醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)題庫(kù)

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(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.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.P<0.10B,PW0.05或P40.01C.P<0.005D.P<0.05E.P<0.013~8A.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.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胎30人、4胎14人。該資料的類型是（A）,.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。該資料的類型是（C）...空腹血糖測(cè)量值，屬于（C）資料。.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.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。該資料的類型是（D）?.100名18歲男生的身高數(shù)據(jù)屬于（C二、問(wèn)答題.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。.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)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。.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)題一、選擇題.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.各觀察值均加(或減)同一數(shù)后(B)oA.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).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.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酢和血液尿素氮兩項(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).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).測(cè)量了某地237人晨尿中氟含量(mg/L),結(jié)果如下：尿氟值：0.2?0.6~1.0~1.4~1.8~2.2~2.6~3.0~3.4~3.8~頻數(shù)：75 67 30 20 16 19 6 2 1 1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.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.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.血清學(xué)滴度資料最常用來(lái)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.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).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.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.調(diào)和均數(shù)二、分析題.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）、^齡21-3031-4041-5051-6061-70性別男女男女男女男女男例數(shù)101481482372134922答案:年齡組性別 TOC\o"1-5"\h\z21?30 31~40 4T50 51~60 61?7010 8 82 213 22~女 14 14 37 49 ..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lo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)2000952.54.5.1998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：

7063.847063.84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.）oA.（元一1.96s,元+1.96s） b.（三一1.96s?元+1.96=）c.>(xlgxc.>(xlgx+1.645slgJD.<(x+1.645v)E.<(%+1.645%)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.(元一1.965,元+1.96y) b.(x-1.96lSj,x+1.96s-)c.>(xlgx+1.6455]gx) d.<(x+1.645s)E.<(xlgx+1.645yIgx)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，則從該人群隨機(jī)抽出〃個(gè)人，陽(yáng)性數(shù)X不少于k人的概率為(A)oA.P(Z)+P(A+l)+-一+P(〃)B.P(Z+l)+P(A+2)+…+P(〃)C.P(O)+P⑴+…+P(Z) D.P(O)+P⑴+…+P(Z-1)E.尸(1)+尸(2)+???+F(女)6.Piosson分布的標(biāo)準(zhǔn)差b和均數(shù)4的關(guān)系是(C)oA.A,>(T B.2<cr C.A-<y2D.A=y/~o" E.4與cr無(wú)固定關(guān)系7.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±1.96x/330 B.330±2.58\/330 C.33±1.96733D.33±2.58>/33 E.(330±1.96n/330)/5.Piosson分布的方差和均數(shù)分別記為cr?和7,當(dāng)滿足條件(E)時(shí)，Piosson分布近似正態(tài)分布。A.)接近0或1 B./較小 C.4較小D.)接近0.5 E.(T2>20.二項(xiàng)分布的圖形取決于(C)的大小。A.nB.nC.〃與乃D.<j E.〃.(C)小，表示用該樣本均數(shù)估計(jì)總體均數(shù)的可靠性大。A.CVB.SC.a-D.RE.四分位數(shù)間距.在參數(shù)未知的正態(tài)總體中隨機(jī)抽樣，|5一42(E)的概率為5%。A.1.96(T B.1.96C.2.58D.tOO5l2vSE.tao5/2vS-.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.74±2.58x4+10 B.74±1.96x4-e-10C.74±2.58x4D.74±4x4 E.74±1.96x4一藥廠為了解其生產(chǎn)的某藥物(同一批次)的有效成分含量是否符合國(guó)家規(guī)定的標(biāo)準(zhǔn)，隨機(jī)抽取了該藥10片,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95%可信區(qū)間時(shí)，應(yīng)用(A)oA.(X-r0.05/2,，又+%(b/2m%)B.(又-1.96crh又+1.96ctQC?(.T。皿“s，滅+L053s) D.(X-1.96^,X+1.96^)E.(〃—1.96s/,,〃+1.96s〃)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.(X-f。,0s,X+￡0,5/27%)B.(X-1.96<7父，X+1.960*7)C.(X—t005/2vs,X+tOO5/2_yS') D.(X-1.9&fx,X+1.96\/x)E.(。-1.9網(wǎng),,2+1.9風(fēng))15.在某地采用單純隨機(jī)抽樣方法抽取10萬(wàn)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(wàn)人平均傷害死亡數(shù)的95%可信區(qū)間時(shí)，應(yīng)用(D)?A.(X-￡0.5/2/$又，X+fo.Q5/2,vS7) B.(X11.96(7元，X+1.96(7反)C.(X-九0s/2*$，X+「0.05/2*$) (X-1.96\/x^,X+1.96\/x)E.(。-1.9&;,,2+1.9風(fēng))16.關(guān)于以0為中心的/分布，錯(cuò)誤的是（A）。A.相同A.相同》/時(shí)，W越大，P越大C.當(dāng)>8時(shí)，t—>WE.，分布是一簇曲線二、簡(jiǎn)單題1、標(biāo)準(zhǔn)差與標(biāo)準(zhǔn)誤的區(qū)別與聯(lián)系B.，分布是單峰分布D.f分布以0為中心，左右對(duì)稱答：標(biāo)準(zhǔn)差：s=j（X/：）一,表示觀察值的變異程度。可用于計(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)誤。標(biāo)準(zhǔn)差是個(gè)體差靠或自然變異，不能通過(guò)統(tǒng)計(jì)方法來(lái)控制。標(biāo)準(zhǔn)誤：S又=圣,是估計(jì)均數(shù)抽樣誤差的大?Jn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)送少標(biāo)準(zhǔn)誤2,二項(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)果的概率為乃，其對(duì)立結(jié)果的概率為（卜乃）（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(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，乃很小時(shí)，為一常數(shù)時(shí)，二項(xiàng)分布3（〃,萬(wàn)）近似服從poisson分布尸（幾7T）（2）二項(xiàng)分布與正態(tài)分布的聯(lián)系，當(dāng)n較大，萬(wàn)不接近0也不接近1,特別是當(dāng)〃7和〃（1一萬(wàn)）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)422。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：b未知且〃小，按t分布的原理計(jì)算可信區(qū)間，可信區(qū)間為（x-%/反，x+1%/又）b未知且〃足夠大時(shí)，t分布逼近〃分布，按正態(tài)分布原理，可信區(qū)間為（又一"%2,x+“%》）<7已知，按正態(tài)分布原理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：本題男、女童樣本量均為120名（大樣本），可用正態(tài)近似公式X士〃%,。、其估計(jì)男、女童身高的總體均數(shù)的95%置信區(qū)間。男童的95%CI為146.8±1.96*7^/^^=(145.44,148.16)女童的95%ci為女童的95%ci為148.1±1.96=(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&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?！筫)0.0881(1-0.0881)答：本例中，SP=J - =0.0160=1.60%np=312*0.0881=28>5,n(l-p)=284>5,因此可用正態(tài)近似法P± 進(jìn)行估計(jì)。登革熱血凝抑制抗體反應(yīng)陽(yáng)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.在樣本均數(shù)與總體均數(shù)比較的/檢驗(yàn)中，無(wú)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 D.兩總體均數(shù)相等E.樣本均數(shù)等于總體均數(shù).在進(jìn)行成組設(shè)計(jì)的兩小樣本均數(shù)比較的r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.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.a=0.01 B.a=0.05 C.a=0.10D.a—0.20 E.a=0.30.正態(tài)性檢驗(yàn)，按a=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0.10 B.小于0.10 C.等于0.10D.等于尸，而夕未知 E.等于1一夕，而夕未知.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>a,則接受“°犯錯(cuò)誤的可能性很小C.采用配對(duì)，檢驗(yàn)還是兩樣本，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)a只能取0.05E.用兩樣本m檢驗(yàn)時(shí)，要求兩總體方差齊性.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)分析該兩項(xiàng)指標(biāo)間的關(guān)系，可選用：(E)

