衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)-趙耐青習(xí)題答案

習(xí)題答案第一章一、是非題3.學(xué)校對(duì)某個(gè)課程進(jìn)行1次考試，能夠明白得為對(duì)學(xué)生把握該課程知識(shí)的一次隨機(jī)抽樣。4.某醫(yī)生用某個(gè)新藥醫(yī)治了100名牛皮癬患者，其中55個(gè)人有效，那么該藥的有效率為答：錯(cuò)。只能說(shuō)該樣本有效率為55％或稱(chēng)用此藥整體有效率的樣本估量值為55%。5.已知在某個(gè)人群中，糖尿病的患病率為8%，那么能夠以為在該人群中，隨機(jī)抽一個(gè)對(duì)象，其患糖尿病的概率為8%。答：對(duì)，人群的患病率稱(chēng)為整體患病率。在該人群中隨機(jī)抽取一個(gè)對(duì)象，每一個(gè)對(duì)象均有相同的機(jī)遇被抽中，抽到是糖尿病患者的概率為8％。二、選擇題1.以下屬于持續(xù)型變量的是A。2.某高校欲了解大學(xué)新生心理健康狀況，隨機(jī)選取了1000例大學(xué)新生調(diào)查，這1000例大學(xué)生新生調(diào)查問(wèn)卷是A。3.某研究用X表示兒童在一年中患傷風(fēng)的次數(shù)，共搜集了1000人，請(qǐng)問(wèn)：兒童在一年中患傷風(fēng)次數(shù)的資料屬于C。A持續(xù)型資料B有序分類(lèi)資料C不具有分類(lèi)的離散型資料D以上均不對(duì)4.以下描述中，不正確的選項(xiàng)是D。A整體中的個(gè)體具有同質(zhì)性B整體中的個(gè)體大同小異C整體中的個(gè)體在同質(zhì)的基礎(chǔ)上有變異D若是個(gè)體間有變異那它們確信不是來(lái)自同一整體5．用某個(gè)降糖藥物對(duì)糖尿病患者進(jìn)行醫(yī)治，依照某個(gè)大規(guī)模隨機(jī)抽樣調(diào)查的研究結(jié)果得到該藥的降糖有效率為85%的結(jié)論，請(qǐng)問(wèn)降糖有效率是指D。A每醫(yī)治100個(gè)糖尿病患者，正好有85個(gè)人降糖有效，15個(gè)人降糖無(wú)效B每一個(gè)同意該藥物醫(yī)治的糖尿病患者，降糖有效的機(jī)遇為85%C同意該藥物醫(yī)治的糖尿病人群中，降糖有效的比例為85%D依照該研究的入選標(biāo)準(zhǔn)所規(guī)定的糖尿病患者人群中，估量該藥降糖有效的比例為三、簡(jiǎn)答題通過(guò)2個(gè)月的醫(yī)治，A藥組治愈了90人，B組治愈了85名患者，請(qǐng)依照現(xiàn)有結(jié)果評(píng)議a)A藥組的療效高于B藥組。答：a)正確，因?yàn)榫蛢山M樣本而言，的確A組療效高于B組。b)不正確，因?yàn)闃颖镜慕Y(jié)果存在抽樣誤差，因此有可能人群的A藥療效高于B藥，也可能人群的兩藥的療效相同乃至人群B藥的療效高于A藥，2.某校同一年級(jí)的A班和B班用同一試卷進(jìn)行一次數(shù)學(xué)考試。通過(guò)盲態(tài)改卷后，發(fā)布成績(jī)：A班的平均成績(jī)?yōu)?0分，B班的平均成績(jī)?yōu)?1分，請(qǐng)?jiān)u議以下說(shuō)法是不是正確，為a)能夠稱(chēng)A班的這次考試的平均成績(jī)低于B班，不存在抽樣誤差。b)能夠稱(chēng)A班的數(shù)學(xué)平均水平低于B班。答：a)正確，因?yàn)榇颂帉班和B班作為研究整體，故不存在抽樣誤差。b)不正確，因?yàn)檫@一次數(shù)學(xué)平均成績(jī)只是兩班數(shù)學(xué)成績(jī)整體中的兩個(gè)樣本，樣本的不同3.在某個(gè)醫(yī)治兒童哮喘的激素噴霧劑新藥的臨床實(shí)驗(yàn)中，研究者搜集了300名哮喘兒童患者，隨機(jī)分為實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組，實(shí)驗(yàn)組在哮喘減緩期內(nèi)采納激素噴霧劑，在哮喘發(fā)作期內(nèi)采納激素噴霧劑＋擴(kuò)展氣管藥；對(duì)照組在哮喘減緩期不利用任何藥物，在哮喘發(fā)作期內(nèi)采納擴(kuò)展氣管藥物。通過(guò)醫(yī)治3個(gè)月，以肺功能檢查中的第1秒使勁呼吸率（FEV1/FRC1）作為要緊有效性評(píng)判指標(biāo)，評(píng)判兩種醫(yī)治方案的有效性和平安性。請(qǐng)闡述那個(gè)研究中的整體和整體均數(shù)是什么？答：實(shí)驗(yàn)組的研究整體是同意實(shí)驗(yàn)組醫(yī)治方案的全部哮喘兒童患者在醫(yī)治3個(gè)月時(shí)的FEV1/FRC1值的全部。對(duì)照組的研究整體是同意對(duì)照組醫(yī)治方案的全部哮喘兒童患者在醫(yī)治3個(gè)月時(shí)的FEV1/FRC1值的全部。實(shí)驗(yàn)組對(duì)應(yīng)的整體均數(shù)是同意實(shí)驗(yàn)組醫(yī)治方案的全部哮喘兒童患者在醫(yī)治3個(gè)月時(shí)的FEV1/FRC1的平均值；對(duì)照組對(duì)應(yīng)的整體均數(shù)是同意對(duì)照組醫(yī)治方案的全部哮喘兒童患者在醫(yī)治3個(gè)月時(shí)的FEV1/FRC1的平均值。4.請(qǐng)簡(jiǎn)述什么是小概率事件？關(guān)于一次隨機(jī)抽樣，可否定為小概率事件是不可能發(fā)生的？答：在統(tǒng)計(jì)學(xué)中，若是隨機(jī)事件發(fā)生的概率小于或等于，那么通常能夠以為是一個(gè)小概率事件，表示該事件在大多數(shù)情形下可不能發(fā)生，而且一樣能夠以為小概率事件在一次隨機(jī)抽樣中可不能發(fā)生，這確實(shí)是小概率事件原理。小概率事件原理是統(tǒng)計(jì)學(xué)查驗(yàn)的基礎(chǔ)。5.變量的類(lèi)型有哪幾種？請(qǐng)舉例說(shuō)明，各有什么特點(diǎn)？答1）持續(xù)型變量，能夠一個(gè)區(qū)間中任意取值的變量，即在忽略測(cè)量精度的情形下，持續(xù)型變量在理論上能夠取到區(qū)間中的任意一個(gè)值，而且通常含有測(cè)量單位。觀看持續(xù)型變量所取得的數(shù)據(jù)資料稱(chēng)為計(jì)量資料(measurementdata)。如例1-1中的身高變量確實(shí)是持續(xù)型變量，身高資料為計(jì)量資料。.（2）離散型變量，變量的取值范圍是有限個(gè)值或?yàn)橐粋€(gè)數(shù)類(lèi)情形的離散型變量亦稱(chēng)分類(lèi)變量(categoricalvariable)。觀看分類(lèi)變量所取得的資料稱(chēng)為分類(lèi)資料(categoricaldata)。分類(lèi)資料能夠分為二分類(lèi)資料和多分類(lèi)資料，而多分類(lèi)資料又分成(nominaldata)如血型能夠分為A、B、AB和O型，有序多分類(lèi)資料(ordinaldata)病情指標(biāo)分為無(wú)病癥、輕度、中度和重度。第二章一、是非題1．不論數(shù)據(jù)呈何種散布，都能夠用算術(shù)均數(shù)和答：錯(cuò)。只有資料知足正態(tài)或近似正態(tài)散布時(shí)計(jì)算算術(shù)均數(shù)是比較有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的。2．在一組變量值中少數(shù)幾個(gè)變量值比大多數(shù)變量值大幾百倍，一樣不宜用算術(shù)均數(shù)表示其答：對(duì)，能夠采納中位數(shù)表示。3．只要單位相同，用s和用CV來(lái)表示兩組資料的離散程度，結(jié)論是完全一樣的。答：錯(cuò)，標(biāo)準(zhǔn)差S是絕對(duì)誤差的一種氣宇，變異系數(shù)CV是相對(duì)誤差的一種氣宇，關(guān)于兩組資料離散程度的比較，即便兩組資料的氣宇單位相同，也完全有可能顯現(xiàn)兩個(gè)指標(biāo)的結(jié)論是一組資料為成人的身高觀看值，另一組資料為2歲幼兒的身高觀看值，盡管能夠用標(biāo)準(zhǔn)差S比較兩組的離散程度，也不能以為這是錯(cuò)誤的，但全然沒(méi)有研究背景意義，相反選擇變異系數(shù)CV比較兩組資料的相對(duì)變異程度，這就有必然的研究背景意義。5.算術(shù)均數(shù)與中位數(shù)均不容易受極值的阻礙。答：錯(cuò)。算術(shù)均數(shù)比中位數(shù)容易受到極值的阻礙。二、選擇題A．平均水平2．關(guān)于最小組段無(wú)確信下限值和（或）最大組段無(wú)確信上限值的頻數(shù)散布表資料，宜用下A中位數(shù)，極差B中位數(shù)，四分位數(shù)間距C中位數(shù)，四分位數(shù)范圍D中位數(shù)，標(biāo)準(zhǔn)差3．描述年齡（分8組）與療效（有效率）的關(guān)系，應(yīng)繪制A。4、為了描述資料散布概況，繪制直方圖時(shí)，直方圖的縱軸能夠?yàn)镈。A頻數(shù)B頻率C頻率密度(頻率/組距)D都能夠三、簡(jiǎn)答與分析題表2-12100名成年健康女子血清總蛋白含量（g/L）答：制作頻數(shù)表如下：組段頻數(shù)百分比積存頻數(shù)積存百分比38變量例數(shù)均數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值中位數(shù)25百分位數(shù)75百分位數(shù)表2-13300名正常人尿汞值（ng/L）尿汞例數(shù)累計(jì)例數(shù)累計(jì)百分?jǐn)?shù)（%）0~494944~0294合計(jì)300——答：依照資料給出統(tǒng)計(jì)描述的指標(biāo)如下：例數(shù)均數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值關(guān)于同一的非負(fù)樣本資料，其算數(shù)均數(shù)必然大于等于幾何均數(shù)。答：依照初等數(shù)學(xué)中的不等式12nn4.經(jīng)常使用的描述集中趨勢(shì)的指標(biāo)有哪些，并簡(jiǎn)述其適用條件。答1）算術(shù)均數(shù)：適用對(duì)稱(chēng)散布，專(zhuān)門(mén)是正態(tài)或近似正態(tài)散布的數(shù)值變量資料。