醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)-高級(jí)統(tǒng)計(jì)學(xué)課后部分習(xí)題答案解析第四版孫振球主編_第1頁
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wordword版本整理分享11-多因素實(shí)驗(yàn)資的方差分析11-3(1)本題為4個(gè)處組的2x2析因涉及,因分成3天進(jìn),將每天的實(shí)驗(yàn)結(jié)果設(shè)為一個(gè)區(qū)組,先進(jìn)隨機(jī)區(qū)組的方差分析:方差分析表1變異夾源dfSSMSFSig.總變異11818.369區(qū)組間23.7621.881.230.801處組間3765.529255.17631.196.000誤差649.0788.180從上表可以看出,各區(qū)組間差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義,即各天的實(shí)驗(yàn)結(jié)果間無差異。3)依據(jù)完全隨機(jī)設(shè)計(jì)析因試驗(yàn)方法進(jìn)方差分析方差齊性檢驗(yàn)表Fdf1df2Sig.1.429380.304P直大于0.05,尚能認(rèn)為方差齊。方差分析表2變異夾源dfSSMSFSig.總變異11818.37試樣處方式(A)1716.11716.11108.420.000試樣重(B)136.4036.405.510.047AB113.0213.021.970.198誤差852.846.605結(jié)局:可以認(rèn)為高錳酸鹽處及試樣重均會(huì)對(duì)甘藍(lán)葉核黃素濃測定產(chǎn)生影響,尚能認(rèn)為高猛酸鹽及試樣重的交互作用會(huì)對(duì)甘藍(lán)葉核黃素濃測有影響。。厝渝仔w舊£4出電野怯卄人谿來j'Ho,a,v£0(go.o〉d>誡滸T"x<仔心栄宀£幣尿J川02047旺二應(yīng)來「0bi)CO!\OocoOOo寸OO66ZSco6z6二!\Z009cocoCO6OO9cozzOOcoi牙LQCO寸r—2OOr—04OOoa6寸z99CO6OO9cozzOOgiSSLQ6寸CO導(dǎo)LQCO芒!\2OOr—odOOod6OO寸zLQ!\!\!\!\!\o閥VQQoa制,a生^制丸崢仔冃-生^制r£丸崢仔冃由昧”生</加型求宀£幣尿JS厶厶厶二T&0£r仔士怯品s^TI-RSS權(quán)無Mom^^^P」OM尹衛(wèi)£淤占幣時(shí)ft幣時(shí)令£47旺二應(yīng)畔決來「0bi)CO二SS146.1375T-a油欺夙制也關(guān)制也生▲制vrx-T&*fV>AV>Q*^J。來Fy0制療E注凸J怒二心栄口仔Eav/^M也FE^E7ar■皿俅訐<L'M-^rf^'I”制^0J±-J感丼*Ap<型求r幣尿vq皿俅訐權(quán)£也岡絆訐笊I”丸崢"£貝#4宦g丄-范文范例指導(dǎo)學(xué)習(xí)范文范例指導(dǎo)學(xué)習(xí)wordword版本整理分享損傷,抗毒素注射后的皮膚受損直接均小于對(duì)照組,全身注射抗毒素對(duì)皮膚損傷有保護(hù)作用。12-重復(fù)測設(shè)計(jì)資的方差分析12-2數(shù)據(jù)為重復(fù)測資,方差分析表如下:方差分析表變異夾源SSdfMSFSig.時(shí)間主效應(yīng)4500.00014500.000238.095.000時(shí)間X處28.800128.8001.524.252個(gè)體內(nèi)誤差151.200818.900處主效應(yīng)45.000145.0001.837.212個(gè)體間誤差196.000824.500從上表可以看出:(1)兩種方法治療前后中甲亢患者心測結(jié)果有差別(P<0.05)(2)考慮時(shí)間,兩種方法心的主效應(yīng)未見差別(P>0.05)(3)測前后與處存在交互作用(P>0.05),即兩種方法治療前后心的變化幅相同。12-5(1)進(jìn)球型檢驗(yàn)withinEpsilonbsubjectsMauchlyapprox.chi-squaredfSig.Greenhouse-GeisserHuynh-Feldtlceffcet'Wt.11927.0285.000.675.847P<0.05,滿足球形檢驗(yàn),需進(jìn)校正(2)重復(fù)測資方差分析結(jié)果測時(shí)間及其與藥物劑型交互作用的方差分析表sourceSSdfMSFSig.tsphericityassumed26560.0538853.34974.972.000Greenhouse-Geisser26560.052.02613107.07074.972.000Huynh-Feldt26560.052.54110453.51974.972.000lower-bound26560.05126560.04674.972.000

