醫(yī)學統(tǒng)計學練習題及答案

練習題答案第一章醫(yī)統(tǒng)計中的基本概簡答題常見的三類誤差是什么？應采取么措施和方法加以控?［參考答]常見的三類誤差是：（1統(tǒng)誤:集資料過程中，由于儀器初始狀態(tài)未調到零、標準試劑未經(jīng)校正、醫(yī)生掌握療效標準偏高或偏低等原，可造成觀察結果傾向性的偏大或偏小，這叫系統(tǒng)誤差。要盡量查明其原因，必須克服。（2機誤差原始資料過程即初始狀態(tài)及標準試劑已經(jīng)校正，由于各種偶然因素的影響也會造同一對象多次測定的結果不完全一致。譬驗操作員操作技術不穩(wěn)不實驗操作員之間的操作差,壓不穩(wěn)及環(huán)境溫度差異等因素造成測量結果的誤對種誤差應采取相應的措施加以控至應控在一定的允許范圍內。一般可以用技術培訓固定驗操作員強責任感教育及購置一定精度的穩(wěn)壓器溫裝置等措施，從而達到控制的.（3樣誤差：即使在消除系統(tǒng)誤差，并把隨機測量誤差控制在允許范圍內，樣本均數(shù)（或其它統(tǒng)計量總體均或它參數(shù)間能有差異種是由抽樣引起故這種誤差叫做抽樣誤差，要用計方法進行正確分析。抽樣中要求每一個樣本應該具有三性？［參考答案］從總體中抽取樣本，其樣本應具“代表性”、“隨機性”和“可靠性”。(1表:就求樣本的每一個個體必須符合總體的規(guī)定。（2機性就要保證總體中的每個個體均有相同的幾被抽作樣本。（3）:即驗結要有重即科研課題的樣得出的結果所推測總體的結論有較大的可信由個之在差異，有觀察一定數(shù)的個體方能體現(xiàn)出其客觀規(guī)律性。每個樣本的含量越多，靠性會越大，但是例數(shù)增加，人力、物力都會發(fā)生困難，所以應以“足為。需要作“樣本例數(shù)估。什么是兩個樣本之間的可比性？［參考答]可比性是指處理組（臨床設計中為治療組）與對照組之間，除處理因素不同他可能影響實驗結果的因素要求基本齊，也稱為齊同對比原（馬斌榮）第二章集趨勢的統(tǒng)計描述二、計算與分析1?，F(xiàn)測1名腺癌者化療后血液尿素氮的含(分別為，，3。82，計算其均數(shù)和中位[參]2.某地00例3歲康子清膽醇mg/dl測定結果如:2021992342001681891701841472191781742281711991852321912101781721241841491591601422101462231761971741722052242211771611921781721361611311701651822341692211471641472102062092012521560

編頻數(shù)分布表并畫出直方；）頻數(shù)表計算均值和中位明用哪一個指標比較合適；（3計算百分位數(shù)、、和。答]編頻數(shù)表：某100例0-40歲健子血總膽固醇值的頻數(shù)表甘油三脂mg/dL)（1～

頻數(shù)2

累積頻數(shù)（3)2

累積頻率）2～

4

6

6140~～170~185~200~

1116271213

1733607285

1733607285～

7

92

92～

5

97

97～

3

100

100合計

100

—

—畫直方:圖某10030-40歲健子清總膽固醇值的頻數(shù)分布（2計算均數(shù)和中位:從上述直方圖能夠看出：此計量標近似服從正態(tài)分均數(shù)較為合適。）百分位數(shù)：3．測10名病人1名人的血清乙型肝炎表面抗HBsAg)滴度下分計算它們的平均滴度。肝癌病人與正常人的血清乙肝表抗原HBsAg滴度滴度倒數(shù)

正常人數(shù)

肝癌病人數(shù)8

7

1163264128256

51300

23211答案］肝癌病人與正常人的血清乙肝表抗(HBsAg度測定結果滴度倒數(shù)X)8163264128256

正常人數(shù)751300

肝癌病人數(shù)（123211

lgx0。901.201.501.812。112.41

lgx6。306.001.505.430.000。00

lgx0。902。404。503.622。112。411

合計1610-19。23。94正常人乙肝表面抗原HBsAg)度為:15。92肝癌病人乙肝表面抗(HBsAg)滴為：39.26（李康離程的計述二、計算與分析1.下1例垂體催乳素微腺瘤的病人手術前后的血催乳素濃度，試說明何種指標比較手術前后數(shù)據(jù)的變異情況較為合。表手術前后患者血催乳素濃度）例號12345678910

