醫(yī)學(xué)統(tǒng)計學(xué)題庫

1、第一章 緒論習(xí)題、選擇題1統(tǒng)計工作和統(tǒng)計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. 實驗、錄入數(shù)據(jù)、分析資料、撰寫論文C. 調(diào)查或?qū)嶒?、整理資料、分析資料D. 設(shè)計、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)計學(xué)中，習(xí)慣上把（ B ）的事件稱為小概率事件。A. P 0.10 B. P 0.05 或 P 0.01 C. P 0.005D. P 0.05 E. P 0.0138A. 計數(shù)資料 B. 等級資料 C. 計量資料 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 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)實驗單元數(shù)均為5個，記錄48小時各實驗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、AB型641。該資料的類

3、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)計學(xué)家用總體這個術(shù)語表示大同小異的對象全體，通常稱為目標總體，而資料常來源于目標總體的一個較 小總體，稱為研究總體。實際中由于研究總體的個體眾多，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，1951 年英國全部注冊醫(yī)生作為研究總體，按照實驗設(shè)計隨機抽取的一定量的個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)與變異是兩個相對的概念。 對于總體來說， 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)計設(shè)計與統(tǒng)計分析的關(guān)系 答:統(tǒng)計設(shè)計與統(tǒng)計分析是科學(xué)研究中兩個不可分割的重要方面。一般的，統(tǒng)計設(shè)計在前，然而一定的統(tǒng)計設(shè)計 必然考慮其統(tǒng)計分析方法，因而統(tǒng)計分析又寓于統(tǒng)計設(shè)計之中；統(tǒng)計分析是在統(tǒng)計設(shè)計的基礎(chǔ)上，根據(jù)設(shè)計的不 同特點，選擇相應(yīng)的統(tǒng)計分析方法對資料進行分析第二章第二章統(tǒng)計描述習(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 ）指標較好。A. 全距 B. 標準差 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，標準差改變 B. 均數(shù)改變，標準差不變C. 兩者均不變D.兩者均改變 E.以上都不對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. 標準差 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點上一組乳腺癌患者血清肌酐和血液尿素氮兩項指標觀測值的變異程度的大小， 可選用的最佳指標是（ E ）。A. 標準差 B. 標準誤 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

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)與標準差 B. 中位數(shù)與四分位數(shù)間距 C. 幾何均數(shù)與標準差 D. 算術(shù)均數(shù)與四分位數(shù)間距E. 中位數(shù)與標準差7用均數(shù)和標準差可以全面描述（C ）資料的特征。A. 正偏態(tài)資料 B. 負偏態(tài)分布 C . 正態(tài)分布D.對稱分布E.對數(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. 標準差 E. 四分位數(shù)間距9血清學(xué)滴度資料最常用來表示

7、其平均水平的指標是（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. 標準差10 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. 標準差 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 1 64例的潛伏期資料，宜用（ B ）描述該資料。A. 算術(shù)均數(shù)與標準差 B. 中位數(shù)與四分位數(shù)間距 C. 幾何均數(shù)與標準差 D. 算術(shù)均數(shù)與四分位數(shù)間距 E. 中位數(shù)與標準差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.

8、調(diào)和均數(shù)二、分析題1. 請按照國際上對統(tǒng)計表的統(tǒng)一要求，修改下面有缺陷的統(tǒng)計表（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)生在一個有 5萬人口的社區(qū)進行肺癌調(diào)查，通過隨機抽樣共調(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)資料和臨床實驗室檢查資料。調(diào)查結(jié)果列于表1。該醫(yī)生對表中的資料進行了統(tǒng)計分析，認為男性肺癌的發(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20009555.60.451）該醫(yī)生所選擇的統(tǒng)計指標正確嗎？ 答：否2）該醫(yī)生對指標的計算方法恰當(dāng)嗎？ 答：否3 ）應(yīng)該如何做適當(dāng)?shù)慕y(tǒng)計分析？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2000952.54.53. 1998年國家第二次衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查資料顯示，城市婦女分娩地點分布（%為醫(yī)院63.84，婦幼保健機構(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，婦幼保健機構(gòu) 4.66，衛(wèi)生院16.38，其他58.58。試說明 用何種統(tǒng)計圖表達上述資料最好。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)估計習(xí)題選擇題（E ）分布的資料，均數(shù)等于中位數(shù)。A.對數(shù) B. 正偏態(tài) C. 負偏態(tài)對數(shù)正態(tài)分布的原變量 X是-A.正態(tài) B.近似正態(tài)估計正常成年女性紅細胞計數(shù)的(X 1.96s,x1.96s)(Xlgx 1.645Slgx)(X|gx 1.645slg x )估計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。負偏態(tài) D. 正偏態(tài) E. 對稱 95%醫(yī)學(xué)參考值范圍時，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，應(yīng)用（E ）。B.(X 1.96sx，X 1.96sJd. (X 1.645s)n個人,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(kC.P(0) P(1)P(k)D.P(0)P(1)E.P(1) P(2)P(k)6. Piosson分布的標準差和均數(shù)的關(guān)系是(C)A.B.C.=D.E.與無固定關(guān)系5.若某人群某疾病發(fā)生的陽性數(shù)X服從二項分布，則從該人群

