醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)題庫(kù)

1、第一章 緒論習(xí)題、選擇題1統(tǒng)計(jì)工作和統(tǒng)計(jì)研究的全過(guò)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(xiě)論文B. 實(shí)驗(yàn)、錄入數(shù)據(jù)、分析資料、撰寫(xiě)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(chēng)為小概率事件。A. P 0.10 B. P 0.05 或 P 0.01 C. P 0.005D. P 0.05 E. P 0.0138A. 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

2、 70人、3胎 30人、4胎 14人。該資料的類(lèi) 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(zhǎng)的活菌數(shù)如下，A:48、84、90、123、171 ；B:90、116、124、225、84。該資料的類(lèi)型是（C ）。5. 空腹血糖測(cè)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(lèi)型是（ B ）。7. 某血庫(kù)提供6094例ABO血型分布資料如下：O型1823、A型1598、B型2032、AB型641。該資料的類(lèi)

3、型是（D ）。8. 100 名 18 歲男生的身高數(shù)據(jù)屬于（ C ）。二、問(wèn)答題1舉例說(shuō)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(yǔ)表示大同小異的對(duì)象全體，通常稱(chēng)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(chēng)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(chēng)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)與變異的概念答: 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)

4、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(jiǎn)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)題整理文本、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

5、數(shù)后（B ）。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(shì)。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(cè)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(cè)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(cè)量了

6、某地 237 人晨尿中氟含量（ mg/L）, 結(jié)果如下：尿氟值：0.20.61.01.41.822 2.63.03.43.8頻 數(shù)： 75 67 30 20 16 19 6 211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(chēng)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(lái)表示

7、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 最小組段無(wú)下限或最大組段無(wú)上限的頻數(shù)分布資料，可用（ C ）描述其集中趨勢(shì)。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(mén)菌食物中毒患者 1 64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(cè)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.

8、調(diào)和均數(shù)二、分析題1. 請(qǐng)按照國(guó)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性別男女男女男女男女男例數(shù)10148148237213 4922答案：性別年齡組21303140415051606170男1088221322女141437492 某醫(yī)生在一個(gè)有 5萬(wàn)人口的社區(qū)進(jìn)行肺癌調(diào)查，通過(guò)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

9、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（o）現(xiàn)患率（。）男1050632.8575.714女950322.1053.158合計(jì)2000952.54.53. 1998年國(guó)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

10、 20.38，婦幼保健機(jī)構(gòu) 4.66，衛(wèi)生院16.38，其他58.58。試說(shuō)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：2.3.A.C.E.4.A.C.E.城市 -農(nóng)村第三章抽樣分布與參數(shù)估計(jì)習(xí)題選擇題（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)對(duì)數(shù)正態(tài)分布的原變量 X是-A.正態(tài) B.近似正態(tài)估計(jì)正常成年女性紅細(xì)胞計(jì)數(shù)的(X 1.96s,x1.96s)(Xlgx 1.645Slgx)(X|gx 1.645slg x )估計(jì)正常成年男性尿汞含量的(X 1.96s,X 1.96s)(Xlgx 1.645Slgx)(Xlgx 1.645Slgx)D. 偏態(tài)

11、 E. 正態(tài)分布。負(fù)偏態(tài) D. 正偏態(tài) E. 對(duì)稱(chēng) 95%醫(yī)學(xué)參考值范圍時(shí)，應(yīng)用（ A.種(D )C.B.(X 1.96sx, X 1 96sx)d. (X 1.645s)95%醫(yī)學(xué)參考值范圍時(shí)，應(yīng)用（E ）。B.(X 1.96sx，X 1.96sJd. (X 1.645s)n個(gè)人,陽(yáng)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(kC.P(0) P(1)P(k)D.P(0)P(1)E.P(1) P(2)P(k)6. Piosson分布的標(biāo)準(zhǔn)差和均數(shù)的關(guān)系是(C)A.B.C.=D.E.與無(wú)固定關(guān)系5.若某人群某疾病發(fā)生的陽(yáng)性數(shù)X服從二項(xiàng)分布，則從該人群

12、隨機(jī)抽出27.用計(jì)數(shù)器測(cè)得某放射性物質(zhì)5分鐘內(nèi)發(fā)出的脈沖數(shù)為2)P(k95緬信區(qū)間為（EP(n)1)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A. 330 1.96 .330B.330 2.58、. 330 C.D. 33 2.58、. 33E.(330 1.96.330)/58. Piosson分布的方差和均數(shù)分別記為33 1.96、33A. 接近0或1 B.D. 接近0.5E.2和2較小2 20，當(dāng)滿足條件C.9 .二項(xiàng)分布的圖形取決于（ C的大小。A.B.n C.D.（E ）時(shí)，Piosson分布近似正態(tài)分布。較小E.10. （C ）小，表示用該樣本均數(shù)估計(jì)總體均數(shù)的可靠性大。