血催乳素濃度術前27688016003243982665001760500220

術后4111028061105432530021592［參考答]血催乳素濃度術前均值＝672后均值127.2ng/ml術前后兩組均值相差較大，故選擇變異系數(shù)作為比較術前后數(shù)據(jù)變異情況比較合適。術前：，術后：，可以看出：以標準差作為比較兩變異情況的指標，易夸大手術前血催乳素濃度的變異。2。地3～45歲常成年男子的血清總固醇測量值近似服從均數(shù)4.95mmol/L,標準差。85mmol/L正態(tài)分布。①試估計該30歲年男子血清總膽固醇95%參考值范②清總膽固醇大的正常成年男子約占其總體的百分之多少？[參案］①正常成年男子的血清總膽固醇量值近似服從正態(tài)分故按態(tài)布處。因清總膽固醇測量值過高或過低均異常，所以應計算雙側參考值范圍。下限：（mol/L）上限：）即該地區(qū)成年男子血清總膽固醇量值9參范圍～6。②該地正常成年男子的血清總膽醇測量值近似服從均數(shù)，準為0。85mmol/L正態(tài)分布計算5對應的標準正態(tài)分布:問題轉化為求值大0。91的率由標正分具稱性，所以值大0概率與值小于的概率相同。查附，，所以說血清總膽固醇大5正常成年男子約占其總體18.14％。3。某地200常成人血鉛含量的頻數(shù)分布如下表。（1述該資料的分布特征(2資料近呈對數(shù)正態(tài)分試別用百位數(shù)法和正態(tài)分布法估計該地正常成人血鉛2

值參值圍表地00常人血鉛含量（μmol/L）的頻數(shù)分布血鉛含量0。00～0。24～0.480。72～0。96～1。20～1。44～1.68~1.922。16～2.40

頻數(shù)74945322813144412

累積頻數(shù)7561011331611741881921961971992.64

1

200［參考答]（1表可以看出，血鉛含較低組段的頻數(shù)明顯高于較高組段，分布不對稱。同正態(tài)分布相比布高峰向血鉛含量低方向偏移尾向血鉛含量較高組段延伸據(jù)正偏態(tài)分布。某200正常成人血鉛含量(μmol/L)數(shù)分布血鉛含量0.000。240。480。720。961.201.44~1.681。922.162。402.64

組中值000011.3211.8022.2822

頻數(shù)749453228131444121

累積頻數(shù)756101133161174188192196197199200

累積頻率3。528.0。5。5。587.0。0。0。098.599.5100（2為正常人血鉛含量越越好，所以應計算單參范圍。百分位數(shù)法：百數(shù)位于1.68組段，組距，數(shù)，組段以前的累積頻數(shù)188即該地正常成人血鉛值95%考值范圍為小1.80正態(tài)分布將中值進l換根據(jù)題中表格，得到均值和標準差計算表。某200正常成人血鉛含量)值和標準差計算表血鉛含量0。00～0。24～0。48～0.72

組中值00.3600.84

(-0.92—0-0.22-0.08

頻）7494532

-6。44-21-9.9-2.56

5.92489.486420.20483

0。96～11.44~1.681。92～2。16～2.40~

1111.802.0422.52

00.120.190.2600.360.40

2813144412

01.562.661.041.2400

0。02520。18720.50540。27040。38440.12960.32002.64

2

0

1

0.44

0。1936合計

—

—

200

—31.52

19.8098計算均值和標準差：單95％參考值范:即該地正常成人血鉛值95參考值范圍為小1，分位數(shù)法相比兩者相差不大。（李康第四章樣誤差與假設檢驗二、計算與分析為了解某地區(qū)小學生血紅蛋白含的平均水平，現(xiàn)隨機抽取該地小學人得其紅蛋白平均數(shù)1，差1試算該地小學生血紅蛋白平均9％可信區(qū)間[參案］樣本含量4，屬于大樣本，可采用正態(tài)近似的方法算可信區(qū)間。，％可信區(qū)間為下限：（g/L上限（g/L)即該地成年男子紅細胞總體均數(shù)9可信區(qū)間101。54g/L研究高膽固醇是否有家庭聚集性已知正常兒童的總膽固醇平均水平，得100曾患心臟病且固醇高的子代兒童的膽固醇平均水平207標為30mg/dl問題：①如何衡量1名兒童總膽固醇樣本平均數(shù)的抽樣誤?②估1名兒童的膽固醇平均水平9可區(qū)；③根據(jù)可信區(qū)間判斷高膽固醇是有家庭聚集性，并說明理由。［參考答案］均數(shù)的標準誤可以用來衡量樣本數(shù)的抽樣誤差大,mg/dl,樣本含量1，屬于大樣,可采用正態(tài)近似的法計算可信區(qū)間。，，，，信間為下限：上限：故該100童的膽固醇平均水平95%區(qū)間201③因100患心臟病且膽固醇高的子代兒童的膽固醇平水平95％可信區(qū)間的下限高于正常兒童的總膽固醇平均水175mg/dl，患心臟病且膽固醇高的父輩，其子代膽固醇水平較高，即高膽固醇具有定的家庭聚集性。（李)第五章t檢4

練題二、計算與分析1。已常成年男子血紅蛋白均值1今調查某廠成年男6人其血紅蛋白均值125g/L準15g/L該廠年男子血紅蛋白均值與一般成年男子是否不同？［參考答案］因樣本含〉50（n采用樣本均數(shù)與總體均數(shù)比較u驗。（1立檢驗假設，確定驗水平，該廠成年男子血紅蛋白均值與般成年男子相同，該廠成年男子血紅蛋白均值與般成年男子不同（2計驗統(tǒng)計量==7.75（3確定值做出推斷結論7。75〉1故P按α=0準，拒絕接可以認為該廠成年男子血紅蛋白均值與一般成年男子不同，該廠成男子血紅蛋白均值低于一般成年男子。2.某究者為比較耳垂血和手指血的白細胞數(shù)，調12名年人，同時采耳垂血和手指血見下表，試比較兩者的白細胞有無不同。表人耳垂血和手指血白細胞10g/L編號123456789101112［參考答案］