12、隨機抽出27.用計數(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2)P(k95緬信區(qū)間為（EP(n)1)330個，據(jù)此可估計該放射性物質(zhì)平均每分鐘脈沖計數(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 .二項分布的圖形取決于（ C的大小。A.B.n C.D.（E ）時，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)總體中隨機抽樣,D. RXE.(EA. 1.96B. 1.96 C. 2.58 D.12.某地1992年隨機抽取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 ,標準差為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)與標準差；估計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家規(guī)定的標準，隨機抽取了該藥10片,95%可信區(qū)間時，應(yīng)用（A ）。14.在某地按人口的1/20隨機抽取1000人，對其檢測漢坦病毒IgG抗體滴度，得腎綜合征出血熱陰性感染率為5.25 %，估計該地人群腎綜合征出血熱陰性感染率的95%可信區(qū)間時，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抽樣方法抽取10萬人，進行年傷害死亡回顧調(diào)查，得傷害死亡數(shù)為60人；估計該地每10萬人平均傷害死亡數(shù)的95%可信區(qū)間時，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，錯誤的是（A ）。A.相

16、同 時，t越大，P越大 B.t分布是單峰分布整理文本C.當(dāng)時，t uE. t分布是一簇曲線D.t分布以0為中心，左右對稱二、簡單題1、標準差與標準誤的區(qū)別與聯(lián)系答：標準差：S=（X X），表示觀察值的變異程度。可用于計算變異系數(shù)，確定醫(yī)學(xué)參考值范圍，計算標準J n 1S誤。標準差是個體差異或自然變異，不能通過統(tǒng)計方法來控制。標準誤：s，是估計均數(shù)抽樣誤差的大小。可以用來估計總體均數(shù)的可信區(qū)間，進行假設(shè)檢驗?？梢酝ㄟ^增大樣本量來減少標準誤' n2、二項分布的應(yīng)用條件答：（1）各觀察單位只能具有兩種相互獨立的一種結(jié)果（2） 已知發(fā)生某結(jié)果的概率為，其對立結(jié)果的概率為（1-）（3）n次試驗是

17、在相同條件下獨立進行的，每個觀察單位的觀察結(jié)果不會影響到其他觀察單位的結(jié)果。3、正態(tài)分布、二項分布、poisson分布的區(qū)別和聯(lián)系答：區(qū)別：二項分布、poiss on分布是離散型隨機變量的常見分布，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）二項分布與poisson分布的聯(lián)系，當(dāng)n很大，很小時，n為一常數(shù)時，二項分布B（n,）近似服從poisson分布P（n ）（2） 二項分布與正態(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，二項分布近似正態(tài)分布（3） poisson分布與正態(tài)分布的聯(lián)系，當(dāng)

18、20時，poisson分布近似正態(tài)分布。三、計算分析題1、如何用樣本均數(shù)估計總體均數(shù)的可信區(qū)間答：用樣本均數(shù)估計總體均數(shù)有 3種計算方法：（1） 未知且n 小,按t分布的原理計算可信區(qū)間，可信區(qū)間為t 2，SX，X（2）未知且n足夠大時，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年測得120名11歲男孩的身高均數(shù)為 146.8cm，標準差為7.6cm，同時測得120名11歲女孩的身高 均數(shù)為148.1cm，標準差為7.1cm，試估計該地11歲男、女童身高的總體均數(shù)，并進行評價。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)隨機抽取 312人，做血清登革熱血凝抑制抗體反應(yīng)檢驗，得陽性率為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進行估計。登革熱血凝抑制抗體反應(yīng)陽性率的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檢驗中，無效假設(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 .在進行成組設(shè)計的兩小樣本均數(shù)比較的t檢驗之前時，要注意兩個前提條件。一要考察各樣本是否來自正態(tài)分布總體，二要：（B）A.核對數(shù)據(jù)B.作方差齊性檢驗C.求均數(shù)、標準差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,分

