較的假設(shè)檢驗(yàn),H :H0:121120.05S22( n 22(151)8.402(161)6.84258.26(n1 1)S1)S2cn1n221516 2tX1X 276.9073.101.385

28、2Sc2 (1/ n1/ n 2 )58.26(1/15 1/16)1vn1 n 221516229查 t 臨界值表， t0.05,292.045, 知 P 0.05, 在0.05水準(zhǔn)上尚不能拒絕 H 0 . 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):H 0 :22,H1 :22221212FS110.62.66,v 120 119, v 2 25 1 240.05226

29、.52S查F 界值表，F(xiàn)0.05(19,24)1.94, 知 P0.05, 在0.05 水平上拒絕 H 0 , 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)H0:12,H1:120.05tX1X 276.569.22.7004S2S210.626.52122025n1n210.6 26.5 22222S)2025xx2v( S 130x41410.6226.522Sx 2Sn1 1n212025201251查 t 臨界值表， t0.05,302.042, 知 P0.05, 在0.05 水準(zhǔn)上拒絕 H 0 . 所以根據(jù)這份數(shù)據(jù)可以認(rèn)為該市18 歲居民腰圍有性別差異5 欲比較甲、乙兩地兒童血漿視

30、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1.21 mol/L ，標(biāo)準(zhǔn)差為 0.28 mol/L ；乙地 312歲兒童160 名，血漿視黃醇均數(shù)為0.98 mol/L ，標(biāo)準(zhǔn)差為 0.34 mol/L.試問甲乙兩地 312 歲兒童血漿視黃醇平均水平有無差別？解檢驗(yàn)假設(shè)H0: 1,H :22110.05n150, X11.21,S10.281這里，160, X0.98,S0.34n222uX1X 21.210.980.822/ n12/ n20.282/1500.342/160S1S2在這里 u0.821.96,P0.05, 按0.05 檢驗(yàn)水準(zhǔn)尚不能拒絕H 0 , 可以

31、認(rèn)為甲乙兩地312 歲兒童血漿視黃醇平均水平?jīng)]有差別第五章 方差分析習(xí)題一、選擇題1完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析中，必然有（C）。A.SS 組間SS 組內(nèi)B.MS組間MS組內(nèi)C.SS SS SSMSMSMS總組間組內(nèi)D.總組間組內(nèi)E.組間組內(nèi)2當(dāng)組數(shù)等于2 時(shí)，對(duì)于同一資料，方差分析結(jié)果與t 檢驗(yàn)結(jié)果（D ）。A.完全等價(jià)且Ft B.方差分析結(jié)果更準(zhǔn)確C.t 檢驗(yàn)結(jié)果更準(zhǔn)確D.完全等價(jià)且tFE.理論上不一致3F 處F0.05(，則統(tǒng)計(jì)推論是（ A在隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的方差分析中，若理1,2)）。A. 各處理組間的總體均數(shù)不全相等B. 各處理組間的總體均數(shù)都不相等C. 各處理組間的樣本均數(shù)都不相等D.

32、處理組的各樣本均數(shù)間的差別均有顯著性 E. 各處理組間的總體方差不全相等4隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)方差分析的實(shí)例中有（E）。A.SS處理不會(huì)小于SS區(qū)組B.MS 處理不會(huì)小于MS 區(qū)組C.F處理值不會(huì)小于1D.F區(qū)組值不會(huì)小于1E. F 值不會(huì)是負(fù)數(shù)5完全隨機(jī)設(shè)計(jì)方差分析中的組間均方是（C）的統(tǒng)計(jì)量。A. 表示抽樣誤差大小B.表示某處理因素的效應(yīng)作用大小C. 表示某處理因素的效應(yīng)和隨機(jī)誤差兩者綜合影響的結(jié)果。D. 表示 n 個(gè)數(shù)據(jù)的離散程度 E.表示隨機(jī)因素的效應(yīng)大小6完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料，若滿足正態(tài)性和方差齊性。要對(duì)兩小樣本均數(shù)的差別做比較，可選擇（ A）。A. 完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的方差分析B.u 檢驗(yàn) C.配對(duì)

33、 t 檢驗(yàn)D.2 檢驗(yàn)E.秩和檢驗(yàn)7配對(duì)設(shè)計(jì)資料，若滿足正態(tài)性和方差齊性。要對(duì)兩樣本均數(shù)的差別做比較，可選擇（ A）。A.隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的方差分析B.u 檢驗(yàn)C.成組 t 檢驗(yàn)D.2 檢驗(yàn)E.秩和檢驗(yàn)8對(duì) k 個(gè)組進(jìn)行多個(gè)樣本的方差齊性檢驗(yàn)（Bartlett220.05 按0.05 檢驗(yàn)，可認(rèn)為法），得0.05, ， P（ B）。A.12 , 22, k2 全不相等B.12 , 22 , k2 不全相等C.S1,S2 , S k 不全相等D.X1, X2, X k 不全相等, , k 不全相等E.129變量變換中的對(duì)數(shù)變換（ xlg X 或 xlg( X1) ），適用于（ C）：A. 使服從 P

34、oisson 分布的計(jì)數(shù)資料正態(tài)化B. 使方差不齊的資料達(dá)到方差齊的要求C. 使服從對(duì)數(shù)正態(tài)分布的資料正態(tài)化D. 使輕度偏態(tài)的資料正態(tài)化E. 使率較?。?<30% ）的二分類資料達(dá)到正態(tài)的要求10 變量變換中的平方根變換（xX 或 xX0.5 ），適用于（A）：A. 使服從 Poisson 分布的計(jì)數(shù)資料或輕度偏態(tài)的資料正態(tài)化B. 使服從對(duì)數(shù)正態(tài)分布的資料正態(tài)化C. 使方差不齊的資料達(dá)到方差齊的要求D. 使曲線直線化E. 使率較大（ >70% ）的二分類資料達(dá)到正態(tài)的要求二、簡答題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，將全部測量值總的離均差平

35、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，如組間變異SS可有處理因素的作用加以解釋。通過比較不同變異來源的均方，借助F 分布做出統(tǒng)計(jì)推斷，從而推組間論各種研究因素對(duì)試驗(yàn)結(jié)果有無影響。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？答：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)，SSSS組 SS總組內(nèi)間隨機(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)，SSSS處SSSS 組內(nèi)總區(qū)組理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)？答：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