WORD格式可編輯WORD格式可編輯專業(yè)技術分享專業(yè)技術分享第一章 緒論習題一、選擇題（D）調查、錄入數(shù)據(jù)、分析資、撰寫論文實驗、錄入數(shù)據(jù)、分析資、撰寫論文調查或實驗、整資、分析資設計、收集資、整資、分析資收集資、整資、分析資在統(tǒng)計學中，習慣上把）的事件稱為小概事件。A.P0.10B.P0.05P0.01C.P0.005D.P0.05E.P0.013～8計數(shù)資 B.等級資 C.計資 名義資 角資14405125270330414。分別用兩種同成分的培養(yǎng)基（AB）548、8490123、171；B：90、116、124225、84。該資的類型是（C。空腹血測值，屬于（ C）資。41823631該資的類型是（B。某血庫提供6094 ABO血型分布資如下：O型1823A型1598B型2032AB型641該資的類型是（D。100名18歲男生的身高數(shù)據(jù)屬于二、問答題舉說明總體與樣本的概 .答：統(tǒng)計學家用總體這個術語表示大同小異的對象全體，通常稱為目標總體，而資常來源于目標總體的一個較小總體，稱為研究總體。實際中由于研究總體的個體眾多，甚至無限多，因此科學的辦法是從中抽取一部分具代表性的個體，稱為樣本。如，關于吸煙與肺癌的研究以英國成男子為總體目標， 1951英國全部注冊醫(yī)生作為研究總體，按照實驗設計隨機抽取的一定的個體則組成研究的樣本。舉說明同質與變異的概變異是指該總體內部的差異，即個體的特異性。如，某地同性別同齡的小學生具有同質性，其身高、體重等存在變異。簡要闡述統(tǒng)計設計與統(tǒng)計分析的關系同特點，選擇相應的統(tǒng)計分析方法對資進分析第二章 第二章統(tǒng)計描述習題一、選擇題1．描述一組偏態(tài)分布資的變異，以（D）指標較好。A.全距 B.標準差C.變異系數(shù)D.四分位數(shù)間距 E.方差2．各觀察值均加（或減）同一數(shù)后（B。A.均數(shù)變，標準差改變B.均數(shù)改變，標準差變C.兩者均變D.兩者均改變E.以上對偏態(tài)分布宜用）描述其分布的集中趨勢。算術均數(shù) B.標準差 C.中位數(shù)D.四分位數(shù)間距 E.方差可選用的最佳指標是。標準差 標準誤 全距 四分位數(shù)間距 E.變異系數(shù)5.測某地 152人接種某疫苗后的抗體滴，宜用（C）反映其平均滴A.算術均數(shù) B.中位數(shù) C.幾何均數(shù) 眾數(shù) 調和均6.測某地 237人晨中氟含（ mg/L）,結果如下：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。A.算術均數(shù)與標準差 B.中位數(shù)與四分位數(shù)間距 C.幾何均數(shù)與標準差D.算術均數(shù)與四分位數(shù)間距E.中位數(shù)與標準差用均數(shù)和標準差可以全面描述）資的特征。正偏態(tài)資 B.負偏態(tài)分布 正態(tài)分布D.對稱分布 E.對數(shù)正態(tài)分布比較身高和體重兩組數(shù)據(jù)變異大小宜采用（A。變異系數(shù) B.方差 C.極差D.標準差 E.四分位數(shù)間距血清學滴資最常用來表示其平均水平的指標是（ C。算術平均數(shù) B.中位數(shù) C.幾何均數(shù)D.變異系數(shù) E.標準差最小組段無下限或最大組段無上限的頻數(shù)分布資，可用（C）描述其集中趨勢。均數(shù) B.標準差 C.中位數(shù)D.四分位數(shù)間距 E.幾何均數(shù)現(xiàn)有某種沙門菌食物中毒患者164的潛伏期資，宜用（ B）描述該資。算術均數(shù)與標準差 B.中位數(shù)與四分位數(shù)間距 C.幾何均數(shù)與標準差D.算術均數(shù)與四分位數(shù)間距E.中位數(shù)與標準差測某地 68人接種某疫苗后的抗體滴，宜用（C）反映其平均滴。算術均數(shù) B.中位數(shù) C.幾何均數(shù) 眾數(shù) 調和均二、分析題齡21-30齡21-3031-4041-5051-6061-70性別 男男男男男數(shù) 101481482372134922答案：性別21~3031~40齡組41~5051~6061~70男108822132214143749.某醫(yī)生在一個有5萬人口的社區(qū)進肺癌調查，通過隨機抽樣共調查2000人，全部調查工作在10天內完成調查內容包括病學資和臨床實驗室檢查資。調查結果于表 1。該醫(yī)生對表中的資進統(tǒng)計分析，認為男性肺癌的發(fā)病高于性，而死亡情況則完全相反。表1某社區(qū)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（%）發(fā)?。?）男10506350.00.579503266.70.32合計20009555.60.45答：否2）答：否3）應該如何做適當?shù)慕y(tǒng)計分析？表1某社區(qū)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（‰）男1050632.8575.714950322.1053.158合計2000952.54.53．1998國家第二次衛(wèi)生服務調查資顯示，城市婦分娩地點分布（ %）為醫(yī)院63.84，婦幼保健機構衛(wèi)生院7.63，其他7.77；農村婦相應的醫(yī)院20.38，婦幼保健機構4.66，衛(wèi)生院16.38，其他58.58。試說明用何種統(tǒng)計圖表達上述資最好。答：如，用柱狀圖表示：63.8458.5863.8458.58城市農村20.3820.7616.384.667.637.77醫(yī)院婦幼保健機構衛(wèi)生院其他6050403020100第三章 抽樣分布與參數(shù)估計習題一、選擇題1（E ）分布的資，均數(shù)等于中位數(shù)。A.對數(shù) B.正偏態(tài) C.負偏態(tài) D.偏態(tài) E.正態(tài)對數(shù)正態(tài)分布的原變X是一種（D）分布。A.正態(tài) B.近似正態(tài) C.負偏態(tài) D.正偏態(tài) E.對稱估計正常成性紅細胞計數(shù)的 95%醫(yī)學參考值范圍時，應用（A.。A.(x