（2）幾何均數(shù)：適用于頻數(shù)散布呈正偏態(tài)的資料，或經(jīng)對(duì)數(shù)變換后服從正態(tài)散布（對(duì)數(shù)正態(tài)散布）的資料，和等比數(shù)列資料。（3）中位數(shù)：適用各類(lèi)類(lèi)型的資料，尤其以下情形：A資料散布呈明顯偏態(tài)；B資料一端或兩頭存在不確信數(shù)值（開(kāi)口資料或無(wú)界資料C第三章1.二項(xiàng)散布越接近Poisson散布時(shí)，也越接近正態(tài)散布。答：錯(cuò)。當(dāng)二項(xiàng)散布的π不太接近0或1，隨著n的增大，nπ和n(1?π)均較大時(shí)，似Poisson散布又近似正態(tài)散布，其本質(zhì)是當(dāng)n較大、π較小時(shí)二項(xiàng)散布的X所近似的2.從同一新生兒整體（無(wú)窮整體）中隨機(jī)抽樣200人，其中新生兒窒息人數(shù)服從二項(xiàng)3.在n趨向無(wú)窮大、整體比例π趨向于0，且nπ維持常數(shù)時(shí)的二項(xiàng)散布的極限散布是答：對(duì)。這是二項(xiàng)散布的性質(zhì)。鐘為時(shí)刻單位，其標(biāo)準(zhǔn)差為1605答：錯(cuò)。設(shè)iX服從整體均數(shù)為μ的Poisson散布，i=照其整體方差為此其標(biāo)準(zhǔn)差為160。5.一個(gè)放射性物體一分鐘脈沖數(shù)為20次，另一個(gè)放射性物體一分鐘脈沖數(shù)為50次。假定兩種放射性物體的脈沖性質(zhì)相同，而且兩種放射性物體發(fā)生脈沖是彼此獨(dú)立的，那么這兩種物體混合后，其一分鐘脈沖數(shù)的整體均數(shù)估量值為70次。答：對(duì)。依照Poisson散布的可加性，這兩種物體混合后的發(fā)生的脈沖數(shù)為12X+X，混合后一分鐘脈沖數(shù)的整體均數(shù)估量值為20+50＝70次。6.一個(gè)放射性物體平均每分鐘脈沖數(shù)為5次（能夠以為服從Poisson散布用X表示持續(xù)觀看20分鐘的脈沖數(shù)，那么X也服從Poisson散布。答：對(duì)，這是Poisson散布的可加性。7.一個(gè)放射性物體平均每分鐘脈沖數(shù)為5次（能夠以為服從Poisson散布用X表示持續(xù)觀看20分鐘的脈沖數(shù)，那么X的整體均數(shù)和整體方差均為100次。8.用X表示某個(gè)放射性物體的每分鐘脈沖數(shù)，其平均每分鐘脈沖數(shù)為5次（能夠以為服從Poisson散布用Y表示持續(xù)觀看20分鐘的脈沖數(shù)，那么能夠以為Y近似服從正態(tài)散布，但不能以為X近似服從正態(tài)散布。答：對(duì)。因?yàn)閅的整體均數(shù)為100，當(dāng)μ比較小的時(shí)候，Poisson散布是一個(gè)偏態(tài)的散布，可是當(dāng)μ增大時(shí)，Poisson散布會(huì)慢慢趨于對(duì)稱(chēng)。1.理論上，二項(xiàng)散布是一種B。A持續(xù)性散布B離散散布C均勻散布D標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)散布A整體率π越大B樣本率P越大C整體率π越接近D整體率π越小3.醫(yī)學(xué)上以為人的尿氟濃度以偏高為不正常，假設(shè)正常人的尿氟濃度X呈對(duì)數(shù)正態(tài)分布，Y=lgX,G為X的幾何均數(shù)，尿氟濃度的95%參考值范圍的界值計(jì)算公式是A。AY近似服從二項(xiàng)散布BY近似服從Poisson散布CY近似服從正態(tài)散布DY~B(40,AY近似服從B(10,BY服從Poisson(22)散布CY近似服從正態(tài)散布DY服從Poisson散布1.若是X的整體均數(shù)為μ，整體標(biāo)準(zhǔn)差為σ，令Y＝a+bX，那么能夠證明：Y的整體均數(shù)為a+bμ，標(biāo)準(zhǔn)差為bσ。若是X服從μ＝40的Poisson散布，請(qǐng)問(wèn)：Y=X/2的整體答：整體均數(shù)=20，整體標(biāo)準(zhǔn)差=40/2。2.設(shè)X服從μ＝40的Poisson散布，請(qǐng)問(wèn)：Y=X/2是不是服從Poisson散布？什么答：不是的。因?yàn)閅=X/2的整體均數(shù)=20，不等于整體方差10。3.設(shè)X服從μ＝40的Poisson散布，能夠以為X近似服從正態(tài)散布。令Y=X/10，試問(wèn)：是不是能夠以為Y也近似服從正態(tài)散布？答：正態(tài)散布的隨機(jī)變量乘以一個(gè)非0常數(shù)仍服從正態(tài)散布，因此能夠以為Y也近似大答：1xxPXxPXxeexxxμμ++x1μ>+1xx0+,說(shuō)明當(dāng)X>μ時(shí)，概率P(X)隨著X增大而減5.已知某飲用水的合格標(biāo)準(zhǔn)是每升水的大腸桿菌數(shù)≤2個(gè)，若是隨機(jī)抽取1升飲用水，檢測(cè)出大腸桿菌數(shù)的95％參考值范圍是多少？（提示考慮合格標(biāo)準(zhǔn)的整體均數(shù)最大值為2個(gè)/L，求95％參考值范圍）。答：由于合格標(biāo)準(zhǔn)的整體均數(shù)最大值為2個(gè)/L，關(guān)于正常而言，大腸桿菌數(shù)越少越好，因此這是單側(cè)參考值范圍。即求知足累計(jì)概率的不等式2!k?==XkΣ=第四章1、設(shè)X的整體均數(shù)為μ,那么樣本均數(shù)X的整體均數(shù)也為μ。答：對(duì)。經(jīng)隨機(jī)抽樣取得的樣本均數(shù)X的整體均數(shù)也為μ。答：錯(cuò)。經(jīng)隨機(jī)抽樣后取得的樣本均數(shù)X的整體方差為σ2/n。3、設(shè)隨機(jī)變量1,,nX…X均服從11niiXX=n==近似服從4、某研究者做了一個(gè)兒童血鉛濃度的流行病學(xué)調(diào)查，共調(diào)查了1000人，檢測(cè)了每一個(gè)人血鉛濃度。盡管血鉛檢濃度一樣呈非正態(tài)散布，但由于該研究樣本量專(zhuān)門(mén)大，能夠以為這些血鉛濃度近似服從正態(tài)散布。答：錯(cuò)。血鉛濃度的散布與樣本量是不是專(zhuān)門(mén)大無(wú)關(guān)，若是樣本量充分大時(shí)，血鉛濃度的樣本均5、某研究者做了一個(gè)兒童血鉛濃度的流行病學(xué)調(diào)查，共調(diào)查了1000人，檢測(cè)了每一個(gè)人血鉛濃度，計(jì)算這1000人的血鉛平均濃度。關(guān)于現(xiàn)有的1000人的血鉛濃度資料，能夠認(rèn)為該資料的樣本均數(shù)近似服從正態(tài)散布。答：錯(cuò)。樣本均數(shù)的概率散布是指隨機(jī)抽樣前將要隨機(jī)抽取的樣本，其樣本均數(shù)近似服從某個(gè)概率散布，樣本量專(zhuān)門(mén)大時(shí)，樣本均數(shù)逼近正態(tài)散布。關(guān)于那個(gè)資料而言，這是已經(jīng)完成隨機(jī)抽樣的資料，那個(gè)資料的樣本均數(shù)只是一個(gè)數(shù)，不存在服從哪一種散布的問(wèn)題。6、某研究者做了一個(gè)兒童血鉛濃度的流行病學(xué)調(diào)查，已知血鉛測(cè)量值非正態(tài)散布，打算調(diào)查1000人，并將計(jì)算1000人的血鉛濃度的樣本均數(shù)，由于該研究樣本量專(zhuān)門(mén)大，能夠認(rèn)為隨機(jī)抽樣所取得血鉛濃度的樣本均數(shù)快要似服從正態(tài)散布。答：對(duì)。若是從某個(gè)均數(shù)為μ,標(biāo)準(zhǔn)差為σ的非正態(tài)散布的整體中抽樣，只要樣本量足夠大，那么樣本均數(shù)X的散布也快要似于正態(tài)散布N(μ,σ2/n)。1、以下方式中唯一可行的減小抽樣誤差的方式是B。A、減少個(gè)體變異B、增加樣本量C、設(shè)立對(duì)照D、嚴(yán)格貫徹隨機(jī)抽樣的原那么A、整體均數(shù)的離散程度B、整體標(biāo)準(zhǔn)差的離散程度C、樣本均數(shù)的離散程度D、樣本標(biāo)準(zhǔn)差的離散程度3、設(shè)持續(xù)性隨機(jī)變量X的整體均數(shù)為μ,從X整體中反復(fù)隨機(jī)抽樣，隨樣本量n增大，XXSA、X的原始散布B、正態(tài)散布C、均數(shù)的抽樣散布D、標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)散布4、在均數(shù)為μ,標(biāo)準(zhǔn)差為σ的正態(tài)整體中隨機(jī)抽樣，理論上|X?μ|≥B的可能性為5%。5、下面關(guān)于標(biāo)準(zhǔn)誤的四種說(shuō)法中，哪一種是不正確C。A、標(biāo)準(zhǔn)誤是樣本統(tǒng)計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差B、標(biāo)準(zhǔn)誤反映了樣本統(tǒng)計(jì)量的變異C、標(biāo)準(zhǔn)誤反映了整體參數(shù)的變異D、標(biāo)準(zhǔn)誤反映了抽樣誤差的大小6、變量X偏離正態(tài)散布，只要樣本量足夠大，樣本均數(shù)C。A、偏離正態(tài)散布B、服從F散布C、近似正態(tài)散布D、服從t散布三、簡(jiǎn)答題答：樣本均數(shù)的抽樣誤差是指樣本均數(shù)和整體均數(shù)間的不同，但同時(shí)能夠表現(xiàn)為從同一整體中多次隨機(jī)抽樣所得的樣本均數(shù)間的不同，通經(jīng)常使用樣本均數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤氣宇平均的抽樣誤差大2、估量樣本均數(shù)的平均抽樣誤差的統(tǒng)計(jì)量是什么？答：是樣本均數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差，即樣本均數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。3、簡(jiǎn)述樣本均數(shù)的抽樣誤差的規(guī)律？。答：樣本均數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤的理論值為xnσn答：t散布是一簇以0為中心，左右對(duì)稱(chēng)的單峰曲線，隨著自由度的增加，t散布曲線將越t散布的曲線下雙側(cè)尾部的面積能夠通過(guò)查對(duì)應(yīng)自由度下的t散布界值表取得。