A.配對(duì)r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/檢驗(yàn)和尸檢驗(yàn) D.變異系數(shù)和〃檢驗(yàn)E.配對(duì)/檢驗(yàn)和相關(guān)回歸分析.在兩樣本均數(shù)比較的，檢驗(yàn)中，得到M<Lo5/2m，P>0Q5,按a=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類錯(cuò)誤B.第U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(jiǎn)答題.假設(shè)檢驗(yàn)中檢驗(yàn)水準(zhǔn)a以及〃值的意義是什么？答：a為判斷拒絕或不拒絕無(wú)效假設(shè)"o的水準(zhǔn)，也是允許犯I型錯(cuò)誤的概率。P值是指從”o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。.t檢驗(yàn)的應(yīng)用條件是什么？答t檢驗(yàn)的應(yīng)用條件：①當(dāng)樣本含量較小(〃<50或〃<30時(shí))，要求樣本來(lái)自正態(tài)分布總體；②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.比較I型錯(cuò)誤和H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“o，H型錯(cuò)誤不拒絕實(shí)際上不成立的“°。通常，當(dāng)樣本含量不變時(shí)，a越小,夕越大；反之，a越大，夕越小.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)“o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.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名三歲男童頭圍，資料如下：8.2947.0349.1048.1250.0449.8548.9747.9648.1948.2549.0648.5647.8548.3748.2148.7248.8849.1147.8648.61。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)a=0.0548.55-48.20.70/廊這里〃=20,又=48.55,S=0.70=2.241,v=n-l=20-l=48.55-48.20.70/廊查川缶界值表，單側(cè)八四9=1-729,得「<0.05,在。=0.05的水準(zhǔn)上拒絕可以認(rèn)為該地區(qū)三歲男童頭圍大于一般三歲男童.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3.311.79.46.82.03.15.33.721.817.6

ALb含量

化療后

ALbALb含量

化療后

ALb含量33.030.8 8.8 11.4 42.6 5.8 1.6 19.0 22.430.2解檢驗(yàn)假設(shè)=°，乩：4工0a=0.05這里，〃=10，Xd=T20.9,匯/=3330.97,J=-12.09=4.56_/￡/一(〉)2/〃_/3330.97-(-120.9)2=4.56d~Vn-1 -V10-1d-0 -12.09d-0 -12.09=2.653,v=10-l=9查表得雙側(cè)r0059=2.262,|r|>2.262,P<0.05,按a=0.05檢驗(yàn)水準(zhǔn)拒絕%.可以認(rèn)為化療對(duì)乳腺癌患者ALb的含量有影響。.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)Ho：CT；=<7；,〃]：ofWCT；a=0.05c2O40?F=—7=——r=1.51,v.=15—1=14,v2=16—1=15S；6.842 1 2查/界值表，&Q5(⑷5)=2.70,知P>0.05,在a=0.05水平上不能拒絕外,可認(rèn)為該資料方差齊。兩樣本均數(shù)比較的假設(shè)檢驗(yàn)/：必=〃2，”1:〃尸〃2a=0.05H(勺-l)S；+(巧_(15-1)8.402+(16-1)6.842小—2 15+16—2又、-鼠 76.90-73.10 …c”/= 1 2 _13852-Jsja/n,+1/%)一,58.26(1/15+1/16)-,v=+%—2=15+16—2=29查r臨界值表，九052g=2.045,知尸>0.05,在a=0.05水準(zhǔn)上尚不能拒絕名.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歲居民腰圍有性別差異？

.解方差齊性檢驗(yàn)：“。：°；=無(wú)出：端"反 尸=斗=坐.=2.66,v.=20-1=19,v2=25-1=24a=0.05 S；6.52 , 2查尸界值表，4,皿的=L94,知P<0.05,在a=0.05水平上拒絕a”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)“0：4=〃2'"1:〃尸〃276.5—69.2ho.6276.5—69.2ho.626.5220+石=2.7004'1066,52Y（s；+s訂_句st?S：一回嚇（6.5嚇々Tn2-l120J[25）20-1 25-1查端界值表，6)5,30=2.22,知尸<0.05,在a=0.05水準(zhǔn)上拒絕“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、乙兩地兒童血漿視黃醇平均水平，調(diào)查甲地3~12歲兒童150名，血漿視黃醇均數(shù)為1.21Mmol/L,標(biāo)準(zhǔn)差為0.28Pmol/L；乙地3~12歲兒童160名，血漿視黃醇均數(shù)為0.98Mmol/L,標(biāo)準(zhǔn)差為0.34Wnol/L.試問(wèn)甲乙兩地3~12歲兒童血漿視黃群平均水平有無(wú)差別？解檢驗(yàn)假設(shè)“0：從=〃2，”1:從片〃2a=0.05n,=150,&=1.21,=0.28甲一,X,-X2'n,=160,X2=0.98,52X,-X2=0.821.21-0.98=0.82V0.282/150+0.342/160在這里u=0.82<1.96,P>0.05,按a=0.05檢驗(yàn)水準(zhǔn)尚不能拒絕HQ,可以認(rèn)為甲乙兩地3~12歲兒童血漿視黃醇平均水平?jīng)]有差別一、醇平均水平?jīng)]有差別一、選擇題.完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析中,a.ss組間>SS組內(nèi)c-ss總=SS組何+SS組內(nèi)丫組間>"組內(nèi)第五章方差分析習(xí)題必然有(C).B.MS組間<MS組內(nèi)MS國(guó)=MS組問(wèn)+A/S組內(nèi).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，檢驗(yàn)結(jié)果(D)。A.完全等價(jià)且產(chǎn)=J7B.方差分析結(jié)果更準(zhǔn)確C.，檢驗(yàn)結(jié)果更準(zhǔn)確D.完全等價(jià)且，="E.理論上不一致.在隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的方差分析中，若時(shí)理>綜05“八，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.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%理值不會(huì)小于1 D.『組值不會(huì)小于1E.產(chǎn)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“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.“檢驗(yàn)C.配對(duì)/檢驗(yàn)%:檢驗(yàn) E.秩和檢驗(yàn).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.“檢驗(yàn)C.成組，檢驗(yàn)D.檢驗(yàn) E.秩和檢驗(yàn).對(duì)女個(gè)組進(jìn)行多個(gè)樣本的方差齊性檢驗(yàn)(Bartlett法)，得力？〉/；%“，P<0.05按a=0.05檢驗(yàn)，可認(rèn)為(B).A.b；,或全不相等 B.b；,<7；,…,或不全相等C.S”S2,…,S/不全相等 D.兄，又2,…,％不全相等E.〃1,〃2-、;4不全相等.變量變換中的對(duì)數(shù)變換(x=lgX或x=lg(X+l)),適用于(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.使率較小(<30%)的二分類資料達(dá)到正態(tài)的要求.變量變換中的平方根變換= 或x=JX+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070%）的二分類資料達(dá)到正態(tài)的要求二、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)的類型，將全部測(cè)量值總的離均差平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，借助廠分布做出統(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)，55總=SS處理+SS區(qū)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)的比較Duunett-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。三、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i衣料2衣料3衣料4合計(jì)2.332.483.064.002.002.343.065.13X。2.932.683.004.612.732.342.662.802.332.223.063.60n,555520(N)K2.46402.41202.96804.02802.9680(X)0.36710.17580.17410.90070.80990(S)*"總=0.809902*(20-1)=12.4629,匕總=20-1=19ss組間=￡〃人兄-反)-=5(2.4640-2.9680)2+5(2.4120-2.9680)+5(2.9680-2.9680)2+5(4.0280-2.9680)*"總=0.809902*(20-1)=12.4629,匕總=20-1=19SS組間=S5總-SS組間=12.4629-8.4338=4.0292,此組內(nèi)=20-4=16MW-SS組間/_以J組間一 7V…一/丫組間8.4338//4—o1XoMS=SS組內(nèi)/_2組內(nèi) /v/。組內(nèi)4.02Wn0.10/]6二。?25182.8113=1I1b0.2518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按匕=3,%=16查F界值表，得601(2,16)=7.51,F=11.16>7.51,故火0.01?按a=0.05水準(zhǔn)，拒絕"0,接受”1，可以認(rèn)為各種衣料中棉花吸附十硼氫量有差異。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，問(wèn)三個(gè)地區(qū)農(nóng)村3歲兒童的血漿視黃醇水平有無(wú)差異。地區(qū)