13、A. CV B. S C.x11.在參數(shù)未知的正態(tài)總體中隨機(jī)抽樣,D. RXE.(EA. 1.96B. 1.96 C. 2.58 D.12.某地1992年隨機(jī)抽取100名健康女性,四分位數(shù)間距）的概率為5%。10.05/2, S E.10.05/2, Sx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（BA. 74 2.58 4 10 B.741.96 4 10 C. 74 2.58 4D. 74 4 4 E.13. 一藥廠為了解其生產(chǎn)的某藥物 得其樣本均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差；估計(jì)該批藥劑有效成分平均含量的A.(Xto.05/2, sX,Xto.05/2, s

14、X)B.(X1.96 x,X 1.96 x)C.(Xto.05/2, s, X to.05/2, s)D.(X1.96、X ,X 1.96、X)E.（P1.96sp,p 1.96sp)74 1.96 4（同一批次）的有效成分含量是否符合國(guó)家規(guī)定的標(biāo)準(zhǔn)，隨機(jī)抽取了該藥10片,95%可信區(qū)間時(shí)，應(yīng)用（A ）。14.在某地按人口的1/20隨機(jī)抽取1000人，對(duì)其檢測(cè)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.(Xt0.05/2, sX , Xt0.05/2, sX )B.(X1.96 x,X1.96 x)

15、C.(Xt0.05/2, s, X t0.05/2, s)D.(X1.96 X , X1.96： X)E.(p1.96sp, p 1.96sp)15在某地米用單純隨機(jī)抽樣方法抽取10萬(wàn)人，進(jìn)行年傷害死亡回顧調(diào)查，得傷害死亡數(shù)為60人；估計(jì)該地每10萬(wàn)人平均傷害死亡數(shù)的95%可信區(qū)間時(shí)，應(yīng)用（D )。A.(Xt0.05/2, sx , Xt0.05/2, Sx )B.(X1.96 x,X1.96 x)C.(Xt0.05/2, S, X t0.05/2, S)D.(X1.96 X , X1.96 一 X)E.(p1.96sp, p 1.96sp)16關(guān)于以0為中心的t分布，錯(cuò)誤的是（A ）。A.相

16、同 時(shí)，t越大，P越大 B.t分布是單峰分布整理文本C.當(dāng)時(shí)，t uE. t分布是一簇曲線D.t分布以0為中心，左右對(duì)稱(chēng)二、簡(jiǎn)單題1、標(biāo)準(zhǔn)差與標(biāo)準(zhǔn)誤的區(qū)別與聯(lián)系答：標(biāo)準(zhǔn)差：S=（X X），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)J n 1S誤。標(biāo)準(zhǔn)差是個(gè)體差異或自然變異，不能通過(guò)統(tǒng)計(jì)方法來(lái)控制。標(biāo)準(zhǔn)誤：s，是估計(jì)均數(shù)抽樣誤差的大小?？梢杂脕?lái)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^(guò)增大樣本量來(lái)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

17、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、poiss on分布是離散型隨機(jī)變量的常見(jiàn)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(jiàn)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,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)

18、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t 2，SX，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(Xusx , X(3)已知，按正態(tài)分布原理，可信區(qū)間為(Xu 2, x,x u 2, x)2、某市2002年測(cè)得120名11歲男孩的身高均數(shù)為 146.8cm，標(biāo)準(zhǔn)差為7.6cm，同時(shí)測(cè)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

19、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、女童身高的總體均數(shù)的95濾信區(qū)間。男童的95%CI為146.8(145.44，148.16)女童的95%CI為148.11.96*7.1 五=(146.83 , 149.37 )3、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(yáng)性率為8.81%，求該鎮(zhèn)人群中登革熱血凝抑制抗體反應(yīng)陽(yáng)性率的95%可信區(qū)間。答：本例中，Sp0.0881(0.0881)V 312=0.0160=1.60%np=312*0.0881=28> 5,n（1-p）=284> 5 ，因此可用正態(tài)近似法