1.96s,x1.96s) (x1.96s,x1.96s)B.x xB.C.E.

(x 1.645s )lgx lgx(x 1.645s )lgx lgx

D.(x1.645s)估計正常成男性汞含的 95%醫(yī)學參考值范圍時，應用。A.(x

1.96s,x1.96s) (x1.96s,x1.96s)B.x xB.C.E.

(x 1.645s )lgx lgx(x 1.645s )lgx lgx

D.(x1.645s)5．某人群某疾病發(fā)生的陽性數(shù)X陽性數(shù)X5．某人群某疾病發(fā)生的陽性數(shù)X陽性數(shù)X少于k人的概為（A。A.P(k)A.P(k)P(kP(n)B.P(k1)P(k2)C.P(0)P(k)D.P(0)P(kE.P(2)P(k)Piosson 分布的標準差和均數(shù)的關系是（C 。A. B. C.=2D.= E.與無固定關系533095%可信區(qū)間為。33A.330330B.33033A.330330B.3302.58330C.D.332.5833E.(3301.96330)/5Piosson分布的方差和均數(shù)分別記為2和，當滿足條件）時，Piosson 分布近似正態(tài)分布。接近0或1 B.2較小 C.較小D.接近0.5 E.

20二項分布的圖形取決于（C ）的大小。 B.n C.n與 D. E.10（C）小，表示用該樣本均數(shù)估計總體均數(shù)的可靠性大。A.CV B.S C.X

D.R E.

（E ）的概為 5％。XXA.1.96 B.1.96 C.2.58 D.t0.05/S E.t0.05/SXX1992隨機抽取100數(shù)的95%可信區(qū)間為（B。A.742.58410B.741.96410C.742.584D.7444E.741.964一藥廠為解其生產的某藥物（同一批次的有效成分含是否符合國家規(guī)定的標準，隨機抽取該藥10片得其樣本均數(shù)與標準差；估計該批藥劑有效成分平均含的95％可信區(qū)間時，應用。A.(Xt s ,Xt s ) B.(X1.96 ,X1.96 )X0.05/X 0.05/X X XXXC.(Xt s,Xt s) D.(XX0.05/0.05/E.(p1.96s ,p1.96s )p p

,X1.96 )1/201000IgG5.25％，估計該地人群腎綜合征出血熱陰性感染的95％可信區(qū)間時，應用。A.(Xt s ,Xt s ) B.(X1.96 ,X1.96 )X0.05/X 0.05/X X XXXC.(Xt s,Xt s) D.(XX0.05/0.05/E.(p1.96s ,p1.96s )p p

,X1.96 )在某地采用單純隨機抽樣方法抽取10萬人，進一傷害死亡回顧調查，得傷害死亡數(shù)為 60人；估計該每10萬人平均傷害死亡數(shù)的95％可信區(qū)間時，應用。A.(Xt s ,Xt s ) B.(X1.96 ,X1.96 )X0.05/X 0.05/X X XXXC.(Xt s,Xt s) D.(XX0.05/0.05/E.(p1.96s ,p1.96s )p p