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=一區(qū)）2=62462,此組間=3-1=2SS組內(nèi)=Z（〃，-1）S：=6.0713,"組內(nèi)=62-3=59MS _SS組間/_0.2462/心組間一 %組間- 72=61231MS _SS組內(nèi)/_6.0713/,in9Q心組內(nèi)- 九小一 759=0-10290.1231F= 二1900.1029方差分析結(jié)果變異來(lái)源 SSV MS F P總 6.3175組間 0.2462組內(nèi) 6.0713612 0.1231 1.20 >0.0559 0.1029按匕=2,%=59查F界值表，得耳05(2,59)=393,F=1.20<3.93,故處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)1.54.32.12.32*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：H。: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組第1區(qū)1.43.3 1.91.82.052.0800第2區(qū)1.53.6 1.92.32.352.3200第3區(qū)1.54.3 2.12.32.452.5200第4區(qū)1.84.1 2.42.52.652.6800第5區(qū)1.54.2 1.81.82.652.3800第6區(qū)1.53.3 1.72.42.152.2000均66 66630(/V)X1.53333.8000 1.96672.18332.33332.3633(X)s,0.13660.4561 0.25030.30610.25030.82816(S)ss總=ZX2一(2")=19.8897, =30-1=29SS處理組—(XiX)=17.6613,組=5-1=4SS區(qū)組=Z%(凡_又)2=1.1697,抬組=6T=5jSSj,,g=19.8897-17.6613-1.1697=1.0587,匕*整=(5-1)(6-1)=20方差分析結(jié)果變異來(lái)源SSVMS Fp總19.889729處理組17.661344.4153 83.41<0.01區(qū)組1.169750.2339 4.42<0.01誤差1.0587200.0529按匕=4,匕2=20查F界值表,得耳.01(4,20)=5.17,F=83.41>5.17r故火O.Olo按a=0.05水準(zhǔn)，拒絕"o,接受可以認(rèn)為5種處理間的全肺濕重不全相等。按卜1=5,%=20查F界值表，得用05(5,20)=329,F=4.42>3.29,故0.05。按a=0.05水準(zhǔn)，拒絕”0,接受可以認(rèn)為6種區(qū)組間的全肺濕重不全相等。

4、對(duì)第1題的資料進(jìn)行均數(shù)間的多重比較。解：采用SNK檢驗(yàn)進(jìn)行兩兩比較。Ho:4,=〃8,即任兩對(duì)比較組的總體均數(shù)相等Hl: H ，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)2.4120 2.4640 2.9680 4.0280組別衣料2 衣料1 衣料3 衣料4組次 123 44個(gè)樣本均數(shù)兩兩比較的q檢驗(yàn)(Newman-Keuls法)對(duì)比組兩均數(shù)之差組數(shù)Q值P值1與20.052020.2317>0.051與30.556032.4775>0.051與41.616017.2008<0.012與30.504022.2458>0.052與41.564036.9691<0.013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,差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，其他兩兩比較不拒絕差異無(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。第六章分類資料的假設(shè)檢驗(yàn)習(xí)題一、選擇題.%?分布的形狀(口)。B.同，分布 C.B.同，分布 C.為對(duì)稱分布E.與樣本含量〃有關(guān)D.與自由度丫有關(guān).四格表的自由度(B)?A.不一定等于1D.等于樣本含量一1B.一定等于A.不一定等于1D.等于樣本含量一1E.等于格子數(shù)一1.5個(gè)樣本率作比較，％2>7；01,4，則在a=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.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MNMN0431490902A388410800B495587950AB13717932A.秩和檢驗(yàn)B.%?檢驗(yàn)C.Ridit檢驗(yàn)D.相關(guān)分析E.Kappa檢驗(yàn).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，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.〃檢驗(yàn) B./檢驗(yàn) C.配對(duì)/檢驗(yàn)D.配對(duì)四格表資料的72檢驗(yàn) E.四格表資料的力2檢驗(yàn).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)oA.兩樣本率比較的〃檢驗(yàn) B.兩樣本均數(shù)比較的〃檢驗(yàn)C.四格表資料的檢驗(yàn)D.配對(duì)四格表資料的力2檢驗(yàn)E.四格表資料力2檢驗(yàn)的校正公式.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).A.，檢驗(yàn)B.力2檢驗(yàn)C.尸檢驗(yàn) D.Fisher精確概率法E.四格表資料的力?檢驗(yàn)校正公式.欲比較胞磷膽堿與神經(jīng)節(jié)昔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)o兩種藥物治療腦血管疾病有效率的比較組另Ij有效無(wú)效合計(jì)胞磷膽堿組46652神經(jīng)節(jié)昔酯組18826合計(jì)641478A./檢驗(yàn)B.檢驗(yàn)C.Q檢驗(yàn) D.Fisher精確概率法E.四格表資料的力?檢驗(yàn)校正公式.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)(CA.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.對(duì)于總合計(jì)數(shù)〃為500的5個(gè)樣本率的資料作力?檢驗(yàn)，其自由度為(D)?A.499B.496C.1D.4E.9.3個(gè)樣本率作比較，Z2>^012,則在a=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.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IJ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.檢驗(yàn)c.r檢驗(yàn) D.〃檢驗(yàn)E.Kappa檢驗(yàn).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)性和陰性的分別為11例和33例。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.〃檢驗(yàn) B./檢驗(yàn) C.配對(duì)/檢驗(yàn)D.配對(duì)四格表資料的72檢驗(yàn) E.四格表資料的力2檢驗(yàn).某醫(yī)師欲比較兩種藥物治療高血壓病的有效率有無(wú)差別，每組各觀察了35例，應(yīng)選用（C）。A.兩樣本率比較的〃檢驗(yàn) B.兩樣本均數(shù)比較的〃檢驗(yàn)C.四格表資料的力？檢驗(yàn) D.配對(duì)四格表資料的檢驗(yàn)E.四格表資料的檢驗(yàn)校正公式.某醫(yī)師為研究乙肝免疫球蛋白預(yù)防胎兒宮內(nèi)感染HBV的效果，將33例HBsAg陽(yáng)性孕婦隨機(jī)分為預(yù)防注射組（22例）和非預(yù)防組（11例），觀察結(jié)果為：預(yù)防注射組感染率18.18%,非預(yù)防組感染率45.45%。分析該資料，應(yīng)選用（D）.A./檢驗(yàn)B.檢驗(yàn)C.F檢驗(yàn)D.Fisher精確概率法E.四格表資料的力2檢驗(yàn)校正公式.用蘭蒂口服液治療慢性咽炎患者34例，有效者31例：用銀黃口服液治療慢性咽炎患者26例，有效者18例。分析該資料，應(yīng)選用（EA.f檢驗(yàn)B.檢驗(yàn)C.F檢驗(yàn)D.Fisher精確概率法E.四格表資料的力?檢驗(yàn)校正公式二、簡(jiǎn)答題1.列出/檢驗(yàn)的用途？答：推斷兩個(gè)總體率間或者構(gòu)成比見(jiàn)有無(wú)差別：多個(gè)總體率間或構(gòu)成比間有無(wú)差別：多個(gè)樣本率比較的的分割:兩個(gè)分類變量之間有無(wú)關(guān)聯(lián)性以及頻數(shù)分布擬合優(yōu)度的Z2檢驗(yàn)2.Z2檢驗(yàn)的基本思想？答：值反映了實(shí)際頻數(shù)與理論頻數(shù)的吻合程度，若檢驗(yàn)假設(shè)”0成立，實(shí)際頻數(shù)與理論頻數(shù)的差值會(huì)小，則值也會(huì)?。悍粗?，若檢驗(yàn)假設(shè)不成立，實(shí)際頻數(shù)與理論頻數(shù)的差值會(huì)大，則I：值也會(huì)大。3.四格表資料的工：檢驗(yàn)的分析思路？答：（1）當(dāng)〃240且所有的TN5時(shí)，用/檢驗(yàn)的基本公式或四格表資料/檢驗(yàn)的專用公式：當(dāng)口歪。時(shí)，改用四格表資料的Fisher確切概率法。基本公式：/=z"工專用公式：Z2(ad-be)專用公式：Z2(a+b)(c+d)(a+c)(b+d)(2)當(dāng)〃N40,但有l(wèi)?7v5時(shí)，用四格表資料/檢驗(yàn)的校正公式或改用四格表資料的Fisher確切概率法校正公式:(\ad-bc\-n/2)2n