21、別取以下檢驗水準，以（所取第二類錯誤最小。A.0.01B.0.05C.0.10D.0.20E.0.304 .正態(tài)性檢驗，按0.10檢驗水準，認為總體服從正態(tài)分布。若該推斷有錯，其錯誤的概率為（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，下面哪一項說法是正確的（C )。A.單側(cè)檢驗優(yōu)于雙側(cè)檢驗B. 若P，則接受H 0犯錯誤的可能性很小C. 米用配對t檢驗還是兩樣本t檢驗是由實驗設(shè)計方案決定的D. 檢驗水準只能取0.05E. 用兩樣本U檢驗時，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

22、該兩項指標間的關(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A.配對t檢驗和標準差B.C. 成組t檢驗和F檢驗D.E.配對t檢驗和相關(guān)回歸分析7在兩樣本均數(shù)比較的 t檢驗中，得到t to.05/2, , P 0.05，按0.05檢驗水準不拒絕無效假設(shè)。此時可能犯：（B）A.第I類錯誤 B. 第n類錯誤 C. 一般錯誤D.錯誤較嚴重E.嚴重錯誤二、簡答題1. 假設(shè)檢驗中檢驗水準以及P值的意義是什么？答：為判斷拒絕或不拒絕無效假設(shè)H0的水準，也是允許犯I型錯誤的概率。P值是指從H0規(guī)定的總體中隨機抽樣時，獲得等于及大于（負值時為等于及小于）現(xiàn)有樣本統(tǒng)計量的概率。2. t檢驗的應(yīng)用條件是

23、什么？答t檢驗的應(yīng)用條件：當(dāng)樣本含量較?。╪ 50或n 30時），要求樣本來自正態(tài)分布總體；用于成組設(shè)計的兩樣本均數(shù)比較時，要求兩樣本來自總體方差相等的總體3. 比較I型錯誤和n型錯誤的區(qū)別和聯(lián)系。答I型錯誤拒絕了實際上成立的H°,n型錯誤不拒絕實際上不成立的H。通常，當(dāng)樣本含量不變時，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？答 在一般情況下均采用雙側(cè)檢驗，只有在具有充足理由可以認為如果無效假設(shè)H0不成立，實際情況只能有一種方向的可能時才考慮采用單側(cè)檢驗。二、計算題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

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。試問該地區(qū)三歲男童頭圍是否大于一般三歲男童。解檢驗假設(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的水準上拒絕 H0,可以認為該地區(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天的尿樣中測得尿白蛋白（ALb,mg/L）的數(shù)據(jù)如下，試分析化療是否對ALb的含量有影響病人編號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檢驗水準拒絕H。，可以認為化療對乳腺癌患者ALb的含量有影響。3. 某醫(yī)生進行一項新藥臨床試驗，已知試驗組15人，心率均數(shù)為76.90，標準差為8.40 ;對照組16人，心率均數(shù)為73.10，標準差為6.84.試問在給予新藥治療之前，試驗組和對照組病人心率的總體均數(shù)是否相同？解方差齊性檢驗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 °,可認為該資料方差齊。兩樣本均數(shù)比

27、較的假設(shè)檢驗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水準上尚不能拒絕 H°.所以可以認為試驗組和對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，標準差為10.6cm;女性25人的均值為69.2cm，標準差為6.5cm。 根據(jù)這份數(shù)據(jù)可否認為該市18

28、歲居民腰圍有性別差異？.解方差齊性檢驗：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。，可認為該資料方差不齊。兩樣本均數(shù)比較的假設(shè)檢驗0.05查t臨界值表，鮎.05,302.042,知 P 0.05,在0.05水準上拒絕H。.所以根據(jù)這份數(shù)據(jù)可以認為該市18歲X1 X276.5 69.2-2 7004S 當(dāng)組數(shù)等于2時，對于同一資料，方差分析結(jié)果與A. 完全等價且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，標準差為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，標準差為0.34卩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檢驗水準尚不能拒絕H0,可以認為甲乙兩地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 完全隨機設(shè)計資料的方差分析中，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檢驗結(jié)果（D ）。方差分析結(jié)果更準確C. t檢驗結(jié)果更準確D.完全等價且t . F E. 理論上不一致3 在隨機區(qū)組設(shè)計的方差分析中，若F處理F°.05（ 1, 2），則統(tǒng)計推論是（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處理不會小于 MS區(qū)組F區(qū)組值不會小于1C ）的統(tǒng)計量。表示某處理因素的效應(yīng)作用大小4 隨機區(qū)組設(shè)計方差分析的實例中有（A.SS處理不會小于SS區(qū)組B.C. F處理值不會小于1D.E. F值不會是負數(shù)5 完全隨機設(shè)計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)和隨機誤差兩者綜合影響的結(jié)果。D. 表示n個數(shù)據(jù)的離散程度E.表示隨機因素的效應(yīng)大小6 完全隨機設(shè)計資料，若滿足正態(tài)性和方差齊性。要對兩小樣本均數(shù)的差別做比較，可選擇（A ）。A