,X1.96 )關于以0為中心的t分布，錯誤的是。A.相時，t越大，P越大 B.t分布是單峰分布WORD格式可編輯WORD格式可編輯專業(yè)技術分享專業(yè)技術分享C.時，tu D.t分布以0為中心，左右對稱E.t二、簡單題1、標準差與標準誤的區(qū)別與聯(lián)系(XX)(XX)2n1誤。標準差是個體差異或自然變異，能通過統(tǒng)計方法來控制。標準誤：

S nXn

，是估計均數(shù)抽樣誤差的大小?？梢杂脕砉烙嬁傮w均數(shù)的可信區(qū)間，進假設檢驗?？梢酝ㄟ^增大樣本來減少標準誤2、二項分布的應用條件（）各觀察單位只能具有兩種相互獨的一種結果（2）已知發(fā)生某結果的概為，其對結果的概為（ 1-）（3）n次試驗是在相同條件下獨進的，每個觀察單位的觀察結果會影響到其他觀察單位的結果。3、正態(tài)分布、二項分布、poisson分布的區(qū)別和聯(lián)系答：區(qū)別：二項分布、poisson分布是離散型隨機變的常見分布，用概函數(shù)描述其分布情況，而正態(tài)分布是連續(xù)型隨機變的最常見分布，用密函數(shù)和分布函數(shù)描述其分布情況。（二項分布與poissonn很小時，B(n,)近似服從poissonP(n)二項分布與正態(tài)分布的聯(lián)系，當n較大，接近 0也接近 1，特別是當和n(1)大于 5時二項分布近似正態(tài)分布poisson分布與正態(tài)分布的聯(lián)系，當 20時，poisson分布近似正態(tài)分布。三、計算分析題1、如何用樣本均數(shù)估計總體均數(shù)的可信區(qū)間答：用樣本均數(shù)估計總體均數(shù)有3種計算方法： n小，按tXt S,Xt S2（ X2

X）nu分布，按正態(tài)分布原，可信區(qū)間為(Xu2,

S ,Xu S )X X已知，按正態(tài)分布原，可信區(qū)間為(Xu X

,Xu )X2某市2002測得 120名11歲男孩的身高均數(shù)為標準差為同時測得120名11歲孩的身均數(shù)為148.1cm，標準差為7.1cm，試估計該地11歲男、童身高的總體均數(shù)，并進評價。答：本題男、童樣本均為 120名（大樣本，可用正態(tài)近似公

Xu

SX估計男、童身高的總體均數(shù)的95%置信區(qū)間。146.8男童的95%CI為

7.6120=（145.44，148.16）148.11.96*7.1童的 95%CI為 120=（146.83，149.37）31/203128.81群中登革熱血凝抑制抗體反應陽性的95%可信區(qū)間。p答:本中，S p

0.0881(10.0881(10.0881)312

pu Snp=312*0.0881=28>5,n(1-p)=284>

p進估計。登革熱血凝抑制抗體反應陽性的95%可信區(qū)間為（0.0881±1.96*0.016）=（0.0568，0.119）第四章 數(shù)值變資的假設檢驗習題一、選擇題在樣本均數(shù)與總體均數(shù)比較的t檢驗中，無效假設是。樣本均數(shù)與總體均數(shù)等 B.樣本均數(shù)與總體均數(shù)相等C.兩總體均數(shù)等 D.兩總體均數(shù)相等E.樣本均數(shù)等于總體均數(shù)在進成組設計的兩小樣本均數(shù)比較的t核對數(shù)據(jù) 作方差齊性檢驗 求均數(shù)、標準D.求兩樣本的合并方差 作變變換兩樣本均數(shù)比較時，分別取以下檢驗水準，以）所取第二類錯誤最小。A.0.01 B.0.05 C.0.10D.0.20 E.0.30正態(tài)性檢驗，按0.10檢驗水準，認為總體服從正態(tài)分布。該推斷有錯，其錯誤的概為（ D。A.大于0.10 B.小于0.10 C.等于0.10D.等于，而未知 E.等于1，而未知關于假設檢驗，下面哪一項說法是正確的。單側檢驗優(yōu)于雙側檢驗PH0犯錯誤的可能性很小采用配對t檢驗還是兩樣本t檢驗是由實驗設計方案決定的檢驗水準0.05用兩樣本u檢驗時，要求兩總體方差齊性假設一組正常人的膽固醇值和血磷值均近似服從正態(tài)分布為從同角來分析該兩項指標間的關系， 可選用：(E)配對t檢驗和標準差 變異系數(shù)和相關回歸分析C.成組t檢驗和F檢驗 變異系數(shù)和u檢驗E.配對t檢驗和相關回歸分析在兩樣本均數(shù)比較的t檢驗中，得到t能犯：(B)