(a+b)(c+d)(a+c)(h+d)校正公式:(3)當(dāng)〃<40,或T<1時(shí)，用四格表資料的Fisher確切概率法三、問(wèn)答題RXC表的分析思路.答：RXC表可分為雙向無(wú)序、單向有序、雙向有序?qū)傩韵嗤碗p向有序?qū)傩圆煌念愲p向無(wú)序RXC表RXC表中的兩個(gè)分類變量皆為無(wú)序分類變量。對(duì)于該類資料①若研究目的為多個(gè)樣本率(或構(gòu)成比)的比較，可用行X列表資料的力?檢驗(yàn)；②若研究目的為分析兩個(gè)分類變量之間有無(wú)關(guān)聯(lián)性以及關(guān)系的密切程度時(shí)，可用行X列表資料的??檢驗(yàn)以及Pearson列聯(lián)系數(shù)進(jìn)行分析。單向有序RXC表有兩種形式：一種是RXC表的分組變量是有序的，但指標(biāo)變量是無(wú)序的，其研究目的通常是多個(gè)構(gòu)成比的比較，此種單向有序RXC表可用行X列表資料的/檢驗(yàn)；另一種情況是RXC表中的分組變量為無(wú)序的，而指標(biāo)變量是有序的。其研究目的通常是多個(gè)等級(jí)資料的比較，此種單向有序RXC表資料宜用秩和檢驗(yàn)或Ridit分析。雙向有序?qū)傩韵嗤琑XC表RXC表中的兩分類變量皆為有序且屬性相同。實(shí)際上是2X2配對(duì)設(shè)計(jì)的擴(kuò)展，即水平數(shù)23的診斷試驗(yàn)配伍設(shè)計(jì)。其研究目的通常是分析兩種檢驗(yàn)方法的一致性，此時(shí)宜用一致性檢驗(yàn)(或稱Kappa檢驗(yàn))。雙向有序?qū)傩圆煌琑XC表 RXC表中兩分類變量皆為有序的，但屬性不同。對(duì)于該類資料：①若研究目的為分析不同年齡組患者療效間有無(wú)差別時(shí)，可把它視為單項(xiàng)有序RXC表資料，選用秩和檢驗(yàn)；②若研究目的為分析兩個(gè)有序分類變量間是否存在相關(guān)關(guān)系，宜用等級(jí)相關(guān)分析或Pearson積矩相關(guān)分析；③若研究目的為分析兩個(gè)有序分類變量間是否存在線性變化趨勢(shì)，宜用有序分組資料的線性趨勢(shì)檢驗(yàn)。四、計(jì)算題1.據(jù)以往經(jīng)驗(yàn)，新生兒染色體異常率一般為戰(zhàn)，某院觀察了當(dāng)?shù)?000名新生兒，發(fā)現(xiàn)有5例染色體異常，問(wèn)該地新生兒染色體異常率是否低于一般？答：(1)建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)Hq：7T=0.01:；TV0.01單側(cè)a=0.05(2)計(jì)算統(tǒng)計(jì)量u值，做出推斷結(jié)論