32、.完全隨機設(shè)計的方差分析B. U檢驗 C. 配對t檢驗2D. 檢驗E.秩和檢驗7 配對設(shè)計資料，若滿足正態(tài)性和方差齊性。要對兩樣本均數(shù)的差別做比較，可選擇（A ）。A.隨機區(qū)組設(shè)計的方差分析B. U檢驗 C. 成組t檢驗D. 2檢驗E.秩和檢驗2 28對k個組進行多個樣本的方差齊性檢驗（ Bartlett 法），得0.05, , P 0.05按 0.05檢驗，可認為(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 .變量變換中的對數(shù)變換（xlg X 或 xlg（X 1），適用于（

33、C）A. 使服從Poisson分布的計數(shù)資料正態(tài)化B. 使方差不齊的資料達到方差齊的要求C. 使服從對數(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%的二分類資料達到正態(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分布的計數(shù)資料或輕度偏態(tài)的資料正態(tài)化B. 使服從對數(shù)正態(tài)分布的資料正態(tài)化C. 使方差不齊的資料達到方差齊的要求D. 使曲線直線化E. 使率較大（70%的二分類資料達到正態(tài)的要求、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)試驗設(shè)計的類型，將全部測量值總的離均差平方和及其自由度

34、分解為兩個或多 個部分，除隨機誤差作用外，每個部分的變異可由某個因素的作用（或某幾個因素的交互作用）加以解釋，如組間變異SS組間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)計推斷，從而推論各種研究因素對試驗結(jié)果有無影響。方差分析的應(yīng)用條件：（1）各樣本是相互獨立的隨機樣本，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、在完全隨機設(shè)計資料的方差分析與隨機區(qū)組設(shè)計資料的方差分析在試驗設(shè)計和變異分解上有什么不同？答：完全隨機設(shè)計：采用完全隨機化的分組方法，將全部實驗對象分配到g個處理組（水平組），各組分別接受不同的處理。在分析時，SS總.SS組

35、間SS組內(nèi)隨機區(qū)組設(shè)計：隨機分配的次數(shù)要重復(fù)多次，每次隨機分配都對同一個區(qū)組內(nèi)的受試對象進行，且各個處理組受試對象數(shù)量相同，區(qū)組內(nèi)均衡。在分析時，SS、 SSb里S&組 SS組內(nèi)3、 為何多個均數(shù)的比較不能直接做兩兩比較的t檢驗？答：多個均數(shù)的比較，如果直接做兩兩比較的t檢驗，每次比較允許犯第I類錯誤的概率都是a,這樣做多次t檢驗，就增加了犯第I類錯誤的概率。因此多個均數(shù)的比較應(yīng)該先做方差分析，若多個總體均數(shù)不全相等，再進一步進行多個樣本均數(shù)間的多重比較4、SNK-q檢驗和Dunnett-t檢驗都可用于均數(shù)的多重比較，它們有何不同？答：SNK-q檢驗常用于探索性的研究，適用于每兩個均數(shù)

36、的比較Duu nett-t檢驗多用于證實性的研究，適用于 k-1個實驗組與對照組均數(shù)的比較。二、計算題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量，所得數(shù)據(jù)如表5-1。試檢驗各種衣料棉花吸附十硼氫量有沒有差異。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采用完全隨機設(shè)計的方差分析，計算步驟如下:Ho:各個總體均數(shù)相等H1:各個總體均數(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。，問三個地按a =0.05水準，拒絕H0,接受H1，可以認為各種衣料中棉花吸