t*Gsphericityassumed16614.5335538.17746.898.000Greenhouse-Geisser16614.532.0268199.07646.898.000Huynh-Feldt16614.532.5416539.15846.898.000lower-bound16614.53116614.53246.898.000errorsphericityassumed4959.7642118.089(t)Greenhouse-Geisser4959.7628.369174.827Huynh-Feldt4959.7635.571139.433lower-bound4959.7614354.268新舊劑型患者血藥濃比較的方差分析表sourceSSdfMSFSercept493771.91493771.870729.972.000G59.9159.9160.089.770error9470.014676.425結(jié)論:使用同劑型患者血藥濃沒有差別;使用前后患者血藥濃存在明顯差別;同劑型使用前后血藥濃的變化幅同。15-多元線性回歸分析(1)以低密脂蛋白中的膽固醇(Y1)為應(yīng)變:方差分析表1變異來源平方和df均方FP回歸18530.40844632.602&0900.00025殘差14316.25825572.650總計(jì)32846.66729回歸參數(shù)估計(jì)及其檢驗(yàn)結(jié)果1變BSbb'tSig.(常)-0.82947.773-0.0170.986載脂蛋白A10.2330.1970.1651.1810.249載脂蛋白B1.3250.2820.7144.6990.0001載脂蛋白E-0.1242.783-0.008-0.0450.965載脂蛋白C-2.3850.765-0.494-3.1190.005決定系數(shù):R2=0.564調(diào)整的決定系數(shù):R2=0.494按a=0.05檢驗(yàn)水平,回歸方程中X2和X4有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義,即低密脂蛋白中的膽固醇與載脂蛋白B及C之間存在線性關(guān)系。以高密脂蛋白中的膽固醇(Y2)為應(yīng)變:方差分析表2變異來源平方和df均方FP回歸4392.58141098.14522.487<0.0001殘差1220.8862548.835總計(jì)5613.46729回歸上八'1參數(shù)估計(jì)及及其檢驗(yàn)結(jié)果2變BSbb'tSig.(常)-2.132313.9511-0.15280.87975載脂蛋白A10.483310.057640.825478.385460.00000載脂蛋白B-0.05270.08235-0.0687-0.64010.52794載脂蛋白E-0.29440.81278-0.0457-0.36220.72027載脂蛋白C-0.4150.22331-0.2078-1.85830.07494決定系數(shù):R2=0.783調(diào)整的決定系數(shù):R2=0.748按a=0.05檢驗(yàn)水平,回歸方程中XI有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義,即高密脂蛋白中的膽固醇與載脂蛋白A1之間存在線性關(guān)系。(2)自變篩選設(shè)定進(jìn)入、剔除標(biāo)準(zhǔn)分別為a入=0.05和a出=0.10以低密脂蛋白中的膽固醇(Y1)為應(yīng)變,向前法納入變?yōu)閄2、X4,向后法納入變?yōu)閄2、X4,逐步回歸法納入變?yōu)閄2、X4,三者結(jié)果無差異;以高密脂蛋白中的膽固醇(Y2)為應(yīng)變,向前法納入變?yōu)閄2、X4,向后法納入變?yōu)閄I、X4,逐步回歸法納入變?yōu)閄I、X4,三者結(jié)果無差異;(3)以X1-X4為自變,Y2/Y1為應(yīng)變,使用逐步回歸法分析,設(shè)定進(jìn)入、剔除標(biāo)準(zhǔn)分別為a入=0.05和a出=0.10,結(jié)果如下:方差分析表3變異來源平方和df均方Fp回歸0.283352730.0944546.84650.0000殘差0.0524207260.00202總計(jì)0.335773429回歸參數(shù)估計(jì)及其檢驗(yàn)結(jié)果3變BSbb'tSig.0.35540.08844.0177常)3750.00040.00260.00030.58287.3571蛋白A146860.0000-0.0030.0004-0.611-7.507脂蛋白B68640.0000范文范例指導(dǎo)學(xué)習(xí)范文范例指導(dǎo)學(xué)習(xí)范文范例指導(dǎo)學(xué)習(xí)3362范文范例指導(dǎo)學(xué)習(xí)3362wordword版本整理分享wordword版本整理分享0.0120.00330.00120.21582.7000載脂蛋白C0.012決定系數(shù):R2=0.844調(diào)整的決定系數(shù):R2=0.826與前面的分析結(jié)果相比,用Y2/Y1作為應(yīng)變,與單獨(dú)使用Y1或者Y2的回歸方程決定系數(shù)及調(diào)整的決定系數(shù)高,說明高、低密脂蛋白中的膽固醇含的比值,較單純的低密脂蛋白中膽固醇的含或者單純高密脂蛋白中膽固醇的含,對(duì)診斷動(dòng)脈硬化lemme個(gè)有意義。4)殘差分析丿二存在先下由標(biāo)準(zhǔn)化殘差分析圖可以看出,散點(diǎn)分布是十分均勻,4)殘差分析丿二存在先下由標(biāo)準(zhǔn)化殘差分析圖可以看出,散點(diǎn)分布是十分均勻,上的趨勢,并滿足回歸分析的條件,且有一個(gè)點(diǎn)超過群值。5)分析結(jié)果關(guān),與載脂蛋血清低密脂蛋白中的膽固醇含與載脂蛋白B和C有關(guān),與載脂蛋白B成正相關(guān),載脂蛋白C成負(fù)相關(guān);高密脂蛋白與載脂蛋白A1成正相關(guān),載脂蛋白C成負(fù)相關(guān);與高、低密脂蛋白中的膽固醇含的比值作為綜合指標(biāo)衡動(dòng)脈硬化,得到的結(jié)果與載脂蛋白Al、B及C有關(guān)。16-Logistics回歸1)各因素賦值說明因素變名賦值性別XI男=0,=1齡組X27~=1,10~=2,13~=3,16~=4膽固醇X3<5.18=0,>5.18=1甘油三酯X4<0.50=0,>0.50=1肥胖癥Y有=1,無=0將齡組轉(zhuǎn)化成啞變水平X2-1X3-1X4-110002100301040012)單因素分析參數(shù)估計(jì)及假設(shè)檢驗(yàn)1變BS.E,WalsdfSig.Exp(B)性別X1-.465.1826.5371.011.628常-1.933.113290.5021.000.145齡組X2(1)1.087.28514.5401.0002.965齡組X2(2).585.3103.5591.0591.794齡組X2(3)-.260.302.7391.390.771常-2.494.245103.4321.000.083膽固醇X3.711.21910.5501.0012.035常-2.256.100511.1381.000.105