0.005-0.01P一兀。=-1.589本例巧=0.01,1-^0=1-0.01=0.005-0.01P一兀。=-1.589小兀0(1—兀o)/n_Jo.0]X0.99/1000(3)確定P值，做出推斷結(jié)論。?=-1.589,P>0.05,按a=0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，不拒絕"°，尚不能認(rèn)為該地新生兒染色體異常率低于一般2.現(xiàn)用某種新藥治療患者400例，治愈369例，同時(shí)用傳統(tǒng)藥物治療同類患者500例，477例治愈。試問(wèn)兩種藥物的治愈率是否相同？答：(1)建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)Ho:巧=萬(wàn)?“I：巧。萬(wàn)2單側(cè)a=0.05(2)計(jì)算統(tǒng)計(jì)量，做出推斷結(jié)論本例乃0=0.01,p,=369/400=0.9225,p2=477/500=0.954,p,=(369+477)/(400+500)=0.94,根據(jù)題意，，- … - 0.9225-0.954 一中八卜(1-2)("+/Jo.94xO.O6x(焉+擊)(3)確定P值，做出推斷結(jié)論。?=-1.9773,P<0.05,按a=0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，拒絕"°，接受可以認(rèn)為這兩種藥物的治愈率不同。3.某醫(yī)院分別用單純化療和符合化療的方法治療兩組病情相似的淋巴腫瘤患者，兩組的緩解率如下表，問(wèn)兩療法的總體緩解率是否不同？?jī)煞N療法的緩解率的比較組別效果合計(jì)緩解率(%)緩解未緩解單純化療15203542.86復(fù)合化療1852378.26合計(jì)33255856.90答：(1)建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)Ho:巧=巧兩法總體緩解率相同H］：兀產(chǎn)兀2兩法總體緩解率不同雙側(cè)a=0.05(2)計(jì)算統(tǒng)計(jì)量，做出推斷結(jié)論本例n=58,最小理論頻數(shù)Trc=2=25=9914>4,用四格表資料的/檢驗(yàn)專用公式58(15x5-18x20)358=7.094八］35x23x33x25（3）確定P值，做出推斷結(jié)論。Z（O.O5,1）=3-84，P<0.05,在a=0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)下，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為兩種治療方案的總體緩解率不同。4.分別用對(duì)同一批口腔頜面部腫瘤患者定性檢測(cè)唾液和血清中癌胚抗原的含量，得到結(jié)果如下表，問(wèn)這兩種方法的檢測(cè)結(jié)果有無(wú)差別？?jī)煞N方法的檢測(cè)結(jié)果唾液血清合計(jì)+—+151025一21315合計(jì)172340答：（1）建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0.B=C兩種方法的檢測(cè)結(jié)果相同Hj.BwC兩種方法的檢測(cè)結(jié)果不同雙側(cè)a=0.05（2）計(jì)算統(tǒng)計(jì)量，做出推斷結(jié)論本例b+c=12<40,用配對(duì)四格表資料的/檢驗(yàn)校正公式/二（?；）=4.083v=\（3）確定P值，做出推斷結(jié)論。Z2=4.083,P<0.05,在a=0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)下，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為兩種方法的檢測(cè)結(jié)果不同。5.測(cè)得250例顱內(nèi)腫瘤患者的血清IL-8與MMP-9水平，結(jié)果如下表，問(wèn)兩種檢測(cè)指標(biāo)間是否存在關(guān)聯(lián)?血清IL-8與MMP-9水平MMP-91IL-8合計(jì)IIIIII225027II187020108III05560115合計(jì)4013080250答：（1）建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H。:兩種檢測(cè)指標(biāo)間無(wú)關(guān)聯(lián)乩:兩種檢測(cè)指標(biāo)間有關(guān)聯(lián)雙側(cè)a=0.05（2）計(jì)算統(tǒng)計(jì)量，做出推斷結(jié)論本例為雙向無(wú)序RXC表，用式Z2=n（y 1）求得〃/c

/=250(27x4027x130108x40108x130108x80115x130115x80/=250(27x4027x130108x40108x130108x80115x130115x80-1)=129.8v=(3-l)x(3-l)=4（3）確定P值，做出推斷結(jié)論。Z2=129.8,P<0.05,在a=0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)下，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為兩種檢測(cè)指標(biāo)有關(guān)聯(lián)，進(jìn)一步計(jì)算Pearson列聯(lián)系數(shù)，以分析其關(guān)聯(lián)密切程度。列聯(lián)系數(shù)/;=J/==0.5846,可以認(rèn)為兩者關(guān)系密切。V〃+%第七章非參數(shù)檢驗(yàn)習(xí)題一、 選擇題.配對(duì)比較秩和檢驗(yàn)的基本思想是：若檢驗(yàn)假設(shè)成立，則對(duì)樣本來(lái)說(shuō)（A）.A.正秩和與負(fù)秩和的絕對(duì)值不會(huì)相差很大B.正秩和與負(fù)秩和的絕對(duì)值相等C.正秩和與負(fù)秩和的絕對(duì)值相差很大 D.不能得出結(jié)論E.以上都不對(duì).設(shè)配對(duì)資料的變量值為X1和X2,則配對(duì)資料的秩和檢驗(yàn)是（E）.A.把％和X2的差數(shù)從小到大排序B.分別按和X2從小到大排序C.把X1和X2綜合從小到大排序 D.把X1和X2的和數(shù)從小到大排序E.把％和X2的差數(shù)的絕對(duì)值從小到大排序.下列哪項(xiàng)不是非參數(shù)統(tǒng)計(jì)的優(yōu)點(diǎn)（D）oA.不受總體分布的限制B.適用于等級(jí)資料C.適用于未知分布型資料 D.適用于正態(tài)分布資料E.適用于分布呈明顯偏態(tài)的資料.等級(jí)資料的比較宜采用（A）。A.秩和檢驗(yàn)B.尸檢驗(yàn)C.『檢驗(yàn)D.檢驗(yàn)E.〃檢驗(yàn).在進(jìn)行成組設(shè)計(jì)兩樣本秩和檢驗(yàn)時(shí)，以下檢驗(yàn)假設(shè)哪種是正確的（D）。A.兩樣本均數(shù)相同 B.兩樣本的中位數(shù)相同C.兩樣本對(duì)應(yīng)的總體均數(shù)相同D.兩樣本對(duì)應(yīng)的總體分布相同E.兩樣本對(duì)應(yīng)的總體均數(shù)不同.以下檢驗(yàn)方法中，不屬于非參數(shù)檢驗(yàn)方法的是（E）。A.Friedman檢驗(yàn)B.符號(hào)檢驗(yàn) C.KruskalTallis檢驗(yàn)D.Wilcoxon檢驗(yàn)E..檢驗(yàn).成組設(shè)計(jì)兩樣本比較的秩和檢驗(yàn)中，描述不正確的是（CA.將兩組數(shù)據(jù)統(tǒng)一由小到大編秩.遇有相同數(shù)據(jù)，若在同一組，按順序編秩C.遇有相同數(shù)據(jù)，若不在同一組，按順序編秩D.遇有相同數(shù)據(jù)，若不在同一組，取其平均值E.遇有相同數(shù)據(jù)，若在同一組，取平均致詞二、簡(jiǎn)答題.簡(jiǎn)要回答進(jìn)行非參數(shù)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的適用條件。答：（1）資料不符合參數(shù)統(tǒng)計(jì)法的應(yīng)用條件（總體為正態(tài)分布、且方差相等）或總體分布類型未知：（2）等級(jí)資料；（3）分布呈明顯偏態(tài)又無(wú)適當(dāng)?shù)淖兞哭D(zhuǎn)換方法使之滿足參數(shù)統(tǒng)計(jì)條件；（4）在資料滿足參數(shù)檢驗(yàn)的要求時(shí)，應(yīng)首選參數(shù)法，以免降低檢驗(yàn)效能.你學(xué)過(guò)哪些設(shè)計(jì)的秩和檢驗(yàn)，各有什么用途？答：（1）配對(duì)設(shè)計(jì)的符號(hào)秩和檢驗(yàn)（Wilcoxon配對(duì)法）是推斷其差值是否來(lái)自中位數(shù)為零的總體的方法，可用于配對(duì)設(shè)計(jì)差值的比較和單一樣本與總體中位數(shù)的比較；（2）成組設(shè)計(jì)兩樣本比較的秩和檢驗(yàn)（Wilcoxon兩樣本比較法）用于完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的兩個(gè)樣本的比較，目的是推斷兩樣本分別代表的總體分布是否吸納共同。（3）成組設(shè)計(jì)多樣本比較的秩和檢驗(yàn)（Kruskal-Wallis檢驗(yàn)），用于完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的多個(gè)樣本的比較，目的是推斷兩樣本分別代表的總體的分布有無(wú)差別。（4）隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的秩和檢驗(yàn)（Friedman檢驗(yàn)），用于配伍組設(shè)計(jì)資料的比較。3試寫出非參數(shù)統(tǒng)計(jì)方法的主要優(yōu)缺點(diǎn)答：優(yōu)點(diǎn)：（1）適用范圍廣，不受總體分布的限制：（2）對(duì)數(shù)據(jù)的要求不嚴(yán)；（3）方法簡(jiǎn)便，易于理解和掌握。缺點(diǎn)：如果對(duì)符合參數(shù)檢驗(yàn)的資料用了非參數(shù)檢驗(yàn)，因不能充分利用資料提供的信息，會(huì)使檢驗(yàn)效能低于非參數(shù)檢驗(yàn)；若要使檢驗(yàn)效能相同，往往需要更大的樣本含量。三、計(jì)算題.對(duì)8份血清分別用HITAH7600全自動(dòng)生化分析儀（儀器一）和OLYMPUSAU640全自動(dòng)生化分析儀（儀器二）測(cè)乳酸脫氫酶（LDH）,結(jié)果見(jiàn)表7-1。問(wèn)兩種儀器所得結(jié)果有無(wú)差別？表7T8份血清用原法和新法測(cè)血清乳酸脫氫酶（U/L）的比較編號(hào)儀器一儀器二11001202121130322022541862005195190615014871651808170171解：（1）建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)Ho：用方法一和方法二測(cè)得乳酸脫氫酶含量的差值的總體中位數(shù)為零，即a=0.05（2）計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量T值①求各對(duì)的差值 見(jiàn)表7-4第（4）欄。②編秩見(jiàn)表7-4第（5）欄。