耳垂血9。76。27。05.38.19。94。75。87。88。66。19.9

手指血6。75.45.75。07.58。34.64.27.57。05。310.3本題為配對設計資料，采用配對驗進行分析(1立檢驗,定檢驗水平H0：成血和手指血白細胞數(shù)差異為零H1：垂血和手指血白細胞數(shù)差異不為零（2計驗統(tǒng)計量。36=＝3.672〈受H差有統(tǒng)計學意義認為兩者的白胞數(shù)不同。3。分別測1名康13名Ⅲ度氣腫病人痰中抗胰蛋白酶含量）下，健康人與Ⅲ度肺氣腫病人抗胰蛋白含量是否不同？表健與Ⅲ度肺氣腫患者α1蛋白酶含(）5

健康人Ⅲ氣腫患者。73。62.23。4。13.74.35。4。63。61.96.81.74.7。62.9。94.8。35.6。54。1。73。3。34。3。31.9[參案］由題意得，本題是兩個小樣本均數(shù)比較，可成組設檢，先驗總差是否相等。H0：兩總體方差相等H1：兩總體方差不等F===1=2.53〉1.19，F(xiàn)故>0。05按α準，不拒0,差無計意。認健康人與Ⅲ度肺氣腫病人α1抗胰白酶含量總體方差相等，可直接用兩獨立樣本均數(shù)比較檢驗。（1立檢驗假設，確定驗水平健人與Ⅲ度肺氣腫病人抗胰蛋白酶含量相，健康人與Ⅲ度肺氣腫病人抗胰白酶含量不同（2計驗統(tǒng)計量。12=5.63(3確值做推斷結論t＝5.63><拒H，接H，有統(tǒng)計學意義，可認為健康人與度肺氣腫病人α1胰蛋白酶含量不同。4.地241常成年男性面部上頜間隙進行了測定，得其果如下表，問不同身高正常男性其上頜間隙是否不同？表某地241常男性上頜間隙cm）身高(cm)161172~

例數(shù)116125

均數(shù)0.21890。2280

標準差00.2561[參案］6

本題屬于大樣本均數(shù)比較，采用獨立樣本均數(shù)比較u。由上表可,=116。2189,=0.2351=125=0.2280=0（1立檢驗假設，確定驗水平，不同身高正常男性其上頜間隙值相同，不同身高正常男性其上頜間隙值不同（2計驗統(tǒng)計量=0.91（3)確定值，做出推斷結論u＝0.91故按α=0.05水準，不拒H，差統(tǒng)學意義，尚不能認為不同身高正常男性其上頜間隙不.5。鉤端螺旋體病人的血清分別用標準株和水生株作凝溶試驗，得稀釋倍數(shù)如下表，問兩組的平均效價有無差別？表鉤旋體病患者凝溶試驗稀釋倍數(shù)標準株水生株

1002004004004008001600160016003200320032001001001002002002004004001600[參案］本題采用兩獨立樣本幾何均數(shù)比t檢t。05/2,22，絕，H1，差別有統(tǒng)計學意義可認為兩組的平均效價有差.6。比較男、女大學生的血清谷胱甘肽過氧化物酶）力是否相同，某醫(yī)生對某大1大學生隨機抽查男名名血胱甘肽過氧化酶含力單位男、女的均數(shù)分別9和93.73，、標準差分別。6614.97。男女性GSH-Px是同？[參案］由題意得，，=7.66=46,=93.73,=14.97本題是兩個小樣本均數(shù)比,可用成組設t檢檢驗，首先檢驗總體方差是否相等。即兩總體方差相等H1：兩總體方差不等。05F===3.82F=3.82〉P<0.05，有統(tǒng)計學意義，水拒接H故為男、女大學生的血清谷胱甘肽過氧化酶的活力總體方差不等用獨立樣本均數(shù)比較的檢而應用兩獨立樣本均數(shù)比較t’檢驗。=1.53，t'0。05/2。009’<t'0.05/2，P>0按α=0.05準，不拒，別無統(tǒng)計學意義，尚不能認為男性女性G有別（沈其君榕）第六章方分析練習題二、計算與分析1價某藥物耐受性及安全性期臨床試驗中符入標準40名健康自愿者隨機7

分4組每1名各注射劑量分別0.5U觀察小時后部分凝血活酶時間。試比較任意兩兩劑量間的部分凝血活酶時有無差別？各劑量4小時部分凝血活酶時(）0。5U。8。4。335.7。2。134.3。835.431.2

140.035.5。7。3。1。833.4。338.439.8

237.930.531.140.232.435.6

3。030.735.3。3。439.1。5。632.0。8［參考答案］如方差齊則用完全隨機設計的方差分析。經(jīng)Bartlett方齊性檢驗=1.8991。=7.81,，可認為四4小時部分凝血活酶時間的總體方差齊同完全隨機設計的方差分析對四個劑量組部分凝血活酶時間進行比較。提檢假，定驗準即劑量組部分凝血活酶時間的總體均數(shù)相同、、不全相即個劑量組部分凝血活酶時間的總體均不全相同=0.05(2算檢驗計量，列于方差分析表中方差分析表變異來源處理組間組內（誤差）總變異