20、 P U / Sp進(jìn)行估計(jì)。登革熱血凝抑制抗體反應(yīng)陽(yáng)性率的95%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、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(wú)效假設(shè)是（BA.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D.兩總體均數(shù)相等E.樣本均數(shù)等于總體均數(shù)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(lái)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

21、別取以下檢驗(yàn)水準(zhǔn)，以（所取第二類(lèi)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(shuō)法是正確的（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. 米用配對(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(lái)分析

22、該兩項(xiàng)指標(biāo)間的關(guān)系，可選用:（E）變異系數(shù)和相關(guān)回歸分析變異系數(shù)和U檢驗(yàn)A.配對(duì)t檢驗(yàn)和標(biāo)準(zhǔn)差B.C. 成組t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)D.E.配對(duì)t檢驗(yàn)和相關(guān)回歸分析7在兩樣本均數(shù)比較的 t檢驗(yàn)中，得到t to.05/2, , P 0.05，按0.05檢驗(yàn)水準(zhǔn)不拒絕無(wú)效假設(shè)。此時(shí)可能犯：（B）A.第I類(lèi)錯(cuò)誤 B. 第n類(lèi)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(jiǎn)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(wú)效假設(shè)H0的水準(zhǔn)，也是允許犯I型錯(cuò)誤的概率。P值是指從H0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

23、什么？答t檢驗(yàn)的應(yīng)用條件：當(dāng)樣本含量較?。╪ 50或n 30時(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)，要求兩樣本來(lái)自總體方差相等的總體3. 比較I型錯(cuò)誤和n型錯(cuò)誤的區(qū)別和聯(lián)系。答I型錯(cuò)誤拒絕了實(shí)際上成立的H°,n型錯(cuò)誤不拒絕實(shí)際上不成立的H。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)H0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)。二、計(jì)算題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)生記錄了某鄉(xiāng)村20名三歲男童

24、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 48.3748.21 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。解檢驗(yàn)假設(shè)H 0 :0, H 1 :00.05這里 n 20, X 48.55,S0.702.241,v n 120 119X 048.55 48.2S/n0.70/ 20查t臨界值表，單側(cè)t0.05,191.729,得P 0.05, 在 0.05的水準(zhǔn)上拒絕 H0,可以認(rèn)為該地區(qū)三歲男童頭圍大于一般

25、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3.311.79.46.82.03.15.33.721.817.6化療后ALb含量33.030.88.811.442.65.81.619.022.430.2解檢驗(yàn)假設(shè)H 0 ： d 0, H1 ： d 00.05這里，n 10, d 120.9, d2 3330.97,d12.09Sdd2 ( d)2/n3330.97 ( 120.9)10 12/104.564.56/J02653，V 10 1 9查表得雙側(cè)to

26、gg 2.262,t 2.262,P 0.05,按0.05檢驗(yàn)水準(zhǔn)拒絕H。，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)H1H°:0.05S28.402S26.8421.51"15 114,V216 1 15查F界值表， F 0.05(14,15)2.70,知 P 0.05,在0.05水平上不能拒絕 H °,可認(rèn)為該資料方差齊。兩樣本均數(shù)比

27、較的假設(shè)檢驗(yàn)H。： 10.05Sc2g 1)S2 仇 1)S；n1rt2(15 1)8.4(f (16 1)6.84215 16 258.26tX1 X2,Sc(1/r11/r2)76.90 73.10,58.26(1/151/16)1.3852v m r2215 16 229查t臨界值表，t°.05,292.045,知P 0.05,在0.05水準(zhǔn)上尚不能拒絕 H°.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)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

28、歲居民腰圍有性別差異？.解方差齊性檢驗(yàn)：H0：:,已：120.05S210 62F 三 亍 2.66,v120 1 19,v225 1 246.5查F界值表，F(xiàn)0.05(19,24)1.94,知 P 0.05,在0.05水平上拒絕H。，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)0.05查t臨界值表，鮎.05,302.042,知 P 0.05,在0.05水準(zhǔn)上拒絕H。.所以根據(jù)這份數(shù)據(jù)可以認(rèn)為該市18歲X1 X276.5 69.2-2 7004S 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A. 完全等價(jià)且F .t B.s210.626.52,202510.622 26.52(S1S：)22

29、02530S；S10.6229OU6.52m 1n21202520 125 1居民腰圍有性別差異5欲比較甲、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 1.21卩mol/L，標(biāo)準(zhǔn)差為0.28卩mol/L ;乙地312歲兒童160名，血漿視黃醇均數(shù)為 0.98卩mol/L，標(biāo)準(zhǔn)差為0.34卩mol/L.試問(wèn)甲乙 兩地312歲兒童血漿視黃醇平均水平有無(wú)差別？解檢驗(yàn)假設(shè)H。： 12, H1 ： 10.05、田n1 150,X1 1.21,S 0.28這里，n2160,X20.98,S20.34X1,S2 /n1 S / n21.21 0.98一 0.282/150