③求秩和并確定統(tǒng)計(jì)量7。(=5.5T=30.5 取7=5.5。(3)確定P值，做出推斷結(jié)論本例中〃=8,7=5.5,查附表7界值表，得雙側(cè)P<0.05；按照a=0.05檢驗(yàn)水準(zhǔn)，拒絕"°,接受認(rèn)為用方法一和方法二測(cè)得乳酸脫氫酶含量差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。表7-48份血清用原法和新法測(cè)血清乳酸脫氧酶(U/L)的比較編號(hào)原法新法差值d秩次(1)(2)(3)(4)=(2)—(3) (5)1100120-20-82121130-9-53220225-5-3.54186200-14-6519519053.56150148227165180-15-781701717；=5.571=30.5.40名被動(dòng)吸煙者和38名非被動(dòng)吸煙者的碳氧血紅蛋白HbC0(%)含量見(jiàn)表7-2o問(wèn)被動(dòng)吸煙者的HbC0(%)含量是否高于非被動(dòng)吸煙者的HbCOM)含量？表7-2吸煙工人和不吸煙工人的HbCOM)含量比較含量被動(dòng)吸煙者非被動(dòng)吸煙者合計(jì)很低123低82331中161127偏高10414高404解：(1)建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H()：被動(dòng)吸煙者的HbCO(%)與非被動(dòng)吸煙者的HbCO(%)含量總體分布相同H,：被動(dòng)吸煙者的HbCO閭與非被動(dòng)吸煙者的HbCO(%)含量總體分布不同a=0.05(2)計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量7■值①編秩②求秩和并檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量1=1909,4=1237.5,4=39,n2=40,故檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量T=1909,因々=39,需要用“檢驗(yàn)；又因等級(jí)資料的相同秩次過(guò)多，故：11909-39(79+1)/210.5_“—739x40(79+1)/12 ―3417C=l-E(^-。)/(，-N)=-(3'-3)+(31「31)+案：；；)+(⑷一⑷+(4'一4)=。的,uc=w/Vc=3.417/V0.894=3.614(3)確定P值，做出推斷結(jié)論wc=3.614>1.96P<0.05,按a=05檢驗(yàn)水準(zhǔn)，拒絕〃0,接受耳，認(rèn)為被動(dòng)吸煙者的HbC0(%)與非被動(dòng)吸煙者的HbC0(%)含量總體分布不同表7-5吸煙工人和不吸煙工人的HbC0(%)含量比較含量人數(shù)秩次范平均秩次-秩和被動(dòng)吸煙者非被動(dòng)吸煙者合計(jì)圍被動(dòng)吸煙者非被動(dòng)吸煙者(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)=(2)X(6)(8)=(3)X(6)很低123「3224低823314~3419152437中16112734~6147.5760522.5偏高1041462~7568.5685274高40476~7977.53100合計(jì)394079一一19091237.53.受試者4人，每人穿四種不同的防護(hù)服時(shí)的收縮壓值如表，問(wèn)四種防護(hù)服對(duì)收縮壓的影響有無(wú)顯著差別？四個(gè)受試者的收縮壓值有無(wú)顯著差別？表7-3四種防護(hù)服與收縮壓值受試者編號(hào)防護(hù)服A防護(hù)服B防護(hù)服C防護(hù)服D1115135140135212212513512031101301361304120115120130解：關(guān)于四種防護(hù)服對(duì)收縮壓的影響：(1)建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)“o：穿四種防護(hù)服后收縮壓總體分布相同//,：4個(gè)總體分布不同或不全相同a=0.05(2)計(jì)算統(tǒng)計(jì)量M值①編秩②求秩和并計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量T= ——-=10,Al=(6-10)2+(9.5-10)2+(15-10)2+(9.5-10)2=41.543)確定P值，做出推斷結(jié)論處理組數(shù)k=4,配伍組數(shù)b=4查表，Mo3(4,4)=52，M=41.5<52,P>0.05,按a=0.05檢驗(yàn)水準(zhǔn)不拒絕“。，尚不能認(rèn)為不同防護(hù)服對(duì)收縮壓影響有差別。表7-5 關(guān)于四種防護(hù)服對(duì)收縮壓的影響受試者編號(hào)防護(hù)服A防護(hù)服B防護(hù)服C防護(hù)服D收縮壓秩次收縮壓秩次收縮壓秩次收縮壓秩次111511352.514041352.521222125313541201311011353136413024120211511263130469.5159.5關(guān)于四個(gè)受試者收縮壓值的差別：(1)建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)四個(gè)受試者的收縮壓值沒(méi)有差別乩：四個(gè)受試者的收縮壓值不同a=0.05(2)計(jì)算統(tǒng)計(jì)量M值①編秩②求秩和并計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量=13.5+9+10+7.5s1= =104M=(13.5—10)2+(9-10)2+(10-10)2+(7.5-10)2=19.5(3)確定P值，做出推斷結(jié)論處理組數(shù)左=4,配伍組數(shù)b=4查表，A%0s(44)=52，M=19.5<52,P>0.05,按a=0.05檢驗(yàn)水準(zhǔn)不拒絕〃0，尚不能認(rèn)為四個(gè)受試者的收縮壓值有差別。表7-6 關(guān)于四個(gè)受試者收縮壓值的差別受試者編號(hào)防護(hù)服A防護(hù)服B防護(hù)服C防護(hù)服D 1收縮壓秩次收縮壓秩次收縮壓秩次收縮壓秩次111521353.51404135413.5212241252135212019311011353.513631302.51041203115112611302.57.5第八章直線回歸與相關(guān)習(xí)題一、選擇題.直線回歸中，如果自變量X乘以一個(gè)不為?；?的常數(shù)，則有（B）?A.截距改變 B.回歸系數(shù)改變 C.兩者都改變D.兩者都不改變 E.以上情況都有可能.如果直線相關(guān)系數(shù)r=l,則一定有（C）?D.SS總〉SS回 E.以上都不正確.相關(guān)系數(shù)r與決定系數(shù)產(chǎn)在含義上是有區(qū)別的，下面的幾種表述，哪一種最正確？（D）.r值的大小反映了兩個(gè)變量之間是否有密切的關(guān)系r值接近于零，表明兩變量之間沒(méi)有任何關(guān)系r值接近于零，表明兩變量之間有曲線關(guān)系d值接近于零，表明直線回歸的貢獻(xiàn)很小/值大小反映了兩個(gè)變量之間呈直線關(guān)系的密切程度和方向.不同地區(qū)水中平均碘含量與地方性甲狀腺腫患病率的資料如下：TOC\o"1-5"\h\z地區(qū)編號(hào)1 2 3 4 17—碘含量（單位）W?0T6r5375 ~ 24.5患病率（％） 40.5 37.7 39.0 20.0 0.0研究者欲通過(guò)碘含量來(lái)預(yù)測(cè)地方性甲狀腺腫的患病率，應(yīng)選用（B）。A.相關(guān)分析B.回歸分析 C.等級(jí)相關(guān)分析D./檢驗(yàn) E.1檢驗(yàn).直線回歸中X與y的標(biāo)準(zhǔn)差相等時(shí)，以下敘述（B）正確。A.b=a B.b=r C.b=\D.r=1 E.以上都不正確.利用直線回歸估計(jì)X值所對(duì)應(yīng)丫值的均數(shù)可信區(qū)間時(shí)，（E）可減小區(qū)間長(zhǎng)度。A.增加樣本含量 B.令X值接近其均數(shù)C.減小剩余標(biāo)準(zhǔn)差D.減小可信度E.以上都可以.有兩組適合于作直線相關(guān)分析的實(shí)驗(yàn)資料（按專業(yè)知識(shí)都應(yīng)取雙側(cè)檢驗(yàn)），第1組資料：勺=5,4=0.857：第2組資料：叼=8,々=0.712。在沒(méi)有詳細(xì)資料和各種統(tǒng)計(jì)用表的條件下，可作出的結(jié)論是（A）.A.