平方和101.0860252353

自由度33639

均方7

值4.80（3定值，做出推斷結論分子自由分由度，查界(差分析用。87.由=，故，按照。05顯著性水準，絕，接差統(tǒng)計學意義可認為四個劑量組部分凝血活酶時間的總體均數(shù)不全相進進行均數(shù)間多重比較。本題采S法行重較(1出檢驗設，確定檢驗水準，任意兩組部分凝血活酶時間的總體均數(shù)同即兩組部凝血活酶時間的總體均數(shù)不相同。05（2算檢驗統(tǒng)計量，用標字母法標記多重比較結(）組別1

均數(shù)。830

例數(shù)10

SNK標A8

230.5

35.10034.37033.620

101010

BBB（3)做推斷論1U與3U間差別有統(tǒng)計學意記不同0.5U，1U與3U分凝血活酶時間的總體均數(shù)不.0.5彼此間差別無統(tǒng)計學意義（均含有字B，可為這三組部分凝血活酶時間的總體均數(shù)相2．探討小劑量地塞米松對急性肺損傷動物模型肺臟的保護作3只二S大鼠按性別、體重配12個配伍組，每一配伍組3只鼠被隨機分配到對照組、損傷組激素組，實24小時后測量支氣管肺泡灌洗液總蛋白水g/L）結果如下.3組的總蛋白水平是否相同？3組鼠總蛋白水(配伍組123456789101112

對照組0.360.280。260。250。360.310.330。280。350.410.490.27

損傷組1。481.421。331.481。261。531.401。301.581。241。471。32

激素組0.30000.16000.3100.33000［參考答]本題采用隨機區(qū)組設計的方差分。（1出檢驗假設，確定檢水準即大鼠總白水平的總體均值相同、不全相即組大鼠總蛋白水平的總體均值不全相，不同配伍組大鼠總蛋白水平的總體均值同：、、…、不同，即不同伍組大鼠總蛋白水平的總體均值不全相同。05(2算檢驗計列于方差分析中方差分析表變異來源處理組間區(qū)組間誤差總變異

平方和9.55120.11380。14609.8109

自由度2112235

均方4.77560.01030。0066

值719。801.56（3)確值，出推斷結論。對于處理因素，分子自由=分母自由22查界值表（方差分析用）由于719.80，0.05著性水準，拒絕，差別有統(tǒng)計學意義，可認為三9

組大鼠總蛋白水平的總體均值不相.對于區(qū)組因分由度分母自由，值(差析用）由于=1.56，0.05=的性水準，不拒絕，差別無統(tǒng)計學意尚能為區(qū)組因素對大鼠總蛋白水平有影響3．研究喹啉酸對大鼠急性和亞急性炎癥的影響，只20020(g雄性Wistar大鼠建立急性和亞急性炎癥動物型后分4每10只予同的處理察其值種理別腔射生理鹽水3時處死注射生理鹽6時處死、腹腔注射喹啉酸0.35mg/g）后小死，腹腔注射啉酸。35mg/g）6時處死。實驗結果如下表。問喹酸與給藥距處死的時間間隔（簡稱時間）值否有影響？不同藥物與不同時間大WBC(103）時間3h6h

藥物生理鹽水。3。911.1。3。919.025.222.9。822.7

18.813.52217.114.62322.8172425

喹啉酸15.88.79。45。38.3。915.818.3。014.0

11.0。812.59。311.019.015.319.218.2。3[參案］本題采22析因設計方差分析。（1出檢驗假設，確定檢水準：，A素兩個水平W值體數(shù)等：，A素兩個水平W值體數(shù)相：，B因素兩個水平總均數(shù)相等B因素兩個水值總體均數(shù)不相等：AB無效應：AB存互效應=0.052.算檢驗統(tǒng)計量，列于方差分表中。方差分析表變異來源因素B因AB誤差

平方和423。1502291.0603312。9470

自由度11136

均方4232918.6930

值。6833.480。4110

總變異1030.6978定值，做出推斷結論。對于因素，，=36，查界值方分用。于，,故0.05，=0.05顯著性水準，拒絕，接受，認因（藥兩水平組值總體均數(shù)不.對B因，=1，表（方差分析用,=4。11于33，〈。05，按照顯著性水準，拒認因（時間）兩個水平值總均數(shù)不相等。對于交作用，查界值表（方差分析用）。=，>。05，按照顯著性水準，不拒絕，認（藥物）B)無交互效應。曉妮）第七章對數(shù)及其應用練習題二、計算與分析1.某廠在“職工健康狀況報告中”寫到：“名中，患慢性病的2人中女性219人占％，男5，2％所以女性易慢性病”，你認為是否正確？為什么？[參]不正確，因為此百分比是構成比不是率，要知道男女誰更易患病需知工人中男女比例，然后計算男女患病率。2.在“銻劑短程療法治療血吸蟲病病例的臨床分析一文中，根據(jù)下表資料認為“其中～歲組死亡率最高，其次2～歲組”，問種說法是否正確？銻劑治療血吸蟲不同性別死亡者齡分布年齡組0～30~40~合計