χ2散布的圖形為一簇單峰正偏態(tài)散布曲線，且隨著自由度的增加，正偏的程度愈來(lái)愈小。χ2散布的曲線下右邊尾部的面積可通過(guò)查χ2界值表取得。F散布的特點(diǎn)有1）F散布有兩個(gè)自由度，F(xiàn)的取值范圍為0~∞。（2）F散布為一簇單峰正偏態(tài)散布曲線，與兩個(gè)自由度有關(guān)。（3）每一對(duì)自由度下的F散布曲線下面積，見(jiàn)方差分析用F界值表(附表4)，橫標(biāo)目為第一自由度，縱標(biāo)目為第二自由度，表中別離給出了概率為和時(shí)的F界值，記為F,,ανν。t散布，χ2散布和F散布是三種沒(méi)有未知參數(shù)，只有自由度的概率散布，經(jīng)常使用于抽樣研究中，故稱(chēng)為三種常見(jiàn)的抽樣散布。tχ2散布之間的關(guān)系。答1）假設(shè)隨機(jī)變量X服從于正態(tài)散布N(μ,σ2)，那么從整體中隨機(jī)抽取的樣本，其樣本服從于標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)散布，即X/ZXXn通過(guò)將服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)散布的變量平方取得。（3）假設(shè)隨機(jī)變量X1和X2別離為服從自由度為v1和v2的χ2散布，而且彼此獨(dú)立，那么比值22χ/χXνννν==/服從自由度為(v1,v2)的F散布(F-distribution)。6、目前一樣的統(tǒng)計(jì)軟件（如SAS，SPSS和Stata）均能隨機(jī)模擬產(chǎn)生服從均勻散布、正態(tài)散布、二項(xiàng)散布的隨機(jī)數(shù)。利用這些程序，能夠生成指定參數(shù)下的隨機(jī)數(shù)據(jù)，這種產(chǎn)生隨機(jī)數(shù)的方式稱(chēng)為“蒙特卡洛方式”（Monte-CarloMethod）。請(qǐng)參考光盤(pán)中隨機(jī)模擬操作，借助統(tǒng)計(jì)軟件隨機(jī)模擬產(chǎn)生隨機(jī)數(shù)據(jù)，重現(xiàn)本章中關(guān)于均數(shù)和率的抽樣散布規(guī)律。答：以Stata為例正態(tài)散布資料的樣本均數(shù)的散布模擬。用記事本寫(xiě)入下來(lái)語(yǔ)句clearsetmemory100mdi"輸入樣本量整體均數(shù)整體標(biāo)準(zhǔn)差"scalaroo=`3'localj=1genxx=0while`j'<=m{genx`j'=invnorm(uniform())*oo+mmreplacexx=xx+x`j'replacess=ss+x`j'*x`j'localj=`j'+1}genssd=sqrt((ss-xx*xx/m)/(m-1))replacexx=xx/m用文件名""保留在Stata窗口中打入do[途徑]simumean樣本量整體均數(shù)整體標(biāo)準(zhǔn)差關(guān)于Stata,輸入以下命令顯示樣本均數(shù)的頻數(shù)圖graphxx,bin(50)xlabel關(guān)于Stata,輸入以下命令顯示樣本均數(shù)的頻數(shù)圖graph7xx,bin(50)xlabel非正態(tài)散布的樣本均數(shù)的散布模擬。用記事本寫(xiě)入下來(lái)語(yǔ)句clearsetmemory100mlocalj=1genxx=0while`j'<=m{genx`j'=invnorm(uniform())^2replacexx=xx+x`j'replacess=ss+x`j'*x`j'localj=`j'+1}genssd=sqrt((ss-xx*xx/m)/(m-1))replacexx=xx/m用文件名""保留在Stata窗口中打入do[途徑]simumean1樣本量整體均數(shù)整體標(biāo)準(zhǔn)差關(guān)于Stata,輸入以下命令顯示樣本均數(shù)的頻數(shù)圖graphxx,bin(50)xlabel顯示原始資料的頻數(shù)散布圖graphx1,bin(50)xlabel關(guān)于Stata,輸入以下命令顯示樣本均數(shù)的頻數(shù)圖graph7xx,bin(50)xlabel顯示原始資料的頻數(shù)散布圖graph7x1,bin(50)xlabel用記事本寫(xiě)入下來(lái)語(yǔ)句clearsetmemory100mdi"輸入樣本量整體率"localj=1genxx=0while`j'<=m{replacexx=xx+int(uniform()+pp)localj=`j'+1}genppp=xx/m用文件名""保留在Stata窗口中打入do[途徑]simumean3樣本量整體率關(guān)于Stata,輸入以下命令顯示樣本率的頻數(shù)圖graphppp,bin(50)xlabel關(guān)于Stata,輸入以下命令顯示樣本率的頻數(shù)圖graph7ppp,bin(50)xlabel7、利用蒙特卡洛方式，產(chǎn)生標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)散布的隨機(jī)數(shù)，并計(jì)算樣本方差，驗(yàn)證方差乘自由度(n?1)S2服從于自由度為n?1的χ2散布，兩個(gè)獨(dú)立樣本的方差之比服從于自由度為答：標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)散布資料的樣本方差×（n－1）的散布模擬。用記事本寫(xiě)入下來(lái)語(yǔ)句clearsetmemory100mlocalj=1genxx=0while`j'<=m{genx`j'=invnorm(uniform())replacexx=xx+x`j'replacess=ss+x`j'*x`j'localj=`j'+1}genss=ss-xx*xx/m用文件名""保留在Stata窗口中打入關(guān)于Stata,輸入以下命令顯示樣本均數(shù)的頻數(shù)圖graphss,bin(50)xlabel關(guān)于Stata,輸入以下命令顯示樣本均數(shù)的頻數(shù)圖graph7ss,bin(50)xlabel用記事本寫(xiě)入下來(lái)語(yǔ)句clearsetmemory100mdi"輸入樣本量1整體均數(shù)1樣本量2整體均數(shù)2整體標(biāo)準(zhǔn)差"scalaroo=`5'localj=1xx=0xx0=0while`j'<=m1{replacexx0=invnorm(uniform())*oo+m1replacexx=xx+xx0replacess=ss+xx0*xx0localj=`j'+1}genss1=(ss-xx*xx/m1)/(m1-1)replacexx=0localj=1while`j'<=m2{genxx0=invnorm(uniform())*oo+m2replacexx=xx+xx0replacess=ss+xx0*xx0localj=`j'+1}genss2=(ss-xx*xx/m2)/(m2-1)genf=ss1/ss2用文件名""保留在Stata窗口中打入關(guān)于Stata,輸入以下命令顯示統(tǒng)計(jì)量F的頻數(shù)圖graphf,bin(50)xlabel關(guān)于Stata,輸入以下命令顯示統(tǒng)計(jì)量F的頻數(shù)圖graph7f,bin(50)xlabel第五章0的t查驗(yàn)，當(dāng)1H為真時(shí)，查驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量/2,n1ttα 概率為1?β。0圍，信將區(qū)真的假設(shè)下樣本統(tǒng)計(jì)量未出此刻小概率事件范圍，只是沒(méi)有足夠證據(jù)支持不能拒絕H0。正如反證法只是尋覓推翻假設(shè)的證據(jù)，并非是尋覓支持假設(shè)的證據(jù)，不能推翻假設(shè)的結(jié)果并非能成為證明假設(shè)成立的證據(jù)。,,,,,,,,,,,,,,,,,答：知足者該研究中入選標(biāo)準(zhǔn)的全數(shù)冠心病患的高密度脂蛋白答：知足者該研究中入選標(biāo)準(zhǔn)的全數(shù)冠心病患的高密度脂蛋白3）試估量此題的整體均數(shù)及其95%可信區(qū)間，并用以95％可信度推斷冠心病患者人群的高密度脂蛋白(HDL,用水而言，平均每升飲用水中的大腸桿菌個(gè)數(shù)不超過(guò)2生產(chǎn)處抽樣2L水，經(jīng)檢測(cè)發(fā)覺(jué)6個(gè)大腸桿菌，請(qǐng)估量該處的飲用4.續(xù)第3題，在實(shí)際的衛(wèi)生監(jiān)督執(zhí)法中，一樣不進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，但需要依照統(tǒng)計(jì)學(xué)原理和飲用水衛(wèi)生標(biāo)準(zhǔn)，指定一個(gè)飲用水大腸桿菌數(shù)的界值：隨機(jī)抽取1L水，當(dāng)檢測(cè)到的細(xì)菌數(shù)低于那個(gè)界值，能夠推斷該處飲用水的平（，），答：第一個(gè)問(wèn)題是關(guān)于合格的飲用水而言，平均每數(shù)不超過(guò)2(μ≤2也確實(shí)是在檢測(cè)樣品為1升飲用水時(shí)，允許樣品中的大第二個(gè)問(wèn)題是指檢測(cè)樣品為1升水時(shí)，不允許樣品中的大腸桿菌數(shù)超過(guò)2桿菌數(shù)在(,)第六章答：對(duì)。隨機(jī)對(duì)如實(shí)驗(yàn)的英文名是Randomcontroltrial要答：錯(cuò)。采取隨機(jī)分組的要緊目的是操縱或無(wú)人么依據(jù)，對(duì)觀看結(jié)果進(jìn)行描述和對(duì)照分析，那么確實(shí)是觀看性研究。另外在干與前，實(shí)組樣不4.為比較兩種藥物對(duì)小鼠移植性肉瘤生長(zhǎng)有無(wú)抑制作用的成效，若是由文獻(xiàn)報(bào)道，小鼠腫瘤重量的標(biāo)準(zhǔn)差在左右而小鼠腫瘤重量測(cè)量的有效精度在/2===Δ設(shè)置種子數(shù)200（能夠任意設(shè)置一個(gè)數(shù)值作為種子數(shù)）一對(duì)76個(gè)隨機(jī)數(shù)從小到大排序，最小的38個(gè)隨機(jī)數(shù)對(duì)應(yīng)的小鼠編號(hào)為實(shí)驗(yàn)組，最借助Stata軟件實(shí)現(xiàn)如下：第七章一、是非題答：不對(duì)，只要求在原始觀看單位的情形下，原始觀看值二、選擇題：1A.