甘油三酯X4.793.18119.1731.0002.210常-2.406.116430.0011.000.090從上表可以看出,四個(gè)因素對(duì)于肥胖的發(fā)生有影響。其中,男性肥胖發(fā)生低于性;第二個(gè)齡段肥胖發(fā)生最高,而后隨著齡增加風(fēng)險(xiǎn)低,說明性別和齡可能對(duì)膽固醇及甘油三酯的作用產(chǎn)生混(3)多因素分析1)模型1:認(rèn)為肥胖的發(fā)生只與性別和齡組相關(guān)logitP"0+/X1+尸2-1X2-1+尸3-1X3-1+尸4-1X4-1參數(shù)估計(jì)及假設(shè)檢驗(yàn)2變BS.E,WalsdfSig.Exp(B)性別X1-0.4550.1856.06910.0140.635齡組X2(1)1.0750.28614.15510.0002.930齡組X2(2)0.5760.3113.44410.0631.780齡組X2(3)-0.2690.3030.78710.3750.764常-2.2890.25779.43310.0000.101-2logL1=866.6027072)模型2:認(rèn)為肥胖的發(fā)生與性別、齡組及膽固醇含相關(guān)logitP"0+〃卜1+B2-1X2-1+B3-1X3-1+B4-1X4-1+〃3X3參數(shù)估計(jì)及假設(shè)檢驗(yàn)3變BS.E,WalsdfSig.Exp(B)性別X1-0.4510.1855.96410.0150.637齡組X2(1)1.0340.29712.08410.0012.811齡組X2(2)0.5560.3133.15410.0761.744齡組X2(3)-0.2660.3030.77410.3790.766膽固醇X30.1230.2400.26210.6091.131常-2.2950.25779.63810.0000.101-2logL1=866.343194對(duì)X3的回歸系數(shù)進(jìn)假設(shè)檢驗(yàn),P>0.05,說明X3沒有納入模型的必要。3)模型3:認(rèn)為肥胖的發(fā)生與性別、齡組、膽固醇及甘油三酯含相關(guān)logitP"0+/X1+尸2-1X2-1+尸3-1X3-1+尸4-1X4-1+/X4參數(shù)估計(jì)及假設(shè)檢驗(yàn)3變BS.E,WalsdfSig.Exp(B)性別X1-0.5000.1867.19010.0070.607齡組X2(1)0.9270.29010.23510.0012.528齡組X2(2)0.4540.3142.08810.1481.574齡組X2(3)-0.3350.3051.20810.2720.716甘油三酯X40.7030.18714.08110.0002.020常-2.4160.26185.72710.0000.089-2logL1=852.959317引丨入X4后,對(duì)其回歸系數(shù)進(jìn)檢驗(yàn),P<0.05,說明扣除性別與齡影響后,甘油三酯與肥胖仍存在明顯關(guān)系。對(duì)模型1、2、3的似然值進(jìn)比較,模型3<模型1,說明模型3優(yōu)于模型1,使用模型3擬合效果好。20-判別分析20-1Bayes判別(1)先驗(yàn)概:p=1/3(2)判別函數(shù)計(jì)算Bayes線性判別函數(shù)系數(shù)估計(jì)值1變判別函數(shù)Y1Y2Y3X1.028.156.086X22.2853.7454.400X3.7562.301.390X42.901-.0111.063X52.1261.674-.160X6.055.137.112X7.078-.134.042(常)-4.920-12.776-7.763Y1=0.028X1+2.285X2+0.756X3+2.901X4+2.126X5+0.055X6+0.078X7-4.920Y2=0.156X1+3.745X2+2.301X3-0.011X4+1.674X5+0.137X6-0.134X7-12.776Y3=0.086X1+4.400X2+0.390X3+1.063X4-0.160X5+0.112X6+0.042X7-7.763(3)判別效果評(píng)價(jià):回顧性估計(jì)誤判概8/63=12.70%回顧性判別效果評(píng)價(jià)判別分類原分類-123-合計(jì)129033221102133111618