男311451529

女37632122

合計6181083651［參考答案］不正確，此為構成比替代率來下正計算是用各年齡段死亡人數(shù)除各年齡段的調查人數(shù)得到死亡率。3。某究根據(jù)以下資料說明沙2歲率最高齡反而患病率下降同意嗎？說明理由。某研究資料沙眼病人的年齡分布年齡組0~

沙眼人數(shù)47198330

構成比(）4.619.3。111

30～40～50~60~70~

19812880388

。312.47.83.70.8合計

1027

100.0［參考答]不正確此構成比替代率來下結論，正確的計算是用各年齡段沙眼人數(shù)除各年齡段的調查人數(shù)得到患病率。4.今兩個煤礦的工人塵肺患病(%下,試比較兩個煤礦的工人塵總的患病率。兩個煤礦的工人塵肺患病率情況%)工齡

甲

礦

乙

礦（年）〈6～合計

檢查人數(shù)140264285254220853

塵肺人數(shù)120168316604

患病率03。432

檢查人數(shù)992190510143911

塵肺人數(shù)28117127

患病率0.200.42。543［參考答案］兩個煤礦的工人塵肺標準化患病%工齡（年）〈66～合計

標準構成150186190355624764

甲礦原患病率0312.43

預期患病人數(shù)129243442814

乙礦原患病率0.200

預期患病人數(shù)3026410466甲礦塵肺患病=乙礦塵肺患病率甲礦塵肺患病率高于乙礦塵肺患.5。抽樣調查了某歲兒200的牙齒，患130人試該兒患率9％間估計。［參考答案］，)=（劉啟貴）第八章檢練題二、計算與分析1經(jīng)內科醫(yī)師觀2例腦梗塞病人中例病人用西療法189例人采用西醫(yī)療法加中醫(yī)療法，觀察一后，單純用西醫(yī)療法組的病人死例采用中西醫(yī)療12

法組的病人死9，請分析組病人的死亡率差異是否有統(tǒng)計學意義？［參考答案］本題是兩組頻數(shù)分布的比較，資課整理成下表的形式。兩組療法病人的死亡率的比較組別西醫(yī)療法西醫(yī)療法加中醫(yī)療法合計

死亡13922

存活89180269

合計102189291（1)建檢驗設并確定檢驗水準：，即兩組病人的死亡率相等即病人的亡率不等（2四個表的專用公,算檢驗統(tǒng)計量值==6.041（3定值，作出推斷結論以17的值，得。按水拒，接受，以認為兩組病人的死亡率不等。2．醫(yī)院研究中藥治療急性心肌梗死的療,觀察結果見下.受兩種不同療法的患者病死率是否不同？兩種藥治療急性心肌梗死的療效組別中藥組非中藥組合計

存活651277

死亡325

合計681482

病死率（％）4.41。296.10［參考答]本題=宜用四格表確切概率法（1)建檢驗設并確定檢驗水準，兩種不同療法的患者病死率相同：，即兩種不同療法的患者病死不同（2算確切概率（3)作推斷論按水準，不拒絕，無統(tǒng)計學意義還不可以認為兩種不同療法的患者病死率不3．醫(yī)師觀察三種降血脂A的療效觀3個后按患者的血脂下降程度分為有效與無效，結果如下表問三種藥物的降血脂效果是否不同？三種藥物降血脂的療效藥物ABC

有效1206040

無效252722

合計1458762［參考答案］本題3個本構成比的比較，表料（1建驗假設并確定驗水準H0：種物降脂效率相同H1：種物降脂效率相同=0.0513

(2)計檢統(tǒng)量==9。933.定值，作出推斷結論查界值表P<。05在檢準下，拒0,受認三藥物的降血脂有效率不同4．醫(yī)師按照白血病患者的發(fā)病情況，例分兩組，并ABO血類記數(shù),試問兩組患者血型總體構成有無別？308急、慢性白血患者的血型分布組別急性組慢性組合計

A6042102

B473077

O613495

AB211334

合計189119308[參案］本例2個本構成比的比是2×4料。(1建假設并確定檢驗水準H0：組者型體成同H1：組者型體成全相同。05（2計算檢驗統(tǒng)計0（3確值，作出推斷結論查界值表P。05，=0.05檢水，不拒H，不能認為兩組患者血型總體構成比不全相同。5．研究某補鈣制劑的臨床效果，觀例兒童，中一組給與這種新藥，另一組給與鈣片，觀察結果如,兩種藥物預防兒童的佝僂病患病率是否不表兩童的佝僂病患病情組別新藥組鈣片組合計

病例數(shù)8614

非病例數(shù)321042

合計401656

患病率（％）。0。525.0[參案］本題是兩組二分類頻數(shù)分布的比，用四個表檢驗。表且一個格子的理論頻數(shù)小5,采用四個表檢驗的校公式進行計算。（1立檢驗假設并確定檢水準：，即新藥組與鈣片組兒童佝僂患病概率相同：，即新藥組與鈣片組兒童佝僂患病概率不同=0.05（2用四個表檢驗校正公,算檢驗統(tǒng)計量值==13.確定值作出推斷結論以17的值得<,P〉0.05準，不拒絕，無統(tǒng)計學意不能認為新藥組與鈣片組兒童佝僂病患病概不.6．醫(yī)147大腸桿菌標分別,B種培養(yǎng)基上培養(yǎng)，然后進行檢,料見下表，14