缺少作出明確統(tǒng)計(jì)推斷的依據(jù) B.因〃2>〃「故々有顯著性意義C.因八>弓，故「有顯著性意義 D.八、弓都有顯著性意義E.八、G都沒(méi)有顯著性意義.某監(jiān)測(cè)站同時(shí)用極譜法和碘量法測(cè)定了水中溶解氧的含量，結(jié)果如下。若擬用極譜法替代碘量法測(cè)定水中溶解氧的含量，應(yīng)選用（B）?水樣號(hào)12345678910極譜法（微安值）5.35.22.13.03.32.83.46.86.36.5碘量法（mg/L）5.855.800.331.962.771.582.327.797.567.98A.相關(guān)分析B.回歸分析 C.等級(jí)相關(guān)分析D.#2檢驗(yàn)E.t檢驗(yàn).對(duì)兩個(gè)數(shù)值變量同時(shí)進(jìn)行相關(guān)和回歸分析，r有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P<0.05）,貝1（B）A.6無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義 B.b有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義C.不能肯定b有無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義 D.以上都不是.某醫(yī)師擬制作標(biāo)準(zhǔn)曲線，用光密度值來(lái)推測(cè)食品中亞硝酸鹽的含量，應(yīng)選用的統(tǒng)計(jì)方法是（B）A.，檢驗(yàn)B.回歸分析C.相關(guān)分析D.爐檢驗(yàn).在直線回歸分析中，回歸系數(shù)人的絕對(duì)值越大（D）A.所繪制散點(diǎn)越靠近回歸線B.所繪制散點(diǎn)越遠(yuǎn)離回歸線C.回歸線對(duì)X軸越平坦 D.回歸線對(duì)X軸越陡.根據(jù)觀測(cè)結(jié)果，已建立y關(guān)于x的回歸方程y=2.0+3.0x,x變化1個(gè)單位，y變化幾個(gè)單位？（C）A.1B.2C.3D.5.直線回歸系數(shù)假設(shè)檢驗(yàn)f,其自由度為（A）A.n—2B.n—1 C.2〃-1D.2（〃—1）E.n二、簡(jiǎn)答題.詳述直線回歸分析的用途和分析步驟。答：用途：①定量描述兩變量之間的依存關(guān)系：對(duì)回歸系數(shù)人進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)時(shí)，若P<a,可認(rèn)為兩變量間存在直線回歸關(guān)系。②利用回歸方程進(jìn)行預(yù)測(cè)：把預(yù)報(bào)因子（即自變量x）代入回歸方程對(duì)預(yù)報(bào)量（即因變量丫）進(jìn)行估計(jì)，即可得到個(gè)體丫值的容許區(qū)間。③利用回歸方程進(jìn)行統(tǒng)計(jì)控制：規(guī)定丫值的變化，通過(guò)控制x的范圍來(lái)實(shí)現(xiàn)統(tǒng)計(jì)控制的目標(biāo)。分析步驟：①首先控制散點(diǎn)圖：若提示有直線趨勢(shì)存在，可作直線回歸分析；若提示無(wú)明顯線性趨勢(shì)，則根據(jù)散點(diǎn)圖分布類型，選擇合適的曲線模型，經(jīng)數(shù)據(jù)變換后，化為線性回歸來(lái)解決。若出現(xiàn)一些特大特小的異常點(diǎn)，應(yīng)及時(shí)復(fù)核檢查。②求出直線回歸方程9+方X,其中：b=3,a=V-8文③對(duì)回歸系數(shù)6進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)：‘XX方差分析，基本思想是將因變量Y的總變異SS總分解為SS1可歸和SS剌余，然后利用F檢驗(yàn)來(lái)判斷回歸方程是否成立。t檢驗(yàn)：基本思想是利用樣本回歸系數(shù)b與總體均數(shù)回歸系數(shù)0進(jìn)行比較來(lái)判斷回歸方程是否成立，實(shí)際應(yīng)用中用r的檢驗(yàn)來(lái)代替的檢驗(yàn)。④直線回歸方程的圖示⑤回歸方程擬合效果評(píng)價(jià)：決定系數(shù)序=卒二”=色咀，￡（—）2 ss總?cè)鏡?=0.9說(shuō)明回歸能解釋90%,此方程較好校正決定系數(shù)R%⑥直線回歸方程的區(qū)間估計(jì)：總體回歸系數(shù)B的區(qū)間估計(jì)；勺的區(qū)間估計(jì)；個(gè)體值丫的容許區(qū)間.直線相關(guān)與直線回歸的聯(lián)系和區(qū)別。答：區(qū)別：（1）資料要求不同相關(guān)要求兩個(gè)變量是雙變量正態(tài)分布：回歸要求應(yīng)變量y服從正態(tài)分布，而自變量X是能精確測(cè)量和嚴(yán)格控制的變量。（2）統(tǒng)計(jì)意義不同相關(guān)反映兩變量間的伴隨關(guān)系這種關(guān)系是相互的，對(duì)等的；不一定有因果關(guān)系：回歸則反映兩變量間的依存關(guān)系，有自變量與應(yīng)變量之分，一般將“因”或較易測(cè)定、變異較小者定為自變量。這種依存關(guān)系可能是因果關(guān)系或從屬關(guān)系。（3）分析目的不同相關(guān)分析的目的是把兩變量間直線關(guān)系的密切程度及方向用一統(tǒng)計(jì)指標(biāo)表示出來(lái)；回歸分析的目的則是把自變量與應(yīng)變量間的關(guān)系用函數(shù)公式定量表達(dá)出來(lái)聯(lián)系：（1）變量間關(guān)系的方向一致對(duì)同一資料，其r與b的正負(fù)號(hào)一致。（2）假設(shè)檢驗(yàn)等價(jià)對(duì)同一樣本，由于人計(jì)算較復(fù)雜，實(shí)際中常以「的假設(shè)檢驗(yàn)代替對(duì)人的檢驗(yàn)。（3）7?與6值可相互換算匕=「后。（4）相關(guān)和回歸可以相互解釋.簡(jiǎn)述直線回歸分析的含義，寫出直線回歸分析的一般表達(dá)式，試述該方程中各個(gè)符號(hào)的名稱及意義。答：直線回歸是用直線回歸方程表示兩個(gè)數(shù)量變量間依存關(guān)系的統(tǒng)計(jì)分析方法，屬雙變量分析的范疇。如果某一個(gè)變量隨著另一個(gè)變量的變化而變化，并且它們的變化在直角坐標(biāo)系中呈直線趨勢(shì)，就可以用一個(gè)直線方程來(lái)定量地描述它們之間的數(shù)量依存關(guān)系，這就是直線回歸分析。一般表達(dá)式：Z=a+qX,+與，X,和匕分別為第i個(gè)體的自變量和應(yīng)變量取值。a稱為截矩，為回歸直線或其延長(zhǎng)線與y軸交點(diǎn)的縱坐標(biāo)。夕稱為回歸直線的斜率。q為誤差。.寫出直線回歸分析的應(yīng)用條件并進(jìn)行簡(jiǎn)要的解釋。答：線性回歸模型的前提條件是線性、獨(dú)立、正態(tài)與等方差。（1）線性是指任意給定的X所對(duì)應(yīng)的應(yīng)變量丫的總體均數(shù)與自變量X呈線性關(guān)系（2）獨(dú)立是指任意兩個(gè)觀察單位之間相互獨(dú)立。否則會(huì)使參數(shù)估計(jì)值不夠準(zhǔn)確和精確。（3）正態(tài)性是指對(duì)任意給定的X值，丫均服從正態(tài)分布，該正態(tài)分布的均數(shù)就是回歸直線上與X值相對(duì)應(yīng)的那個(gè)點(diǎn)的縱坐標(biāo)。（4）等方差是指在自變量x的取值范圍內(nèi)，不論x取什么值，丫都有相同的方差.什么是曲線擬合？它一般分為哪兩類？答：曲線擬合是指選擇適當(dāng)?shù)那€類型來(lái)擬合觀測(cè)數(shù)據(jù)，并用擬合的曲線方程分析兩變量間的關(guān)系。曲線擬合一般分為兩類：曲線直線化法和直接擬合曲線方程三、計(jì)算題1.某研究人員測(cè)定了12名健康婦女的年齡X（歲）和收縮壓y（KPa）,測(cè)量數(shù)據(jù)見(jiàn)表1,表8-112名健康婦女年齡和收縮壓的測(cè)量數(shù)據(jù)X（歲）594272366347554938426860Y(KPa)19.616.621.215.719.817.019.919.315.318.620.120.5078367333799￡x=631,￡x2=34761, =224.25, =4234.141,XT=12026.77(1)求X與丫之間的直線回歸方程TOC\o"1-5"\h\z「, 6312解=>X2_'4'=34761---=1580.92以乙〃 12lXY=YXY-0X)0"=12026.77-631x224.25=234%“乙〃 12X=52.58,F=18.69