合計(jì)31112163逐步判別確定變篩選a、P:給定a=0.05,p=0.1;篩選變第一步:X1入選,F(xiàn)=28.028;第二步:X5入選,F(xiàn)=17.519;第三步:X6入選,F(xiàn)=15.307;第四步:X7入選,F(xiàn)=13.211;先驗(yàn)概取等概,建Bayes判別函數(shù)Bayes線性判別函數(shù)系數(shù)估計(jì)值2變判別函數(shù)Y1Y2Y3X10.0120.1190.058X53.0201.9220.792X60.0490.1270.105X70.111-0.0520.109(常)-3.631-9.784-5.749Y1=0.012X1+3.020X5+0.049X6+0.111X7-3.631Y2=0.119X1+1.922X5+0.127X6-0.052X7-9.784Y3=0.058X1+0.792X5+0.105X6+0.109X7-5.749(4)判別效果評(píng)價(jià)回顧性估計(jì)誤判概為12/63=19.05%判別分類合;丄123合1270532

21102133221418合計(jì)3012216321-聚類分析21-11使用系統(tǒng)聚類法(最大相似系數(shù)法)對(duì)變進(jìn)聚類1使用系統(tǒng)聚類法(最大相似系數(shù)法)對(duì)變進(jìn)聚類根據(jù)系統(tǒng)分類圖(圖21-1),分為三類,則X6、X12、X3、X1、X10、X7、X5、X2、X8、XII為一類,X4為一類,X9為一類。2使用系統(tǒng)聚類法(類平均法)對(duì)樣品進(jìn)聚類您用平??均燉整2使用系統(tǒng)聚類法(類平均法)對(duì)樣品進(jìn)聚類您用平??均燉整cFUiHl^根據(jù)系統(tǒng)分類圖(圖21-2),分為三類,則13、16、15、29、14、23、24、21、22、12、28、10、17、11、20為一類,1、6為一類,8、9、2、3、7、4、5為一類。3使用動(dòng)態(tài)聚類法對(duì)樣品進(jìn)聚類根據(jù)SPSS結(jié)果,分成以下三類。類別樣品編號(hào)11、6、9210、11、12、13、14、15、16、17、28、29、20、21、22、23、2432、3、4、5、7、821-31使用系統(tǒng)聚類法(類平均法)對(duì)指標(biāo)進(jìn)聚類世沖世沖TA申生蕭口flg迎rat游“連rssBWI七用羽-fl.g便屈平均朕按t組同〉的柯狀罔圖21-3

根據(jù)系統(tǒng)分類圖(圖21-3),分為三類,則可食、果形指數(shù)、風(fēng)味、色澤、TA為一類,維生素C含、硬、TSS、固酸比為一類,單果重為一類。2使用系統(tǒng)聚類法(最大相似系數(shù)法)對(duì)指標(biāo)進(jìn)聚類根據(jù)系統(tǒng)分類圖(圖21-4),分為三類,則4為一類,54為一類,其余為一類。