39、附十硼氫量有差異。2、研究中國各地區(qū)農(nóng)村 3歲兒童的血漿視黃醇水平，分成三個地區(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:各個總體均數(shù)相等H1:各個總體均數(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水準尚不能拒絕 Ho,故可以認為各組總體均數(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個配伍組30只大鼠，測得的各鼠全肺濕重，見下表。問 5種處理間的全肺濕重有無差別？表5-2.大鼠經(jīng)5種方法染塵后全肺濕重區(qū)組對照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:各個處理組的總體均數(shù)相等H1:各個處理組的總體均數(shù)不相等或不全相等a =0.05區(qū)組間：Ho:各個區(qū)組的總體均數(shù)相等H1:各個區(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，拒絕H0,接受H1，可以認為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，拒絕H0,接受H1，可以認為6種區(qū)組間的全肺濕重不全相等。Ho:AB,即任兩對比

44、較組的總體均數(shù)相等4、對第1題的資料進行均數(shù)間的多重比較。 解：米用SNK檢驗進行兩兩比較。AB,即任兩對比較組的總體均數(shù)不相等a =0.05將四個樣本均數(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個樣本均數(shù)兩兩比較的 q檢驗（Newma n-Keuls法）對比組兩均數(shù)之差組數(shù)Q直P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，1與4, 2與4, 3與4,拒絕H。，差異有統(tǒng)計學(xué)意義，其他兩兩比較不拒絕H。，差異無統(tǒng)計學(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。第六章分類資料的假設(shè)檢驗習(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.為對稱分布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個樣本率作

46、比較，2爲(wèi),4，則在 =0.05的檢驗水準下，可認為（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.至少有兩個總體率相等4 測得某地6094人的兩種血型系統(tǒng)，結(jié)果如下。欲研究兩種血型系統(tǒng)之間是否有聯(lián)系，應(yīng)選擇的統(tǒng)計分析方法 是（B ） °某地6094人的ABO與 MN血型ABO血型-MN血型MNMNO431490902A388410800B495587950AB13717932A.秩和檢驗B. 2檢驗 C.Ridit 檢驗 D.相關(guān)分析E.Kappa 檢驗5 假定兩種方法檢測結(jié)果的假陽性率和假陰性率均很低?，F(xiàn)有50份血樣用甲法檢查陽性 25份

47、，用乙法檢查陽性35份，兩法同為陽性和陰性的分別為23份和13份。欲比較兩種方法檢測結(jié)果的差別有無統(tǒng)計學(xué)意義，應(yīng)選用(D）。A.U檢驗B.t檢驗C.配對t檢驗D.配對四格表資料的2檢驗E.四格表資料的2檢驗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 B.兩樣本均數(shù)比較的 U檢驗C. 四格表資料的2檢驗 D.配對四格表資料的2檢驗E. 四格表資料2檢驗的校正公式7 .用大劑量 Vit.E治療產(chǎn)后缺乳，以安慰劑對照，觀察結(jié)果如下：Vit.E組，有效12例，無效6例；安慰劑組有效3例，無效9例。分析該資料，應(yīng)選用（D ）。2

48、A. t檢驗 B. 檢驗 C. F檢驗 D.Fisher精確概率法E. 四格表資料的2檢驗校正公式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有效無效合計胞磷膽堿組46652神經(jīng)節(jié)苷酯組18826合計641478A. t檢驗 B. 2檢驗 C. F檢驗 D.Fisher精確概率法E.四格表資料的2檢驗校正公式9 .當(dāng)四格表的周邊合計數(shù)不變，若某格的實際頻數(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.隨該格實際頻數(shù)的增減而增減10.對于總合計數(shù)n為5

49、00的5個樣本率的資料作2檢驗，其自由度為（D ）。A. 499 B. 496 C. 1 D. 4 E. 911. 3個樣本率作比較，2 20.01,2，則在 =0.05的檢驗水準下，可認為（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.至少有兩個總體率相等12. 某醫(yī)院用三種方案治療急性無黃疸性病毒肝炎254例，觀察結(jié)果如下。欲比較三種方案的療效有無差別，應(yīng)選擇的統(tǒng)計分析方法是（A ） °三種方案治療肝炎的療效結(jié)果組另U無效好轉(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B.2檢驗 C. t檢驗D. u檢驗E.Kappa檢驗13. 某實驗室分別用乳膠凝集法和免疫熒光法對58名可疑系統(tǒng)紅斑狼瘡患者血清中抗核抗體進行測定：乳膠法陽性13例，免疫法陽性23例，兩法同為陽性和陰性的