將兩組數(shù)據(jù)別離編秩，各組秩次別離相加求C.將兩組數(shù)據(jù)混合，從小到大統(tǒng)一編秩，再將偏態(tài)，11.Y服從Poisson散布，若是Y觀看值為40，那么能夠以為X=Y/10似服從正態(tài)散布，依照正態(tài)散布的隨機(jī)變量乘以一布三、簡(jiǎn)答題：別離同意兩種藥物醫(yī)治，測(cè)得血紅蛋白增加量(g/L)如下表，請(qǐng)回答以下問(wèn)題：表7-8兩種藥物醫(yī)治嬰幼兒貧血的血紅蛋白增加量（g/L）解：方差齊性查驗(yàn)P=>，不能以為方差不齊正態(tài)性查驗(yàn)：兩組資料的正態(tài)性查驗(yàn)的P別離為和，均不可否定兩組資料分故能夠采納成組t查驗(yàn)比較兩組資料的平均水平。（1）采納完全隨機(jī)設(shè)計(jì)兩樣本比較的t查驗(yàn)。成立查驗(yàn)假設(shè)：μ=μ,新藥與常規(guī)藥醫(yī)治后的血紅蛋白增加量整體均數(shù)相同；計(jì)算t統(tǒng)計(jì)量：t=,P=>結(jié)論：不能拒絕H0，兩個(gè)樣本均數(shù)的不同無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能以為同意新藥與常規(guī)藥醫(yī)治后的兩個(gè)嬰幼兒人群的平均血紅蛋白增加量有不同。（2）新藥組的整體概念：同意新藥醫(yī)治的貧血嬰幼兒人群的的血紅蛋白增加量常規(guī)組的整體概念：同意常規(guī)藥醫(yī)治的貧血嬰幼兒人群的的血紅蛋白增加量22表7-9冠心病患者和非冠心病患者眼底動(dòng)脈硬化情形查驗(yàn)對(duì)方差不齊的要求提示：比較t查驗(yàn)和t'查驗(yàn)公式）tXXXXXXt?+??+?++2ν+5.關(guān)于兩組資料進(jìn)行正態(tài)性查驗(yàn)，應(yīng)該兩組別離進(jìn)行正態(tài)合在一路作正態(tài)性查驗(yàn)？請(qǐng)討論在大樣本的情形下，兩組資料合在一路作頻解：應(yīng)該別離做正態(tài)性查驗(yàn)。因?yàn)閮山M可能來(lái)自不同的正態(tài)散布，例如：兩組來(lái)自正態(tài)散布，但第一組資料所在的整體，其整體均在整體，其整體均數(shù)為120，在樣本量較大的情形下，頻數(shù)圖能夠分析，第分第八章一、是非題1.方差分析是雙側(cè)查驗(yàn)2.在樣本量較大時(shí)，方差分析對(duì)資料的正態(tài)性要求能夠忽略答：對(duì)，當(dāng)樣本量大時(shí)，其樣本均數(shù)近似正態(tài)散布，因此能夠忽略資料對(duì)正態(tài)性的要求。3.在樣本量較大時(shí)，方差分析對(duì)資料的方差齊性要求能夠忽略答：錯(cuò)。方差齊性與樣本量大小沒(méi)有直接。4.關(guān)于完全隨機(jī)設(shè)計(jì)，總樣本量不變的情形下，若是各組的樣本量相同，那么查驗(yàn)效能相對(duì)較高答：對(duì)。能夠證明：在總樣本量相同的情形下，當(dāng)各組樣本量相同時(shí)，查驗(yàn)效能最大。5.若是各組的樣本標(biāo)準(zhǔn)差相差不超過(guò)，那么能夠以為各組之間的方差是齊性的。能夠驗(yàn)證方差齊性的不同有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，因此需做方差齊性查驗(yàn)。二、選擇題組間組內(nèi)組間組內(nèi)A.方差分析B.t查驗(yàn)C.Z查驗(yàn)D.Kruskal-Wallis查驗(yàn)3．當(dāng)組數(shù)等于2時(shí)，關(guān)于同一資料的雙側(cè)查驗(yàn)，方差分析結(jié)果與t查驗(yàn)結(jié)果(D)。ννA.各整體均數(shù)不全相等B.各整體均數(shù)都不相等C.各樣本均數(shù)都不相等D.各樣本均數(shù)間不同都有顯著性C．表示某處置因素的效應(yīng)和隨機(jī)誤差二者綜合阻礙的結(jié)果A.2、…、2不全相等三、簡(jiǎn)答和分析題答：方差分析的大體思想均是變異分解，通過(guò)比較各類(lèi)成份的變異程度的大小，來(lái)確信各個(gè)樣本對(duì)應(yīng)的整體均數(shù)是不是相同。方差分析要求各組資料彼此獨(dú)立，方差齊性和每組資料服從正態(tài)散布（樣本較大時(shí)可忽略正態(tài)性要求）。答：Kruskal-Wallis查驗(yàn)是一種類(lèi)似于Wilcoxon秩和查驗(yàn)的方式，可和檢驗(yàn)的拓廣，用來(lái)查驗(yàn)多個(gè)樣本所來(lái)自的整體散布是不是相同。Kruskal-Wallis查驗(yàn)的大體思想是：先將遍地理組數(shù)據(jù)混合在一路按小到大順序進(jìn)行編秩，若是有相同數(shù)據(jù)那么取平均秩次，記觀測(cè)值ijY的秩為Rij，對(duì)每一個(gè)處置組觀測(cè)值的秩求和得到1jg是每一處置組的編號(hào)，1,,ij=n是每一處置組內(nèi)部個(gè)體個(gè)整體散布相同）為真，各組資料來(lái)自同一整體，那么秩應(yīng)該在g個(gè)處置組樣本之間均勻散布，每一個(gè)樣本實(shí)際的平均秩iR與所有資料的平均秩R=(N+1)/2的誤差應(yīng)該很小或較??；若是被擇假設(shè):g個(gè)整體散布不全相同）為真，這些Ri之間的不同可能較大或?qū)ｉT(mén)大，相應(yīng)的()23．什么緣故在拒絕H0、同意H1以后，對(duì)多個(gè)樣本均數(shù)的兩兩比較要用多重比較的方式?答：因?yàn)楸容^g個(gè)整體均數(shù)的方差分析的無(wú)效假設(shè)與備擇假設(shè)別離為：只要有任意兩個(gè)整體均數(shù)之間不相等，即1H成立。5.24名甲狀腺功能低下的嬰兒，按病情嚴(yán)峻程度把他們分為3個(gè)水平：輕度組9名，中度組8名，重度組7名。表8-14列出了他們的血清甲狀腺素含量(nmol/l)。試分析不重程度的嬰兒血清甲狀腺素水平是不是不同有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。別離用LSD法和Bonferroni法作多重比較，對(duì)結(jié)果作出統(tǒng)計(jì)學(xué)和專(zhuān)業(yè)領(lǐng)域內(nèi)的說(shuō)明。表8-1424名甲狀腺功能低下的嬰兒答：對(duì)3組資料別離作正態(tài)性查驗(yàn)，P值別離為,和，方差齊性查驗(yàn)的P值為,因此能夠按方差齊性和正態(tài)散布資料進(jìn)行單因素方差分析。（1）成立查驗(yàn)假設(shè)：0：三個(gè)整體均數(shù)相等，即三個(gè)不同病情組的嬰兒血清甲狀腺素含量相等1：三個(gè)整體均數(shù)不全相等，即三個(gè)不同病情組的嬰兒血清甲狀腺素含量不全相等（3）結(jié)論：拒絕H0，同意H1，能夠?yàn)槿齻€(gè)整體均數(shù)不全相等，即三個(gè)不同病情組的嬰兒血清甲狀腺素含量不全相等。（4）mean1-mean2mean1-mean3mean2-mean3經(jīng)LSD和Bonferroni法作多重比較結(jié)果均提示：病情輕度組與重度組的整體均數(shù)不同有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，說(shuō)明病情輕度組與重度組的嬰兒血清甲狀腺素含量不相等。6.某地用四種藥物殺滅釘螺，每次用200只活釘螺，用藥后清點(diǎn)每批釘螺的死亡率(%)表8-15四種藥物殺滅釘螺實(shí)驗(yàn)結(jié)果實(shí)驗(yàn)組實(shí)驗(yàn)次數(shù)釘螺死亡率(%)答：此題資料為百分率，不符合正態(tài)條件，現(xiàn)用Kruskal-Wallis查驗(yàn)。（1）成立查驗(yàn)假設(shè)：（2）編秩，求秩和，計(jì)算查驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：（3）結(jié)論：第九章一、是非題1.成組設(shè)計(jì)的資料作配對(duì)t查驗(yàn)，不但合理，而且平均起來(lái)能夠提高統(tǒng)計(jì)效率。答：錯(cuò)。成組設(shè)計(jì)的資料不含有配對(duì)信息，因此無(wú)法作配對(duì)t查驗(yàn)，即便勉強(qiáng)配對(duì)，也將時(shí)期配對(duì)后隨機(jī)分組，因此不可行。2.知足參數(shù)查驗(yàn)的配伍區(qū)組設(shè)計(jì)資料，若是采納非參數(shù)查驗(yàn)，會(huì)增大第Ⅰ類(lèi)錯(cuò)誤。答：錯(cuò)，會(huì)增大第2類(lèi)錯(cuò)誤。3.隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的方差分析通常需要從背景上排除研究因素與區(qū)組因素的交互作用。答：不對(duì)，按d的絕對(duì)值從小到大進(jìn)行編秩，然后依照d的正負(fù)號(hào)給予秩。5.關(guān)于配伍區(qū)組設(shè)計(jì)資料，只有在總的查驗(yàn)結(jié)論有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義以后，才用兩兩比較的方式來(lái)進(jìn)一步確信哪二組之間有不同。答：對(duì)。要緊操縱第一類(lèi)錯(cuò)誤。6.為分析某市2005年不同區(qū)域大氣中的氮化物含量，某研究者選取了8個(gè)采樣點(diǎn)，對(duì)每一個(gè)采樣點(diǎn)的4個(gè)不同時(shí)點(diǎn)進(jìn)行監(jiān)測(cè)與資料搜集，那么該資料屬于配伍區(qū)組設(shè)計(jì)資料。答：錯(cuò)，同一城市不同采樣點(diǎn)之間的氮化物含量是不獨(dú)立的，一樣同一采樣點(diǎn)的4個(gè)不同時(shí)點(diǎn)的氮化物含量也是不獨(dú)立的，因此該資料不屬于配伍區(qū)組設(shè)計(jì)資料。1.關(guān)于配對(duì)t查驗(yàn)，以下說(shuō)法錯(cuò)誤的選項(xiàng)是（B）A.關(guān)于配對(duì)設(shè)計(jì)的資料應(yīng)作配對(duì)t查驗(yàn)，若是作成組t查驗(yàn)是無(wú)法操縱犯第一類(lèi)錯(cuò)誤的概率，因此配對(duì)設(shè)計(jì)資料作成組t查驗(yàn)是錯(cuò)的。B.