22-主成分分析與因子分析22-1主成分分析用SPSS進(jìn)主成分分析,得到如下結(jié)果(表22-1至表22-)表22-1簡單統(tǒng)計(jì)Cppicpmapsbpdbp均值0.0517-0.02730.0050-0.00600.0773標(biāo)準(zhǔn)差0.15950.23660.21820.12300.1746表22-2相關(guān)矩陣的特征直成份初始特征直貢獻(xiàn)積貢獻(xiàn)13.16963.38563.3852.99519.90783.2923.50110.01193.3034.3256.49299.7965.010.204100.000表22-3相關(guān)矩陣的特征向Z1Z2Z3Z4Z5Cpp.950-.239-.170-.074.077icp.248.966-.072.017.018map.771.029.635.042.000sbp.878-.064-.209.425-.033dbp.917.023-.138-.370-.053

圖22-1碎石圖1.1主成分個(gè)數(shù)的選擇從表22-2雖然只有第一個(gè)特征值大于1,但結(jié)合積貢獻(xiàn)和碎石圖,取前三個(gè)主成分為宜。1.2主成分表達(dá)式由表22-3根據(jù)各主成分所對(duì)應(yīng)的特征向,可得出前三個(gè)主成分為Z1=0.950CPP+0.248ICP+0.771MAP+0.878SBP+0.917DBPZ2=-0.239CPP+0.966ICP+0.029MAP-0.064SBP+0.023DBPZ3=-0.170CPP-0.072ICP+0.635MAP-0.209SBP-0.138DBP1.3因子載荷陣表22-4因子載荷矩陣Z1Z2Z3Z4Z5Cpp1.691-.425-.302-.132.137icp.247.964-.072.017.018map.545.021.450.029.000sbp.500-.036-.119.242-.019dbp.093.002-.014-.037-.005由因子載荷陣可知第一主成分Z1與Cpp、ap和sbp關(guān)系較為密,第二主成分Z2與Cpp、icp關(guān)系較為密,第三主成分與Cpp、map關(guān)系較為密,dbp與三個(gè)主成分關(guān)系土均一般。22-2因子分析約相關(guān)矩陣的特征值、因子載荷陣與表22-2、22-3相同。由表22-2雖然只有第一個(gè)特征值大于1,但其貢獻(xiàn)足70%,故考慮提取前3個(gè)公因子。表22-5因子載荷陣因子1因子2因子3Cpp0.950-0.239-0.170icp0.2480.966-0.072map0.7710.0290.635sbp0.878-0.064-0.209dbp0.9170.023-0.138表22-6主成分因子分析后的公共CppicpmapsbpdbpL9890.9990.9980.8180.861豎讀表22-5發(fā)現(xiàn)因子1在多數(shù)原始指標(biāo)上有較大的載荷,因子2在icp上有較大的載荷,因子3在map上有較大的載荷;由表22-6可知,各共性方差均超過80%,說明3個(gè)公因子已經(jīng)能夠較好反應(yīng)各指標(biāo)包括的大部分信息。

27-常用綜合評(píng)價(jià)方法1、TOPSIS法評(píng)價(jià)某醫(yī)院5的醫(yī)療質(zhì)(1)原始數(shù)據(jù)X1X2X3X4X5X6X7199421584178.397.5219952437291.198219962204219972111590.297.72.9199824633595.597.93.6(2)評(píng)價(jià)指標(biāo)同趨勢化X1-X7中,XI、X2、X3、X5、X6為高優(yōu)指標(biāo),X4、X7為低優(yōu)指標(biāo),估取其倒數(shù),將所有指標(biāo)同趨勢化,數(shù)據(jù)如下■■X1X2X3X4X5X6X719942158476.70.1370.99078.397.50.50019952437286.30.1351.25091.198.00.50019962204181.80.1371.6131319972111584.50.1451.66790.297.70.34519982463390.30.1454.00095.597.90.278(3)歸一化處進(jìn)歸一化處后得到如下矩陣?X1X2X3X4X5X6X719940.4230.4080.4380.2020.3920.4460.56119950.4780.4590.4320.2560.4560.4490.56119960.4320.4350.4380.3300.4560.4450.35119970.4140.4500.4630.3410.4510.4470.38719980.4830.4810.4630.8180.4780.4480.312(4)確定有限方案中的最優(yōu)方案及最方案最優(yōu)方案A-=(0.483,0.481,0.463,0.818,0.478,0.449,0.561)最方案A+=(0.414,0.408,0.432,0.202,

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