試分析兩種培養(yǎng)基的檢驗結果是有顯著性差別？表種培養(yǎng)基上培養(yǎng)大腸桿菌標本結A養(yǎng)基＋－

B培＋5915

－3637

合9552合

計

74

73

147[參]本題是一個配對設計的二分類資，采用配對四個表資料的檢驗。（1)建檢驗設并確定檢驗水準：，即兩種培養(yǎng)基的陽性培養(yǎng)率等：，即兩種培養(yǎng)基的陽性培養(yǎng)率相等（2)計檢驗計量本例=36+15=51〉，對四個表檢驗公式，算檢驗統(tǒng)計量值=,3。確P值，作出推斷結論查界值表P<。，拒絕。認為兩種培養(yǎng)基的陽性培養(yǎng)率不.（王樂三）第九章非數(shù)檢驗二、計算與分析1．醫(yī)院測0名受試者針刺膻中穴前后痛閾的數(shù)據(jù)，見下表，試分針刺膻中穴前后痛閾值的差異有無統(tǒng)計學意?名受試者針刺膻中穴前后痛閾資料編號12345678910

針刺前60060068510509001125140075010001500

針刺后610700575600600142513508258001400［參考答案］（1立假設檢驗Ｈ0值總體中位數(shù)為零差體中位數(shù)不為零α=0.05（2算統(tǒng)計量見下表10受試者針刺膻中穴后痛閾15

編號12345678910

針刺前60060068510509001125140075010001500

針刺后610700575600600142513508258001400

差值10100-110-30030075-200-100

秩次14。5—6-10-8。58.5—23—7—4.5合計

Ｔ＋=17Ｔ－=38Ｔ＋＋Ｔ－=17+38=，和，計算準確無誤Ｔ=min(＋，Ｔ－。（3表及結論現(xiàn)界值表（10，T=17此范圍內，所P0。05，水準，不拒H0，針刺膻中穴前痛閾值的差異無統(tǒng)計學意義。2.8健康男子服用腸溶醋酸酚片前后的精液中精子濃度檢查結果如下表（服用時月，服用腸溶酸棉酚片前后精液中精子濃度有無下8名康男子服用腸溶醋酸棉酚片前后的精液中精子濃度（編號12345678

服藥前6000220005900440060006500260005800

服藥后6605600370050006300120018002200［參考答]（1立假設檢驗Ｈ0值總體中位數(shù)為零Ｈ1值總體中位數(shù)不為零（2算統(tǒng)計量見下表8名康男子服用腸溶醋酸棉酚片前后的精液中精子濃度（編號12

服藥前600022000

服藥后6605600

差值-5340

秩次—6-716

345678

5900440060006500260005800

370050006300120018002200

600300-5300-24200

-321—5-8-4合計

Ｔ＋=3Ｔ－=33Ｔ＋＋Ｔ－=33+3總和計算準確無誤Ｔ=Ｔ＋,Ｔ）=。（3)查及結現(xiàn)=8，查T值表0）=3～33恰在界點上，所P≤0。05,按α=0.05水準H接1,可健康男子服用腸溶醋酸棉酚片前后的精液中精子濃度有差異。3．雌鼠兩組分別給以高蛋白和低蛋白的飼料，實驗時間自生84天止，8觀察各鼠所增體重，結果如下表，兩種飼料對雌鼠體重增加有無顯著影響？兩種飼料雌鼠體重增加量g高蛋白組8397104107113119123124129134146161

低蛋白組657070788594101107122［參考答]（1立假設檢驗Ｈ0總體分布相同Ｈ1總體分布不同。05（2算統(tǒng)計量將兩樣21個數(shù)據(jù)由小到大統(tǒng)一編秩，見下表兩種飼料雌鼠體重增加量g高蛋白組83

秩次5

低蛋白組65

秩次117

97104107113119123124129134146161

810。51314161718192021172.5(

7070788594101107122

2.52.5467911.51558.5(）Ｔ=58。5（3表與結論9按查表得范71為=58超范圍。，拒絕，，受即兩種飼料對雌鼠體重增加顯著影響。4測鉛業(yè)非作工的(μg/100g問業(yè)工人的血鉛值是否高于非鉛作業(yè)工?鉛作業(yè)與非鉛作業(yè)工人的血鉛值非鉛作業(yè)組556791213151821

鉛作業(yè)組17182025344344［參考答案］(1立假設驗Ｈ0總體分布相同Ｈ1總體分布不同（2)計統(tǒng)計將兩樣17個數(shù)據(jù)由小到大統(tǒng)一編秩，見下表鉛作業(yè)與非鉛作業(yè)工人的血鉛值μg/100g非鉛作業(yè)組55679

秩次1.51。5345

鉛作業(yè)組1718202534

秩次910.512141518

1213151821

678。513。5

4344

1617。5Ｔ=93。5（3表與結論7，=3按=0.05，Ｔ值表得范4～84因T。5,超范故Ｐ，絕0，受1,鉛業(yè)人血值于鉛業(yè)人鉛值。5.眼藥水對近視眼患者作治照組用生理鹽水作安慰對兩組的療效進行觀,結果如下試析VK3藥水對近視眼患者的治療是否有療效表VK3水治療近視眼患者療效觀察療效退步不變進步恢復合計