30、0.342/1600.82在這里u 0.82 1.96, P 0.05,按0.05檢驗(yàn)水準(zhǔn)尚不能拒絕H0,可以認(rèn)為甲乙兩地312歲兒童血漿視黃醇平均水平?jīng)]有差別第五章方差分析習(xí)題、選擇題1 完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析中，必然有A.SS組間SS組內(nèi)B.MS組間MS組內(nèi)C.SS、= SQt間 + SS組內(nèi)D.MS總MS組間+ MS組內(nèi)E.組間 組內(nèi)t檢驗(yàn)結(jié)果（D ）。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t . F E. 理論上不一致3 在隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的方差分析中，若F處理F°.05（ 1, 2），則統(tǒng)計(jì)推論是（A ）。A.各處理組間的總體均數(shù)不全相等B. 各處理組間的總

31、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. 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E ）。MS處理不會(huì)小于 MS區(qū)組F區(qū)組值不會(huì)小于1C ）的統(tǒng)計(jì)量。表示某處理因素的效應(yīng)作用大小4 隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)方差分析的實(shí)例中有（A.SS處理不會(huì)小于SS區(qū)組B.C. F處理值不會(huì)小于1D.E. 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A.表示抽樣誤差大小B.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

32、.完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的方差分析B. U檢驗(yàn) C. 配對(duì)t檢驗(yàn)2D. 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)2 28對(duì)k個(gè)組進(jìn)行多個(gè)樣本的方差齊性檢驗(yàn)（ Bartlett 法），得0.05, , P 0.05按 0.05檢驗(yàn)，可認(rèn)為(B )。A.2 21 ? 2 ,2全不相等B.12, f, 2不全相等C.S , S2 ,Sk不全相等D.X1,X2, ,X2不全相等E.1? 2?,2不全相等9 .變量變換中的對(duì)數(shù)變換（xlg X 或 xlg（X 1），適用于（

33、C）A. 使服從Poisson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?。?0%的二分類(lèi)資料達(dá)到正態(tài)的要求10.變量變換中的平方根變換（x X或x X 0.5 ），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(lèi)資料達(dá)到正態(tài)的要求、簡(jiǎn)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(lèi)型，將全部測(cè)量值總的離均差平方和及其自由度

34、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?zhuān)缃M間變異SS組間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？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)，SS總.SS組

35、間SS組內(nèi)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)，SS、 SSb里S&組 SS組內(nèi)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I類(lèi)錯(cuò)誤的概率都是a,這樣做多次t檢驗(yàn)，就增加了犯第I類(lèi)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？答：SNK-q檢驗(yàn)常用于探索性的研究，適用于每?jī)蓚€(gè)均數(shù)

36、的比較Duu nett-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。二、計(jì)算題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42.332.483.064.002.002.343.065.132.932.683.004.612.732.342.662.802.332.223.063.60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a =0.05表5-1各種衣料間棉花吸附十硼氫量衣料1衣

37、料2衣料3衣料4合計(jì)2.332.483.064.002.002.343.065.13Xj2.932.683.004.612.732.342.662.802.332.223.063.60n555520 (N)Xi2.46402.41202.96804.02802.9680 ( X )Si0.36710.17580.17410.90070.80990 ( S)SS、= s：2總=0.80990 * ( 20-1 ) =12.4629 ,總=20-1=19SS&間m(Xji2X ) =5 (2.4640-2.9680 ) 2+5 (2 2+5 ( 2.9680-2.9680 ) +5 ( 4

38、.0280-2.9680 ) =8.4338 ,組間=4-仁3SS組間MS組間MS組內(nèi)=12.4629-8.4338=4.0292,組內(nèi)=20-4=168.43383 =2.81134.029216=0.25182.8113F=11.160.2518方差分析表變異來(lái)源SSVMSFP總12.462919組間8.433832.811311.16<0.01組內(nèi)4.0292160.2518按 1 =3,2=16 查 f 界值表，得 F0.01(2,16)7.51 , F 11.16 7.51 ,故 P< 0.01。，問(wèn)三個(gè)地按a =0.05水準(zhǔn)，拒絕H0,接受H1，可以認(rèn)為各種衣料中棉花吸