成組設(shè)計(jì)的資料作配對(duì)t查驗(yàn)，不但合理，而且平均起來(lái)能夠提高統(tǒng)計(jì)效率C.成組設(shè)計(jì)的資料，無(wú)法作配對(duì)t查驗(yàn)2D.作配對(duì)t查驗(yàn)或成組t查驗(yàn)，應(yīng)依照原始設(shè)計(jì)類(lèi)型而定A.差值的整體均數(shù)為0B.差值的整體均數(shù)不為0C.差值的整體中位數(shù)為0D.差值的整體中位數(shù)不為0A.犯第Ⅰ類(lèi)錯(cuò)誤的概率增大B.犯第Ⅱ類(lèi)錯(cuò)誤的概率增大C.犯第Ⅰ類(lèi)錯(cuò)誤的概率減小D.犯第Ⅱ類(lèi)錯(cuò)誤的概率減小4.隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的方差分析中，必然有(A)5.在隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的方差分析中，通常已經(jīng)從研究背景排除可能存在（C）A.研究因素的作用B.區(qū)組因素的作用C.研究因素與區(qū)組因素的交互作用D.變異的分解三、統(tǒng)計(jì)分析題和簡(jiǎn)答題1.為比較兩種方式對(duì)乳酸飲料中脂肪含量測(cè)定結(jié)果有無(wú)區(qū)別，某研究者隨機(jī)抽取了10份乳酸飲料制品，別離用脂肪酸水解法和哥特里－羅紫法測(cè)定結(jié)果（表9-1），假設(shè)該資料知足參數(shù)查驗(yàn)條件，問(wèn)該兩種方式所測(cè)定的乳酸飲料中脂肪平均含量是不是不同？表9－19兩種方式對(duì)乳酸飲料中脂肪含量的測(cè)定結(jié)果（%）序號(hào)脂肪酸水解法哥特里-羅紫法13456789答：計(jì)算配對(duì)差值＝脂肪酸水解法測(cè)量脂肪含量－哥特里-羅紫法測(cè)量脂肪含量，做正態(tài)性查驗(yàn)，P=，故采納配對(duì)t查驗(yàn)。（1）成立查驗(yàn)假設(shè)，確信查驗(yàn)水準(zhǔn)H：μ,該兩種方式所測(cè)定的乳酸飲料中脂肪平均含量相同H：μ,該兩種方式所測(cè)定的乳酸飲料中脂肪平均含量不同（2）差值的均數(shù)為－，計(jì)算統(tǒng)計(jì)量t值：t=-,ν=10，P<。中脂肪平均含量不同，基于差值的樣本均數(shù)<0，推斷哥特里-羅紫法測(cè)定乳酸飲料中脂肪平均含量高于脂肪酸水解法測(cè)定乳酸飲料中脂肪平均含量。2.采納重量法和EDTA法對(duì)9個(gè)水樣中硫酸鹽的含量進(jìn)行測(cè)定，結(jié)果見(jiàn)表9－2，假設(shè)該資料不知足參數(shù)查驗(yàn)的條件，試比較兩法測(cè)定水樣中硫酸鹽的平均含量有無(wú)不同？表9－20兩種方式測(cè)定水中硫酸鹽含量（mg/l）的比較水樣號(hào)重量法EDTA法123456789答：計(jì)算差值=重量法水中硫酸鹽含量-EDTA法水中硫酸鹽含量，對(duì)差值作正態(tài)性查驗(yàn)，<，能夠以為不知足差值正態(tài)性要求，故采納Wilcoxon符號(hào)秩和查驗(yàn)，查驗(yàn)步驟如下：（1）成立查驗(yàn)假設(shè)，確信查驗(yàn)水準(zhǔn)（2）計(jì)算統(tǒng)計(jì)量T第一編秩，求秩和：總的對(duì)子數(shù)n=8，正秩和T+＝24，負(fù)秩和T-＝12計(jì)算統(tǒng)計(jì)量T＝min(T+,T-)＝12（3）確信概率，作出推論本例，n=8，查附表10，在α=查驗(yàn)水準(zhǔn)下，取本例T＝12，在不拒絕范圍內(nèi)，P>，即不拒絕H0，尚不能以為重量法和EDTA法兩法測(cè)定水樣中硫酸鹽的平均含量有不同。3.為研究雌激素對(duì)大白鼠子宮重量的阻礙，取4窩大白鼠，每窩3只，隨機(jī)地分派到3個(gè)組內(nèi)同意不同劑量雌激素的注射，經(jīng)一按時(shí)刻后測(cè)定其子宮重量，結(jié)果見(jiàn)表9－3。假定資料知足參數(shù)查驗(yàn)條件，問(wèn)：注射雌激素對(duì)大白鼠子宮重量是不是有阻礙？表9－21不同劑量組大白鼠的子宮重量（g）大白鼠窩別雌激素劑量(μg/100g）ABCD4242（1）成立查驗(yàn)假設(shè)，確信查驗(yàn)水準(zhǔn)針對(duì)處置組(2)計(jì)算統(tǒng)計(jì)量F值計(jì)算可取得如下表的方差分析表。方差分析表處置組誤差總236即統(tǒng)計(jì)量FF=(3)確信概率，作出推論關(guān)于處置效應(yīng)，按α=水準(zhǔn)，拒絕全相同，注射雌激素對(duì)大白鼠子宮重量有阻礙。注射劑量平均數(shù)X兩組樣本均數(shù)之差P值P值均小于校正的α,各個(gè)均數(shù)之間的不同均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，故能夠推斷注射μg/100g劑量的大白鼠子宮的平均重量高于注射μg/100g劑量的大白鼠子宮的平均重量，注射μg/100g劑量的大白鼠子宮的平均重量高于注射μg/100g劑量的大白鼠子宮的平均重4.將24只小白鼠按窩別不同分為8個(gè)區(qū)組，再把每一個(gè)區(qū)組中的觀看單位隨機(jī)分派到3種不同的飼料組，喂養(yǎng)一按時(shí)刻后，測(cè)得小鼠肝臟中鐵含量，結(jié)果見(jiàn)表9－4，假設(shè)資料不滿(mǎn)足參數(shù)查驗(yàn)條件，試分析不同飼料小鼠肝臟中的鐵平均含量是不是有不同？表9－22不同飼料組小鼠肝臟中鐵含量(μg/g）區(qū)組飼料A飼料B飼料C12345678用leven方式作殘差作方差齊性查驗(yàn)，P=<，故能夠以為殘差的方差不齊，故采納（1）成立查驗(yàn)假設(shè)，確信查驗(yàn)水準(zhǔn)（2）計(jì)算統(tǒng)計(jì)量Pearson2用配對(duì)符號(hào)秩查驗(yàn)進(jìn)行兩兩比較，用Bonferroni校正α=/3=兩兩比較的組別差值概念正秩和負(fù)秩和P與α比較第三組與第一組和第二組小鼠的肝臟中鐵的平均含量不同有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，能夠推斷食用飼料C的小鼠的肝臟中鐵的平均含量別離高于食用飼料A和食用飼料B的小鼠的肝臟中鐵的平1)配對(duì)設(shè)計(jì)資料的分析方式有哪些？其應(yīng)用條件各是什么？答：經(jīng)常使用的統(tǒng)計(jì)方式有配對(duì)t查驗(yàn)和配對(duì)符號(hào)秩查驗(yàn)：兩種方式均要求配對(duì)差值之間獨(dú)立，而且配對(duì)t查驗(yàn)要求配對(duì)差值近似服從正態(tài)散布，配對(duì)符號(hào)秩查驗(yàn)不要求正態(tài)性。2)配對(duì)設(shè)計(jì)差值的符號(hào)秩和查驗(yàn)的大體思想是什么？其要緊步驟是什么？答：Wilcoxon符號(hào)配對(duì)秩查驗(yàn)的大體思想是：推斷配對(duì)資料的差值是不是來(lái)自中位數(shù)為0的數(shù)為0；接著計(jì)算統(tǒng)計(jì)量Ta）編秩，求秩和：先依照差值的絕對(duì)值由小到大進(jìn)行編秩，然后按差值的正負(fù)在秩次前加上正負(fù)號(hào)。假設(shè)差值為0，舍去不計(jì)，同時(shí)總的對(duì)子數(shù)也相應(yīng)減掉之；假設(shè)差值的絕對(duì)值相等，取其平均秩次。最后，別離求出正負(fù)秩次之和T+與T-。(b)計(jì)算統(tǒng)計(jì)量：在T+與T-中，以絕對(duì)值較小者作為統(tǒng)計(jì)量T，即T＝min(T+,T-)。(c)確信概率，3)配伍區(qū)組設(shè)計(jì)資料的分析方式有哪些？其應(yīng)用條件各是什么？答：配伍區(qū)組資料的分析方式有隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的方差分析和Friedman非參數(shù)查驗(yàn)。②正態(tài)性：殘差服從正態(tài)散布；③方差齊性：遍地理組殘差的整體方差相等。非參數(shù)查驗(yàn)方式――Friedman查驗(yàn)：要求資料知足各區(qū)組之間觀看資料是彼此獨(dú)立的隨機(jī)樣本。4)配對(duì)t查驗(yàn)與隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的ANOVA有何關(guān)系？答：關(guān)于配對(duì)t查驗(yàn)的雙側(cè)查驗(yàn)，處置水平為2時(shí)，兩種方式是完全等價(jià)的，而且t=F，5)符合方差分析查驗(yàn)方式的配伍區(qū)組設(shè)計(jì)資料，若是采納Friedman查驗(yàn)，那么會(huì)致使什么問(wèn)答：符合方差分析查驗(yàn)方式的配伍區(qū)組設(shè)計(jì)資料，若是采納Friedman查驗(yàn)，將會(huì)降低查驗(yàn)效能，增大犯第二類(lèi)錯(cuò)誤的概率。答：配伍區(qū)組設(shè)計(jì)為雙因素設(shè)計(jì)，它考慮的因素有一個(gè)處置因素和一個(gè)區(qū)組因素，在確實(shí)存在混雜因素的情形下，選擇適合的操縱方法，能夠提高實(shí)驗(yàn)效率。第十章一、是非題1雙變量正態(tài)散布的資料，樣本回歸系數(shù)b<0，經(jīng)假設(shè)查驗(yàn)P<，能夠以為兩變量間呈答：對(duì)。由于資料服從雙正態(tài)散布，因此能夠做Pearson相關(guān)，而線性相關(guān)的查驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量與線性回歸的查驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量相等：tb=tr，自由度相同，故二者查驗(yàn)的P值相同，因此二者的檢驗(yàn)是等價(jià)的，故由回歸系數(shù)b<0說(shuō)明相關(guān)系數(shù)r<0，由P<，因此兩個(gè)變量之間的相關(guān)性有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，能夠推斷兩個(gè)變量呈負(fù)相關(guān)。2相關(guān)系數(shù)的假設(shè)查驗(yàn)P>，說(shuō)明兩變量無(wú)關(guān)系。