I23496 - -b=4=3R=o]49,a=Y-bX=18.69-0.149x52.58=10.856lxx1580.92故所求直線回歸方程為步=10.856+0.149X.(2)用方差分析的方法檢驗(yàn)X與丫之間的直線關(guān)系是否存在？)“0：分=0,即認(rèn)為健康婦女的年齡與收縮壓之間不存在直線關(guān)系乩：0*0,即認(rèn)為健康婦女的年齡與收縮壓之間存在直線關(guān)系a=0.05SS總=〃=￡丫2_(Xr)=4234.141-22：J-=43469,匕4=〃-1=11234.96?1580.92=234.96?1580.92=34.920,5歸=1SS剩余=SS&-可歸=43.469-34.920=8.549,丫剩余=〃-2=10八—=八—=^1=40.85。g除 8.549/10由匕=1,丫2=10查表得2<0?01，按。=0.05的水準(zhǔn)拒絕”o,接受必。故可認(rèn)為健康婦女的年齡與收縮壓之間存在直線關(guān)系(3)估計(jì)總體回歸系數(shù)夕的95%可信區(qū)間。5卜=^余=嚏::=0.023,r005/210=2.228,則總體回歸系數(shù)夕的95%可信區(qū)間為(0.149-2.228x0.023,0.149+2.228x0.023)=(0.098,0.200)2.用A、B兩種放射線分別局部照射家兔的某個(gè)部位，觀察照射不同時(shí)間放射性急性皮膚損傷程度(見(jiàn)表8-2)。問(wèn)由此而得的兩樣本回歸系數(shù)相差是否顯著？表8-2家兔皮膚損傷程度(評(píng)分)時(shí)間(分)X皮膚損傷程度A匕BY231.02.362.55.093.67.61210.015.21515.318.01825.027.62132.340.22.解:(1)分別求出X與乂、匕之間的回歸直線YJX：X=L7929X-8.7,r2=0.9277(P<0.05)

「X：K=2.0155X-7.6286,rHHo：0=0Hi：夕*0a=0.05(2)H°：°「隹=0H,：a-0.05計(jì)算r值：工乂l _2iy（x-x）（r-r）］2估計(jì)誤差平方和：Z（K—K）=Z（X—X）一乙k/vt、2 =63.14乙（X-/）—Z）2=￡（X—E）2，'唱7H=78.25679

乙（X-S；二亞二立過(guò)二支=卬39（zij-2）+（zij—2）SA"s； ! 7+ ? y=0.332Vlz（x-K）2Z（x2-x2）JZ=V^.=