39、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 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)nXS沿海201.100.37內(nèi)陸230.970.29西部190.960.30解：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a =0.0500SS組間 2ni(Xi X) =0.2462 , 組間=3-1=2i2SS且內(nèi)MS組間MS組內(nèi)(ni 1) S =6.0713 ,組內(nèi)=62-3=59O.2462? =0.12316.071359=0.10290.1231F=1.200.1029方差分析結(jié)果變異來(lái)源SSVMSFP總6.3

40、17561組間0.246220.12311.20> 0.05組內(nèi)6.0713590.1029按 1 =2,2=59 查 f 界值表，得 F0.05（2,59）3.93, F 1.203.93 ,故 P> 0.05。按a =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)1.43.31.91.82.0第2區(qū)1.53.61.92.32.3第3區(qū)1.54.3

41、2.12.32.4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解：處理組間：Ho:各個(gè)處理組的總體均數(shù)相等H1:各個(gè)處理組的總體均數(shù)不相等或不全相等a =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a =0.05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njXj第1區(qū)1.43.31.91.82.052.0800第2區(qū)1.53.61.92.32.352.3200第3區(qū)1.54.32.12.32.452.5200第4區(qū)1.84.12.42.52.652.6800第5區(qū)1.54

42、.21.81.82.652.3800第6區(qū)1.53.31.72.42.152.20006666630(NXi1.53333.80001.96672.18332.33332.3633(X )Si0.13660.45610.25030.30610.25030.82816(S )2( X)SS總X=19.8897 ,總=30-仁29總N心2SS處理組n (Xi X) =17.6613，處理組=5-1=4i2SS區(qū)組nj (X j X) =1.1697，區(qū)組=6-1=5jH1:SS誤差=19.8897-17.6613-1.1697=1.0587, 誤差=(5-1 ) (6-1 ) =20方差分析結(jié)果變

43、異來(lái)源SSVMSFP總19.889729處理組17.661344.415383.41<0.01區(qū)組1.169750.23394.42<0.01誤差1.0587200.0529按 1 =4，2=20查F界值表,得耳01(4,20)5.17 ,F83.415.17故 P< 0.01。按 a =0.05水準(zhǔn)，拒絕H0,接受H1，可以認(rèn)為5種處理間的全肺濕重不全相等。按 1 =5,2=20查F界值表,得1-0.05(5,20)3.29 ,F4.423.29,故 P< 0.05。按a =0.05水準(zhǔn)，拒絕H0,接受H1，可以認(rèn)為6種區(qū)組間的全肺濕重不全相等。Ho:AB,即任兩對(duì)比

44、較組的總體均數(shù)相等4、對(duì)第1題的資料進(jìn)行均數(shù)間的多重比較。 解：米用SNK檢驗(yàn)進(jìn)行兩兩比較。AB,即任兩對(duì)比較組的總體均數(shù)不相等a =0.05將四個(gè)樣本均數(shù)由小到大排列，并編組次:均數(shù) 組別 組次2.41202.46402.9680衣料2衣料112344.0280衣料3衣料44個(gè)樣本均數(shù)兩兩比較的 q檢驗(yàn)（Newma n-Keuls法）對(duì)比組兩均數(shù)之差組數(shù)Q直P(pán)值1與20.052020.2317>0.051與30.556032.4775>0.051與41.616047.2008<0.012與30.504022.2458>0.052與41.564036.9691<0

45、.013與41.060024.7233<0.05按按a =0.05水準(zhǔn)，1與4, 2與4, 3與4,拒絕H。，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，其他兩兩比較不拒絕H。，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。即衣料2與衣料4,衣料1與衣料4,衣料3與衣料4的棉花吸附十硼氫量有差異，還不能認(rèn)為衣料1與衣料2,衣料2與衣料3,衣料1與衣料3的棉花吸附十硼氫量有差異。第六章分類(lèi)資料的假設(shè)檢驗(yàn)習(xí)題、選擇題21 -分布的形狀（D ）。A.同正態(tài)分布B.同t分布C.為對(duì)稱(chēng)分布D.與自由度 有關(guān)E.與樣本含量n有關(guān)2 四格表的自由度（B）。A.不一定等于1B.一定等于1C.等于行數(shù)x列數(shù)D.等于樣本含量1E.等于格子數(shù)-13 5個(gè)樣本率作