VK3藥水組893114116

生理鹽水組206010191［參考答案］(1立假設驗Ｈ0總體分布相同兩分布不同。05（2算統(tǒng)計量將兩樣本的資料統(tǒng)一由小到大統(tǒng)編秩，見下表：VK3眼水治療近視眼患者的療觀察療效

VK3藥水組生水組

合計

范

圍

平均秩次

鹽水組秩和退步不變進步恢復合計

893114116

206010191

28153215207

1—28—181182—202

290630019202058715由于=1。96，>,P<，0，受，統(tǒng)學意可為兩總體分布不即可認V藥水對近視眼患者的治療有療.6．正常、單純性肥胖及皮質醇增多癥三組人的血漿皮質醇含量行測其結果見下,問三組人的血漿皮質醇含量的差有無統(tǒng)計學意義？三組人的血漿皮質醇測定(nmol/L正常人0。41.92。2

單純性肥胖人0.61。22.019

皮質醇增多癥9.810.210

2。52.83。13.73.94.67.0

2.43.14。15.05.97.413.6

1314.0141515.62124.0[參]（1立假設檢驗H0：組的漿質含總體分布相.H1：組的漿質含總體分布不全相同。（2算統(tǒng)計量將三樣30個觀察值統(tǒng)一由小到大編秩，見下表：三組人的血漿皮質醇測定值正常人0.41。92.22。52.83.13.73.94。67合計

秩次1468910.51213151896.5

單純性肥胖人0.61.222。43.14。155.97.413.6合計

秩次235710.51416171924117.5

皮質醇增多癥9.81010131414151521.624合計

秩次20212223252627282930251（3表及結論現(xiàn)，ν=k—1=3-1=2值0。05,2=5.99,>0；。05α＝0.05水準，絕，受，可認為三組人的血漿皮質醇量的總體分布有差別。7．針刺麻醉,對肺癌、肺化膿癥及肺結核三組患者進行部手效分四級結見下表試較刺醉三病的有無差異？三組患者肺部手術的針麻效果針麻效果

肺癌

肺化膿癥

肺結核ⅠⅡⅢⅣ合計

10244817416519333647850105[參案］（1立假設檢驗H0：組人總效相組病人的總體效果不全相同。α20

（2)計統(tǒng)計將三個樣本的資料統(tǒng)一由小到大秩，見下表：表三者肺部手術的針麻效針麻效果

例數(shù)肺癌化膿癥

肺結核

合計范

平均秩次

肺癌

秩和肺化膿癥

肺結核Ⅰ

10

24

48

82

1

41.5

415

996

1992Ⅱ

17

41

65

12383-205

144

2448

5904

9360Ⅲ

19

33

36

88

206-293249.5

4740.58233.5

8982Ⅳ

4

7

8

19

303

1212

2121

2424合計

50

105

157

312。522758（3)查及結現(xiàn)=3,ν=k-1=3-1=2查表0，2=5。99。05，3Ｐ按α＝0準拒絕，接受故認為組病人的總體效果不全相（劉啟)第十章線性相關與回歸練題二、計算與分析1。12名女青年的身高與體重資料如下表青高與體重之間有相關關系？表女青年的身高與體重資料編號12

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12身高）164體重（kg

15656

17260

17268

17766

18065

16656

16255

17260

16755

15846

15251[參案］身高，體重為。代入公式）得：由公式）計算相關系數(shù)下面采驗法對相關系數(shù)進行檢.（1建驗假設，即身高與體重之間不存在相關系，身高與體重之間存在相關系（2計計量（3查得統(tǒng)計結論查界水準拒H受1,以為女青年身高與體重之間存在正相關關系。2。某研究某種代乳粉價值時，用大白鼠做實驗，得大白鼠進量和體重增加量的資料如下，試問大白鼠的進食量與重的增加量之間有無關能用大白鼠的進食來估計其體重的增加量？大白鼠進食量和體重增加量的資動物編號

123

4

5

6

7

8

9

10

11進食量增重量g)

820780165158

720130

867180

690134

787167

934186

679145

639120

820150

780135［參考答]進食量X增重量Y。由公式）算:21

由公式10-1）算相關系:下面用檢對相關系數(shù)進行檢驗：由r=0—2=9查值表，r0。005/2因>r0。005/2,9,P<0.005,按，拒，接受以認為大白鼠的進食量與體重增加量之間存在正相關.我們根據(jù)上表得數(shù)據(jù)繪制散點圖下圖以看出大白鼠的進食量與增重量有明顯的直線趨勢我考建二之的回歸方程。由上述計算代入公式10—510-6):則回歸方程為：圖大白鼠的進食量與增重量之關系散點圖最后我們采用方差分析法對回歸程作檢:（1)建設檢驗：，（2)由可得：(3查，得統(tǒng)計結論查值表,,。01拒H0，接受，明大白鼠的進食量與體重增加量間存在線性回歸關系，也就是說，可以大白鼠的進食量來估計其體重的增加量。3。測得347名1健康男童的身高和體身高均數(shù)146.4cm，差8。61cm重均數(shù)3，差6身體重的相關系=0.74,算身高推體重的回歸系數(shù)及由體重推身高的回歸數(shù)。［參考答]身高X體重。由題意由身高推體重的回歸系數(shù)b則由體重推身高的回歸系數(shù)b則4.某治所作病因研對些地區(qū)質的平均碘含(性甲狀腺腫患病率進行了調查，結果如下表，試問甲狀腫患病率與水質中碘的含量有無相關關系？局部地區(qū)水質的平均碘含）方性甲狀腺腫患病率地區(qū)編號