答：錯(cuò)，只能說(shuō)明沒(méi)有足夠的證聽(tīng)說(shuō)明兩變量呈相關(guān)的。3r越接近1，兩變量間相關(guān)關(guān)系越緊密。系緊密，因?yàn)闃颖镜南嚓P(guān)系數(shù)大小與樣本量關(guān)系緊密，專(zhuān)門(mén)n=2時(shí)，樣本相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值往往為1。4.直線回歸系數(shù)的數(shù)值表示自變量變更一個(gè)單位時(shí)因變量的值變更的量。答：錯(cuò)。應(yīng)該是因變量的值平均改變的量。5.回歸系數(shù)越大，兩變量的數(shù)量關(guān)系越緊密。答：錯(cuò)。回歸系數(shù)越大，說(shuō)明自變量轉(zhuǎn)變1個(gè)單位時(shí)，因變量的值平均改變的量越大。二、選擇題那么能夠以為_(kāi)_C。A第一組資料兩變量關(guān)系緊密B第二組資料兩變量關(guān)系緊密C很難說(shuō)哪一組變量關(guān)系緊密D至少能說(shuō)明兩變量關(guān)系緊密程度不一樣總殘差殘差回歸注：當(dāng)兩個(gè)樣本的樣本量不同時(shí)，t統(tǒng)計(jì)量b1b2t=t和t統(tǒng)計(jì)量r1r2t=t均不成立。歲兒童以年齡（歲）估量體重（市斤）的回歸方程，假設(shè)體重?fù)Q成國(guó)際單位kg，那么此方程C。6.一組雙變量正態(tài)散布資料，用最小二乘法成立回歸方程：YabX1112bb=三、簡(jiǎn)答題與統(tǒng)計(jì)分析題1.某研究者別離在8歲和9歲的男孩中各隨機(jī)抽取8人，測(cè)量了他們的身高，取得以下資表10-88名8歲男孩和8名9歲男孩的身高(cm)資料請(qǐng)回答以下問(wèn)題1)若是比較兩個(gè)年齡組的平均身高，應(yīng)該用什么方式進(jìn)行統(tǒng)計(jì)查驗(yàn)答：1）在知足正態(tài)散布、方差齊性的條件下，采納成組設(shè)計(jì)的t查驗(yàn)。2)關(guān)于比較兩個(gè)年齡組的平均身高的統(tǒng)計(jì)查驗(yàn)而言，這兩個(gè)整體的具體概念別離是什么？這兩個(gè)整體均數(shù)的具體概念別離是什么？答：兩個(gè)整體的概念別離是8歲男孩人群的身高和9歲男孩人群的身高實(shí)際值。兩個(gè)整體均數(shù)的概念別離是8歲男孩人群的平均身高和9歲男孩人群的平均身高。3)若是以年齡為橫坐標(biāo)，身高整體均數(shù)為縱指標(biāo)，是不是能夠以為8歲男孩人群和9歲男孩人群的身高整體均數(shù)在某條直線上。答：因?yàn)?歲男孩與9歲男孩的身高整體均數(shù)與其年齡組成平面上的兩點(diǎn)(8,μ8)和上，因?yàn)閮牲c(diǎn)連線組成一條直線。4)若是這兩組資料知足每組資料服從正態(tài)散布而且方差齊性，現(xiàn)以年齡為自變量，身高為因變量，請(qǐng)驗(yàn)證：年齡與身高的資料知足簡(jiǎn)單線性回歸對(duì)資料的要求，并寫(xiě)出總體回歸方程，并用年齡＝8和年齡＝9別離代入整體回歸方程，解出整體回歸系數(shù)。答：關(guān)于8歲的男孩身高能夠表示為29歲的男孩身高能夠表示為2孩身高22．隨機(jī)抽取12名成年人，測(cè)得他們的身高（cm）和體重(kg)如表10-9。表10-912名成人的身高（cm）和體重(kg)受試者編號(hào)指標(biāo)體重身高（1）分析這兩項(xiàng)指標(biāo)是不是相關(guān)和相關(guān)程度的大小。（2）求身高和體重之間的直線回歸方程并對(duì)回歸方程進(jìn)行說(shuō)明。答：體重（X）與身高（Y）之間的直線回歸方程為：Y=+。（3）假設(shè)明白了一個(gè)人的身高是,如何預(yù)測(cè)它的體重？答：第一成立Y與X的回歸方程：X=+，再將Y=代入該回歸方程，得X=。3某醫(yī)師研究污染源距離和塵肺濃度的關(guān)系，數(shù)據(jù)如下表10-10污染源距離和塵肺濃度離污染源距離（m）2003004005006007008009001000塵肺濃度m3)答：成立污染源距離X與塵肺濃度Y的回歸方程式：Y=+X。對(duì)回歸系數(shù)的假設(shè)查驗(yàn)=?bt，P<。說(shuō)明：離污染源距離增加1m，塵肺濃度減答：R2=時(shí)，回歸分析作預(yù)測(cè)沒(méi)成心義，因?yàn)镽2=反映了Y的總變異中回歸關(guān)系5.若是兩個(gè)變量的資料做Spearman相關(guān)分析，取得相關(guān)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<，你可否定為這種相關(guān)是線性相關(guān)？仍是非線性相關(guān)？請(qǐng)說(shuō)明這種相關(guān)意義的背景特點(diǎn)是什么？相關(guān)系數(shù)，只是在此應(yīng)用的是數(shù)據(jù)的秩次，而不是原始數(shù)據(jù)本身。6.在線性回歸中，若是所有的樣本點(diǎn)均在一條斜率不為0的直線上，請(qǐng)問(wèn)：回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤Sb有什么特點(diǎn)（提示：由tr=tb，解出Sb與相關(guān)系數(shù)r答：221rrbbS=?=?,由此能夠發(fā)覺(jué)：當(dāng)?shù)慕^對(duì)值越大，Y與X伴隨轉(zhuǎn)變的離散程度就越小。一、是非題答：對(duì)2、3個(gè)樣本率比較的Pearson2,π,π互不相同。答：對(duì)3、在樣本量專(zhuān)門(mén)大時(shí)，兩獨(dú)立樣本四格表資料符合Pearson2χp查驗(yàn)要求，但仍能夠用Fisher查驗(yàn)，而且從查驗(yàn)的成效上考慮，能夠以為Fisher查驗(yàn)優(yōu)于Pearson2答：錯(cuò)。因?yàn)镕isher查驗(yàn)假定行合計(jì)數(shù)和列合計(jì)數(shù)是固定的，這與實(shí)際抽樣的情形不一致，因此也是一種近似。當(dāng)樣本量較大時(shí)，Pearson2χp查驗(yàn)?zāi)軌虺?jí)適合四格表資料統(tǒng)計(jì)分析，4、配對(duì)設(shè)計(jì)的四格表資料也能夠用Pearson2答：錯(cuò)，Pearson2χp查驗(yàn)只能查驗(yàn)行變量與列變量之間的關(guān)聯(lián)性，不能查驗(yàn)配對(duì)四格表中5、χ2散布是一種持續(xù)型隨機(jī)變量的概率散布，因此Pearson2答：錯(cuò)，均數(shù)比較往往還應(yīng)考慮排除標(biāo)準(zhǔn)差的阻礙，如t查驗(yàn)，而Pearson2χp查驗(yàn)無(wú)法完6.關(guān)于某個(gè)統(tǒng)計(jì)方式查驗(yàn)一類(lèi)資料，當(dāng)0H為真時(shí)，拒絕0H的概率≤α;當(dāng)0H非真時(shí)，檢驗(yàn)效能很低，那么稱(chēng)該資料統(tǒng)計(jì)分析方式的選擇是錯(cuò)誤的。()答：錯(cuò)。不能以為該資料統(tǒng)計(jì)分析方式的選擇是錯(cuò)誤的，只是所選擇的統(tǒng)計(jì)方式不夠優(yōu)。二．選擇題χp查驗(yàn)，假設(shè)P<α,說(shuō)明：D。χ2查驗(yàn)χ2查驗(yàn)3．關(guān)于總合計(jì)數(shù)n為51的5個(gè)樣本率比較的Peaχp查驗(yàn)，其自由度為B。4.欲比較丙氨酸氨基轉(zhuǎn)移酶兩種水平對(duì)HBeAg陰轉(zhuǎn)的阻礙，資料見(jiàn)表11－21，應(yīng)進(jìn)行A.兩獨(dú)立樣本四格表資料χ2查驗(yàn)B．配對(duì)四格表資料χ2查驗(yàn)表11－21丙氨酶氨基轉(zhuǎn)移酶水平對(duì)療效的阻礙丙氨酸氨基轉(zhuǎn)移酶4485．為考察食物頻數(shù)問(wèn)卷的可重復(fù)性，某研究者采納同一問(wèn)卷對(duì)每一個(gè)人在不同時(shí)刻別離進(jìn)行2次調(diào)查，共調(diào)查了100人。其中，膽固醇攝入量的兩次調(diào)查結(jié)果見(jiàn)表11-22。欲分析兩次調(diào)查膽固醇攝入量的關(guān)聯(lián)性，宜采納B。表11-22食物頻數(shù)問(wèn)卷中膽固醇攝入量調(diào)查結(jié)果第2次調(diào)查第1次調(diào)查高正常+?=2+=2=TATΣ?2SXXtXX??=三、計(jì)算題21．某地7歲健康男童身高(cm)抽樣調(diào)查資料表11-23。請(qǐng)采納2查驗(yàn)，推斷表11-23某地7歲健康男童身高(cm)身高組段人數(shù)解：先計(jì)算均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差樣本量較大，視為整體參數(shù)估量值，對(duì)組段的上下限作標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)散布變換ZX?身高組段人數(shù)Ai標(biāo)化后的下限標(biāo)化后的上限出此刻組段的概率期望人數(shù)Ti正態(tài)散布的累計(jì)概率；按以下公式計(jì)算擬合優(yōu)度，其中Ai為第i個(gè)組段的實(shí)際人數(shù)，Ti為第i個(gè)組段的期望人數(shù)iATTχΣ自由度=組段數(shù)－1－估量的參數(shù)個(gè)數(shù)=13－1－2＝10H0為真時(shí)，統(tǒng)計(jì)量χ2服從自由度為10的χ2散布，即：若是統(tǒng)計(jì)量22χ>χ(10)，那么拒2、某研究者測(cè)定了29例燃煤型砷中毒患者皮膚組織中Pmt蛋白表達(dá)，29例中有9例為病理證明癌變患者（A組），另20例未發(fā)覺(jué)癌變（B組），結(jié)果見(jiàn)表11-24。試比較兩組間Pmt表11-24兩組間Pmt蛋白陽(yáng)性水平組別例數(shù)Pmt蛋白陽(yáng)性數(shù)答：把上述表格改寫(xiě)為以下表格組別Pmt蛋白陰性數(shù)Pmt蛋白陽(yáng)性數(shù)總樣本量<40，用Fisher查驗(yàn)：H1:Pmt蛋白陽(yáng)性與癌變有關(guān)聯(lián)Fisher查驗(yàn)P=<能夠以為Pmt蛋白陽(yáng)性與癌變有關(guān)聯(lián)。