46、比較，2爲(wèi),4，則在 =0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)下，可認(rèn)為（A ）。A.各總體率不全相等B.各總體率均不等C.各樣本率均不等D.各樣本率不全相等E.至少有兩個(gè)總體率相等4 測(cè)得某地6094人的兩種血型系統(tǒng)，結(jié)果如下。欲研究?jī)煞N血型系統(tǒng)之間是否有聯(lián)系，應(yīng)選擇的統(tǒng)計(jì)分析方法 是（B ） °某地6094人的ABO與 MN血型ABO血型-MN血型MNMNO431490902A388410800B495587950AB13717932A.秩和檢驗(yàn)B. 2檢驗(yàn) C.Ridit 檢驗(yàn) D.相關(guān)分析E.Kappa 檢驗(yàn)5 假定兩種方法檢測(cè)結(jié)果的假陽(yáng)性率和假陰性率均很低?，F(xiàn)有50份血樣用甲法檢查陽(yáng)性 25份

47、，用乙法檢查陽(yáng)性35份，兩法同為陽(yáng)性和陰性的分別為23份和13份。欲比較兩種方法檢測(cè)結(jié)果的差別有無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，應(yīng)選用(D）。A.U檢驗(yàn)B.t檢驗(yàn)C.配對(duì)t檢驗(yàn)D.配對(duì)四格表資料的2檢驗(yàn)E.四格表資料的2檢驗(yàn)6 .某醫(yī)師欲比較兩種療法治療2型糖尿病的有效率有無(wú)差別，每組各觀察了30例，應(yīng)選用（C ）。A.兩樣本率比較的U檢驗(yàn) B.兩樣本均數(shù)比較的 U檢驗(yàn)C. 四格表資料的2檢驗(yàn) D.配對(duì)四格表資料的2檢驗(yàn)E. 四格表資料2檢驗(yàn)的校正公式7 .用大劑量 Vit.E治療產(chǎn)后缺乳，以安慰劑對(duì)照，觀察結(jié)果如下：Vit.E組，有效12例，無(wú)效6例；安慰劑組有效3例，無(wú)效9例。分析該資料，應(yīng)選用（D ）。2

48、A. t檢驗(yàn) B. 檢驗(yàn) C. F檢驗(yàn) D.Fisher精確概率法E. 四格表資料的2檢驗(yàn)校正公式8.欲比較胞磷膽堿與神經(jīng)節(jié)苷酯治療腦血管疾病的療效，將78例腦血管疾病患者隨機(jī)分為2組，結(jié)果如下。分析該資料，應(yīng)選用（D ）。兩種藥物治療腦血管疾病有效率的比較組另U有效無(wú)效合計(jì)胞磷膽堿組46652神經(jīng)節(jié)苷酯組18826合計(jì)641478A. t檢驗(yàn) B. 2檢驗(yàn) C. F檢驗(yàn) D.Fisher精確概率法E.四格表資料的2檢驗(yàn)校正公式9 .當(dāng)四格表的周邊合計(jì)數(shù)不變，若某格的實(shí)際頻數(shù)有變化，則其理論頻數(shù)（C ）。A. 增大B.減小C.不變D.不確定E.隨該格實(shí)際頻數(shù)的增減而增減10.對(duì)于總合計(jì)數(shù)n為5

49、00的5個(gè)樣本率的資料作2檢驗(yàn)，其自由度為（D ）。A. 499 B. 496 C. 1 D. 4 E. 911. 3個(gè)樣本率作比較，2 20.01,2，則在 =0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)下，可認(rèn)為（B ）。A.各總體率均不等B.各總體率不全相等C.各樣本率均不等D.各樣本率不全相等E.至少有兩個(gè)總體率相等12. 某醫(yī)院用三種方案治療急性無(wú)黃疸性病毒肝炎254例，觀察結(jié)果如下。欲比較三種方案的療效有無(wú)差別，應(yīng)選擇的統(tǒng)計(jì)分析方法是（A ） °三種方案治療肝炎的療效結(jié)果組另U無(wú)效好轉(zhuǎn)顯效痊愈西藥組4931515中藥組459224中西醫(yī)結(jié)合組15281120A.秩和檢驗(yàn)B.2檢驗(yàn) C. t檢驗(yàn)D. u檢驗(yàn)E.Kappa檢驗(yàn)13. 某實(shí)驗(yàn)室分別用乳膠凝集法和免疫熒光法對(duì)58名可疑系統(tǒng)紅斑狼瘡患者血清中抗核抗體進(jìn)行測(cè)定：乳膠法陽(yáng)性13例，免疫法陽(yáng)性23例，兩法同為陽(yáng)性和陰性的