1234567910111314患病率碘含量（μg/l)

39.020.022.537.431.51.02.02。53。53。54.04.4

15.67.19.04.05。44.54.67.78。08.08。38.5［參考答案］甲狀腺腫患病率水質中碘含量X①將,Y別小大見下表））欄；②算差，見6）；③算見欄；④代入公式10—18)算下面對進驗（1立假設檢驗（2計計量rs=—0.912（3)結當時查1中級相關系界22

由于，拒H0,接受，可認為甲狀腺腫患病率與水質中碘的含存在負相關關系。不同地區(qū)水質中碘含量甲狀腺腫患病(%)地區(qū)編號

水質中碘含量

甲狀腺腫患病率

d

d2(1

X

秩次

Y

秩次

（6)

（7)(2)

（4)

（5)1234567891011121314

1。02。02。53.53.54。04。44.54.67。78。08。08。38。5

1234.54。567891011.5111314

4037.739.020.0223731.515216。37。19。04。05。4

1412137911106834512

-13-10-10-2-4-5—32177。56.51212

1691001006.2520.252594149。2542.25144144巖）第十一章多性回歸與多元步回歸練題二、計算與分析1．種特殊營養(yǎng)缺乏狀態(tài)下，兒童年()身(與（測果見下試建立年齡、身高與體重的二元回方程對歸方程作檢計相關系數(shù)與決定系數(shù)；年齡和身高的標準偏回歸系數(shù)。營養(yǎng)缺乏兒童年齡、身高、體重定值編號

1

2

3

4

5

678

1012身X1年X2體重

145829

1501032

124624

1571130

129825

1271407109263526

1071025

10715514861292331［參考答](1參數(shù)估計模型1

變量常數(shù)

偏回歸系數(shù)2.11400.923

標準誤5。0480。0470。434

標準化偏回歸系數(shù)00

t0.4190。68520.0192.1260.062回歸方程為：(2方差分析變異來源回歸

離均差平方和150.884

自由度2

均方差75.442

F16.154

P023

誤差總變異

192.917

911

4.670從上表可見=16，P〈，此方程有統(tǒng)計學意義。（3關R系R=0.782.年高的標準偏回歸系數(shù)第一個表。2有者認為清低度蛋高和高密度脂蛋白降是引起動脈硬化的一個重要原因現(xiàn)量30脈硬化疑似患者的載脂蛋A、載脂蛋、脂蛋、載脂蛋C、低密度脂蛋白中的膽固醇、高密脂蛋白中的膽固醇含量，資料如下表。①分別作和對，多元線性回歸分.②作對，，，的逐步回歸分析，與前面的分析結果進行比較。名動脈硬化疑似患者的觀測資料序號i

載脂蛋白I(mg/dL)X1

載脂蛋B脂蛋白載脂蛋C低度蛋（mg/dL（mg/dL（mg/dL）X2X4

高密度脂蛋白（mg/dL)Y2123456789101112131415161718192021222324252627282930

173139198118139175131158158132162144162169129166185155175136153110160112147204131170173132

1061321121389416015414113715111011313712913814811812111111013314986123110122102127123131

76.46.97.18.612119.77。47。56107。28.56。311.566.14.19.48。59.55.388。56。16.68.48.713.8

1417.816.715132021.529181715.942.820.7161033.4172027.22616.92410.816.618.421.01324.71929.2

1371621341881382151711481971131458118515719715615615414490215184118127137126130135188122

624381395165404256377041565847496957743965405734547251628538[參案］24

①和對，線性回歸分析為應變量的方差分析表變異來源回歸誤差

離均差平方和18530。40814316。258

自由度425

均方差4632.602572。650

F8

P0總變異

32846.667

29為應變量的參數(shù)估計變量常數(shù)

偏回歸系數(shù)—0.82901.325—0.124—2.385

標準誤47。7730020.765

標準化偏回歸系數(shù)-0.1650.714-0-0.494

t-0.0171。1814。699-0.045-3.119

P00.24900.9650復相關系R決系數(shù)=0。按α=0檢水準歸方程中和有統(tǒng)計學意即密脂白的固與蛋及載脂蛋有線回歸關系。與載脂蛋B呈關而脂蛋呈負相關。為應變量的方差分析表變異來源回歸誤差

離均差平方和1220.886

自由度425

均方差1098.14548.835

F22.487

P0總變異

29為應變量的參數(shù)估計變量常數(shù)

偏回歸系數(shù)-2.1320.483—0.053—0.294—0。415

標準誤。9510.0580.0820.8130.223

標準化偏回歸系數(shù)-0—0。069—0。046—0。208

t—0.1538。385-0.640-0-1.858

P000.52800.075此