3、某研究者欲觀看物理因子與基礎(chǔ)療法綜合醫(yī)治粘連性不全性腸阻塞的療效，將100例符合粘連性不全性腸阻塞診斷標(biāo)準(zhǔn)的患者隨機(jī)分為醫(yī)治組和對(duì)照組，每組各50例。醫(yī)治組采納物理因子與基礎(chǔ)療法綜合醫(yī)治，對(duì)照組僅給予基礎(chǔ)療法醫(yī)治，觀看比較兩組療效。結(jié)果見(jiàn)表表11-25醫(yī)治組與對(duì)照組醫(yī)治粘連性不全性腸阻塞的療效組別有效無(wú)效醫(yī)治組491對(duì)照組4010答：因?yàn)樽钚±碚摂?shù)=×χp進(jìn)行統(tǒng)計(jì)計(jì)算Pearsonχ2p=，P=<，不同有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，因此能夠以為采納物理因子與基礎(chǔ)療法綜合醫(yī)治的療效優(yōu)于基礎(chǔ)療法醫(yī)治的療效。4、為研究甲、乙、丙三種療法醫(yī)治小兒?jiǎn)渭冃韵涣嫉某尚?，某醫(yī)生將106例符合入選標(biāo)準(zhǔn)的患兒隨機(jī)分為三組，別離采納甲、乙、丙三種療法醫(yī)治，結(jié)果見(jiàn)表11-26。問(wèn)三種療表11-26三種療法醫(yī)治小兒?jiǎn)渭冃韵涣嫉某尚Н煼ú±龜?shù)痊愈數(shù)治愈率（%）計(jì)算Pearsonχ2p=，P=<，不同有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，因此能夠以為三種醫(yī)治方兩種醫(yī)治方案比較χpP值甲療法vs丙療法乙療法vs丙療法不同無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義不同無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義不同有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義基于上述結(jié)果，能夠以為乙療法的療效優(yōu)于丙療法的療效。5、為比較乳房切除術(shù)后兩種不同化療方式醫(yī)治成效，共醫(yī)治500對(duì)患者，每一對(duì)內(nèi)2名患者的年齡（不同在±歲之內(nèi)）及臨床狀況大體一致，隨機(jī)分派各對(duì)中的2人，別離進(jìn)入A療法組與B療法組，結(jié)果見(jiàn)表11-27。問(wèn)兩種化療方式醫(yī)治成效是不是相同？表11-27兩種化療方式醫(yī)治成效AB生存5年及以上5年內(nèi)死亡合計(jì)生存5年及以上40715422合計(jì)41189500,不同有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，能夠以為A方案的療效優(yōu)于B方案。一、是非題1．反因變量為有序多分類(lèi)的多組資料比較的統(tǒng)計(jì)分析首選Pearson2答：錯(cuò)。反因變量為有序多分類(lèi)變量，多組資料比較一樣不選Pearson2χp，而是能夠采用秩和查驗(yàn)，包括Wilcoxon秩和查驗(yàn)和Kruskal-Wallis查驗(yàn)（Kruskal-Wallistest）別離用來(lái)推斷兩個(gè)或多個(gè)獨(dú)立樣本有序分類(lèi)資料的整體散布是不是有不同。2．比較某兩種藥物的有效率，在樣本量較大時(shí)可用Pearson2答：對(duì)。可用四格表Pearson23．比較某兩種藥物醫(yī)治疼痛的療效，把疼痛分為無(wú)，輕，中和重4個(gè)品級(jí)。能夠考慮用答：對(duì)。這是兩獨(dú)立樣本的有序多分類(lèi)資料，能夠考慮選用Wilcoxon秩和查驗(yàn)。4．雙變量有序分類(lèi)資料相關(guān)性的分析可進(jìn)行秩變換后計(jì)算Pearson線性相關(guān)系數(shù)。答：對(duì)。這確實(shí)是Spearman品級(jí)相關(guān)系數(shù)。答：對(duì)。秩變換的方式中，取秩后秩次數(shù)據(jù)是代入對(duì)應(yīng)的t查驗(yàn)或方差分析等公式進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析；而秩和查驗(yàn)是將原變量值依照從小到大的順序排秩后，采納秩次進(jìn)行假設(shè)查驗(yàn)。兩二、選擇題3．有序分類(lèi)資料兩樣本比較的秩和查驗(yàn)中，如相同秩次過(guò)量，應(yīng)計(jì)算校正Zc值，校正的4．按品級(jí)分組的資料做秩和查驗(yàn)時(shí)，若是用H值而不用校正后的HC.值，A.提高查驗(yàn)效能B.會(huì)把一些相同整體推斷為不同整體C.會(huì)把來(lái)自不同整體的樣本不同推斷為無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義D.第I、II類(lèi)錯(cuò)誤概率不變A.方差分析D.四格表直接概率法A.一樣取秩和較小者為T(mén)B.一樣取秩和較大者為T(mén)C.一樣取例數(shù)較小者的秩和為T(mén)D.一樣取例數(shù)較大者的秩和為T(mén)三、簡(jiǎn)答題與計(jì)算題1．兩組或多組的因變量為有序分類(lèi)資料的比較，什么緣故不能用Pearson2χp查驗(yàn)，而用秩答：關(guān)于因變量為有序分類(lèi)資料，一樣依照研究背景可知需要各組之間的某種平均水平的差異，而不是概率散布的不同。假設(shè)選用Pearson2χp查驗(yàn)，其研究問(wèn)題為兩組或多組所對(duì)應(yīng)的整體散布是不是相同，不是查驗(yàn)兩組或多組所對(duì)應(yīng)的整體平均水平是不是相同，因此用Pearsonχ2查驗(yàn)不能回答背景所面臨的研究問(wèn)題，而秩和查驗(yàn)的原理是基于平均秩，即：基于平均秩為平均水平的比較，因此其查驗(yàn)結(jié)果和推斷是基于平均秩意義下的平均水平的比兩比較，能夠采取的方式有哪些？利用中要注意什么？答：能夠采納的方式有：多個(gè)樣本兩兩比較的Nemenyi法和Wilcoxon秩和查驗(yàn)，但采為比較的次數(shù)，以減少犯第一類(lèi)錯(cuò)誤的概率，但查驗(yàn)效能會(huì)下降。4．表12-15的資料是某藥醫(yī)治兩種不同病情的老年慢性支氣管炎病人的療效，問(wèn)該藥對(duì)兩表12-15某藥對(duì)兩種不同病情的老年慢性支氣管炎病人的療效療效單純型單純型歸并肺氣腫痊愈6542答1）成立查驗(yàn)假設(shè)，確信查驗(yàn)水準(zhǔn)。（2）混合編秩，求各組秩和。某藥對(duì)兩種病情的療效秩和查驗(yàn)計(jì)算表秩和療效單純型氣腫(2)合計(jì)(3)=(1)+(2)秩號(hào)范圍平均秩次(6)=(1)×(5)歸并肺氣腫(7)=(2)×(5)依照第(5)列和第(1)、(2)列可別離算出兩組的秩和：（3）計(jì)算秩查驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。（4）下結(jié)論：以α=查驗(yàn)水準(zhǔn)同意H0，不能以為兩樣本來(lái)自不同的整體，即沒(méi)有足斷該藥對(duì)兩種病情的療效不同。5．對(duì)某病采納西藥醫(yī)治與中西藥結(jié)合醫(yī)治，對(duì)兩組病人的療效觀看結(jié)果如表12-16，試比較兩組的療效是不是相同。表12-16不同醫(yī)治組的療效觀看療效中西藥結(jié)合西藥答1）成立查驗(yàn)假設(shè)，確信查驗(yàn)水準(zhǔn)。（2）混合編秩，求各組秩和。不同醫(yī)治組的療效秩和查驗(yàn)計(jì)算表秩和療效結(jié)合（1）西藥（2）合計(jì)(3)=(1)+(2)秩號(hào)范圍平均秩次(6)=(1)×(5)西藥(7)=(2)×(5)依照第(5)列和第(1)、(2)列可別離算出兩組的秩和：（3）計(jì)算秩查驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。（4）下結(jié)論：6．對(duì)54例牙病患者的64顆患牙依據(jù)根端形態(tài)不同分為三種，X線片顯示喇叭口狀為A型，管壁平行狀為B型，管壁由聚狀為C型。經(jīng)一段時(shí)刻醫(yī)治后的結(jié)果列于表12-17，試比較不同根端形態(tài)的患牙的療效有否不同。表12-17不同根端形態(tài)分型的療效比較根端形態(tài)牙數(shù)成功進(jìn)步失敗答1）成立查驗(yàn)假設(shè)，確信查驗(yàn)水準(zhǔn)。（2）混合編秩號(hào)，分組求秩和12三個(gè)根端形態(tài)的患牙的療效秩和查驗(yàn)計(jì)算表根端形態(tài)根端形態(tài)療效ABC合計(jì)秩次范圍平均秩次BcC（3）計(jì)算查驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量H。由于有序分類(lèi)資料存在大量的同秩情形，采納校正公式：HHcc=/,計(jì)算查驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。校正系數(shù)c為：3i?Σ()+()()==（4）求P值，下結(jié)論。由于有序分類(lèi)資料的樣本例數(shù)往往較大，在0H為真的情形下，查驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量H近似服從本例，查自由度為2的χ2值表得2計(jì)學(xué)意義，能夠以為三種根端形態(tài)的牙醫(yī)治成效不全相同。兩種根端形態(tài)療效比較ZP推斷與A型不同無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義不同有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義不同無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義基于平均秩，能夠以為A型根端形態(tài)的牙醫(yī)治成效優(yōu)于C型。表12-18三種產(chǎn)婦在產(chǎn)后一個(gè)月內(nèi)的泌乳量泌乳量早產(chǎn)足月產(chǎn)過(guò)產(chǎn)期合計(jì)9783858答：H0:三種產(chǎn)婦在產(chǎn)后一個(gè)月內(nèi)的泌乳量散布相同H1:三種產(chǎn)婦在產(chǎn)后一個(gè)月內(nèi)的泌乳量散布不全相同因此能夠以為三種產(chǎn)婦在產(chǎn)后一個(gè)月內(nèi)的泌乳量散布不全相同。由于該資料是雙向有序，故作Spearman相關(guān)，取得Spearman相關(guān)系數(shù)為，P=，相關(guān)性有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，能夠以為泌乳量與產(chǎn)期長(zhǎng)短呈秩正相關(guān)。8．某研究者欲研究不同年齡下冠狀動(dòng)脈粥樣硬化品級(jí)有無(wú)不同，將278例尸解資料整理成表12-19，依照該組資料能夠取得如何的結(jié)論？假假想考察年齡（X）與冠狀動(dòng)脈粥樣硬化品級(jí)（Y）之間有無(wú)線性轉(zhuǎn)變趨勢(shì)，又該如何分析？表12-19不同年齡冠狀動(dòng)脈粥樣硬化的品級(jí)情形冠狀動(dòng)脈粥樣硬化品級(jí)年齡（歲）合計(jì)答：依照題意，先分析不同年齡的冠狀動(dòng)脈粥樣硬化品級(jí)散布是不是相同H0:四個(gè)年齡組的冠狀動(dòng)脈粥樣硬化品級(jí)整體散布相同H1:四個(gè)年齡組的冠狀動(dòng)脈粥樣硬化品級(jí)整體散布不全相同因此能夠以為四個(gè)年齡組的冠狀動(dòng)脈粥樣硬化品級(jí)整體散布不全相同由于該資料是雙向有序，故作Spearman相關(guān)，取得Spearman相關(guān)系數(shù)為，P<，相關(guān)性有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，能夠以為年齡與冠狀動(dòng)脈粥樣硬化品級(jí)呈秩正相關(guān)。作線性趨勢(shì)分析H0:年齡與冠狀動(dòng)脈粥樣硬化品級(jí)沒(méi)有線性趨勢(shì)H1:年齡與冠狀動(dòng)脈粥樣硬化品級(jí)呈線性趨勢(shì)記年齡為X，冠狀動(dòng)脈粥樣硬化品級(jí)為Y，那么XYXXl==YYbXX===×22bbSPearsonχ2p=,自由度為9,P<，能夠以為冠狀動(dòng)脈粥樣硬化品級(jí)與年齡有關(guān)χ(8)=<χ2偏離回歸，不同無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，能夠以為冠狀動(dòng)脈粥樣硬化等級(jí)與年齡的關(guān)聯(lián)性主若是二者呈線性趨勢(shì)的關(guān)聯(lián)性。一、是非題率的查驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量01nπππ?=?近似服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)散布。()似2.在單樣本率的統(tǒng)計(jì)查驗(yàn)中，α=,P=，那么能答：錯(cuò)，P值的計(jì)算是基于H0為真情形下計(jì)算的概率，關(guān)于H0為真的情形下，樣本統(tǒng)計(jì)查驗(yàn)的P<，能夠以為這是一個(gè)小概率事件，當(dāng)H0非真時(shí)，顯現(xiàn)P=時(shí)未必是3.若是國(guó)家對(duì)飲用水規(guī)定平均每毫升合格飲用水中的細(xì)菌總數(shù)不超過(guò)100個(gè)，因此查驗(yàn)人員在待檢的飲用水中隨機(jī)抽取1毫升樣品進(jìn)行查驗(yàn)，若是1毫升樣品中的細(xì)菌總數(shù)超過(guò)100個(gè)，那么能夠以為該飲用水不合格。()答：錯(cuò)，因?yàn)槠骄亢辽细耧嬘盟械募?xì)菌總數(shù)不超過(guò)100個(gè)是指1毫升合格飲用水中的細(xì)菌總數(shù)的平均數(shù)不超過(guò)100個(gè)，因此從合格飲用水中隨機(jī)抽取1毫升樣品，其細(xì)菌總數(shù)超過(guò)100個(gè)的機(jī)遇仍是相對(duì)較大的。4.若是衛(wèi)生監(jiān)督部門(mén)的法規(guī)規(guī)定：合格的飲用水要求1毫升飲用水中，細(xì)菌總數(shù)不得超過(guò)100個(gè)，即：能夠明白得1毫升合格飲用水中的平均細(xì)菌數(shù)總數(shù)不能超過(guò)100個(gè)。()答：錯(cuò)，因?yàn)樾l(wèi)生監(jiān)督部門(mén)的法規(guī)規(guī)定確實(shí)是針對(duì)樣品中的細(xì)菌總數(shù)而言的，不是針對(duì)整體平均數(shù)而言的，事實(shí)上制定合格飲用水的樣品細(xì)菌總數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)也是為了操縱細(xì)菌總數(shù)的整體均數(shù)在某個(gè)范圍內(nèi)的目標(biāo)。為了法規(guī)執(zhí)行方便，通過(guò)計(jì)算樣品中的細(xì)菌總數(shù)在某個(gè)范圍內(nèi)才能以必然概率（如95％）保證操縱細(xì)菌總數(shù)的整體均數(shù)在預(yù)定的范圍內(nèi)。5.關(guān)于單樣本率的查驗(yàn)，確切概率法查驗(yàn)的準(zhǔn)確性要優(yōu)于正態(tài)近似的查驗(yàn)方式。()答：對(duì)，單樣本確切概率法的計(jì)算完全符合其背景，因此確切概率法所計(jì)算的P值是準(zhǔn)確6.對(duì)同一資料，利用雙側(cè)查驗(yàn)所得的P值必然是單側(cè)查驗(yàn)的兩倍。()答：錯(cuò)，只有在H0為真時(shí)的散布為對(duì)稱(chēng)散布時(shí)才成立。7.關(guān)于樣本量較小時(shí)，單個(gè)樣本定量資料平均水平的查驗(yàn)應(yīng)當(dāng)?shù)谝豢紤]利用Wilcoxon符號(hào)秩查驗(yàn)。()答：錯(cuò)，選用Wilcoxon符號(hào)秩查驗(yàn)進(jìn)行單個(gè)樣本定量資料平均水平的查驗(yàn)是能夠的，但不驗(yàn)效能僅受π?π0的阻礙。()答；錯(cuò)，采納近似正態(tài)法對(duì)樣本率P進(jìn)行查驗(yàn)時(shí)，假設(shè)H0確實(shí)不成立，當(dāng)樣本含量一按時(shí)，查驗(yàn)效能不僅受π?π0不同大小的阻礙，還與π0大小有關(guān)，在固定樣本量和π?π0不同9.利用直接計(jì)算概率法對(duì)樣本率進(jìn)行查驗(yàn)時(shí)，其假設(shè)查驗(yàn)的P值是指假定H0成立時(shí)，從H0所對(duì)應(yīng)的整體中隨機(jī)抽樣，取得現(xiàn)有樣本的概率。()答：錯(cuò)，關(guān)于雙側(cè)查驗(yàn)，P值是指從H0所對(duì)應(yīng)的整體中隨機(jī)抽樣，取得樣本的概率小于或等于現(xiàn)有樣本的概率的積存概率；單側(cè)查驗(yàn)指從H0所對(duì)應(yīng)的整體中隨機(jī)抽樣，取得樣本的樣本率比現(xiàn)有樣本的樣本率加倍或相當(dāng)背離H0和加倍符合H1的積存概率。（例如：/≥ΣΣ二、選擇題1、假設(shè)需用正態(tài)近似法查驗(yàn)樣本所來(lái)自整體 2、用正態(tài)近似法查驗(yàn)樣本所來(lái)自整體之整體率是不是等于已知常數(shù)π0，其分母上標(biāo)準(zhǔn)誤可通0π3.已知某藥的治愈率為70%，現(xiàn)欲研究在用此藥的同時(shí)加用維生素C是不是有增效的作用，某醫(yī)生抽取10名病人試用此藥加用維生素C，結(jié)果9人治愈，那么假設(shè)查驗(yàn)的P值為 。答：B，此題在給出樣本數(shù)據(jù)前，給出單側(cè)查驗(yàn)的問(wèn)題，故應(yīng)以為依照研究背景能夠確認(rèn)這是一個(gè)單側(cè)查驗(yàn)的問(wèn)題，故應(yīng)選B。4.依照以往體會(huì)，新生兒染色體異樣率為，某研究者想考察某地域新生兒染色體異樣率是不是高于。故在某地隨機(jī)抽查400名新生兒，有8人異樣，依照上述研究問(wèn)題，對(duì)應(yīng)的假設(shè)查驗(yàn)的P值為。874007答：此題在給出樣本資料前，確信要查驗(yàn)該地新生兒染色體異樣率是不是高于，應(yīng)考慮根7iΣ5.假設(shè)需查驗(yàn)樣本所在整體的75%分位數(shù)是不是等于常數(shù)θ75，令p為樣本數(shù)據(jù)中大于或等于θ75的比例，那么查驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的表達(dá)式為。A、n?n?=n?n?=答：D是正確的，因?yàn)槿羰菢颖舅谡w的75%分位數(shù)等于常數(shù)θ75，也確實(shí)是從整體中三、簡(jiǎn)答題或統(tǒng)計(jì)分析題答：由背景可知，由于消毒后不可能細(xì)菌數(shù)增加，因此能夠選擇單側(cè)查驗(yàn)H1:μ<10。根據(jù)單側(cè)查驗(yàn)的問(wèn)題，應(yīng)考慮從樣本所在整體隨機(jī)抽樣，其樣本計(jì)數(shù)比現(xiàn)有樣本更逼近H1的2、已知某地40歲以上成人高血壓操縱異樣的比例為9%，經(jīng)健康教育后，隨機(jī)抽查2500人，其中100人血壓操縱異樣。健康教育是不是使得本地高血壓操縱異樣比例有所降低？答：成立假設(shè)：高血壓操縱異樣的樣本率p=100/2500=??=得本地高血壓操縱異樣比例降低。3、當(dāng)n較大，π較小時(shí)，二項(xiàng)散布近似于Poisson散布，試對(duì)上題依照平均事件數(shù)假設(shè)查驗(yàn)本例中，樣本領(lǐng)件發(fā)生數(shù)為得本地高血壓操縱異樣比例。4、一樣人群的先本性心臟病的發(fā)病率為8‰，研究問(wèn)題是母親抽煙是不是更易致使嬰兒發(fā)生先本性心臟病。某研究者對(duì)400名20－25歲的抽煙妊名嬰兒中，11人患有先本性心臟病。請(qǐng)依照研究問(wèn)題進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。μ=μ0=，母親抽煙的嬰兒先本性心臟病發(fā)病率與一樣人群的發(fā)病率相同。μ>μ0=母親抽煙的嬰兒先本性心臟病發(fā)病率高于一樣人群的發(fā)病率。本例中，樣本平均事件數(shù)為0!kkk?=Σ=生先本性心臟病的機(jī)遇增大。5、依照以往體會(huì)，一樣胃潰瘍病患者有20%發(fā)生胃出血病癥，欲研究年齡增大是不是胃潰瘍病患者發(fā)生胃出血的機(jī)遇增大?，F(xiàn)某醫(yī)院觀看65歲以上潰瘍病人304例，96人發(fā)生胃出血病癥,問(wèn)老年胃