P0.05，按0.05檢驗水準拒絕無效假設。此時可0.05/2,第Ⅰ類錯誤 B.第Ⅱ類錯誤 一般錯誤 錯誤較嚴重E.嚴重錯二、簡答題假設檢驗中檢驗水準P值的意義是么？為判斷拒絕或拒絕無效假設HPH規(guī)定的總體中隨機0 0抽樣時，獲得等于及大于（負值時為等于及小于）現(xiàn)有樣本統(tǒng)計的概。t檢驗的應用條件是么？答t（n5n30時的兩樣本均數(shù)比較時，要求兩樣本來自總體方差相等的總體比較Ⅰ型錯誤和Ⅱ型錯誤的區(qū)別和聯(lián)系。答Ⅰ型錯誤拒絕實際上成的 H，Ⅱ型錯誤拒絕實際上成的 H。通常，當樣本含變時， 越小，0 0越大；反之，越大，越小如何恰當?shù)貞脝蝹扰c雙側檢驗？答在一般情況下均采用雙側檢驗，只有在具有充足由可以認為如果無效假設H成，實際情況只能有一種0方向的可能時才考慮采用單側檢驗。三、計算題調查顯示，我國農村地區(qū)三歲男童頭圍均數(shù)為48.2cm，某醫(yī)生記錄某鄉(xiāng)村 20名三歲男童頭圍，資如下：48.2947.0349.1048.1250.0449.8548.9747.9648.1948.2549.0648.5647.8548.3748.2148.7248.8849.1147.86解檢驗假設H :,H0 0

:00.05這n20,X48.55,S0.700S/ n0.70/ 20t0S/ n0.70/ 20

48.5548.22.241,vn120119查t臨界值表，單側t于一般三歲男童

1.729,得P0.05,在0.05H0.05,19

,可以認為該地區(qū)三歲男童頭圍大分別從10乳癌患者化療前和化療后 1天的樣中測得白蛋白 (ALb,mg/L)的數(shù)據(jù)如試分析化療是否ALb的含有影響12345678123456789103.311.79.46.82.03.15.33.721.817.633.030.88.811.442.65.81.619.022.430.2解檢驗假設H :0 d

0,H: 01 d0.05這，n10,d120.9,d

3330.97,d12.09d2(dd2(d)2/n13330.97(120.9)2/10101dS / nd4.56/ 10t dS / nd4.56/ 10

12.09

2.653,v1019查表得雙側t 2.262,t2.262,P0.05,按0.05檢驗水準拒絕H,可以認為化療對乳腺癌患者ALb的0.05,9 0含有影響。某醫(yī)生進一項新藥臨床試驗，已知試驗組15人，心均數(shù)為 76.90，標準差為8.40；對照組16人，心數(shù)為73.10，標準差為6.84.試問在給予新藥治療之前，試驗組和對照組病人心的總體均數(shù)是否相同？解方差齊性檢驗H :22,H:220 1 2 1 1 20.05S2 8.402F 1 1.51,v15114,v

16115S2 6.842 1 22查F界值表，F(xiàn)

2.70,P0.05,在0.05水平上不能拒絕

,可認為該資方差齊。0.05(14,15) 0兩樣本均數(shù)比較的假設檢驗H :0 1

,H:2 1 1 20.05(n1)S2(n

1)S

(151)8.402(161)6.8422S2 2c

2nn21 2

1516

58.26S2(1/n1/n)1 2c1S2(1/n1/n)1 2c12

76.90

1.385258.26(1/151/16)vn58.26(1/151/16)1 2

21516229查臨界值表t 2.045,知P0.05,在0.05水準上尚不能拒絕H.所以可以認為試驗組和對照組0.05,29 0病人心的總體均數(shù)相同測得某市18歲男性20人的腰圍均值為76.5c標準差為10.6c性 25人的均值為69.2c標準差為6.5c根據(jù)這份數(shù)據(jù)可否認為該市18歲居民腰圍有性別差異？.解 方差齊性檢:H :22,H:2

S2 10.620 1 2 1 1

F 1 2.66,v20119,v

251240.05

S2 6.52 1 22查F界值表，F(xiàn)

1.94,P0.05,在0.05水平上拒絕

,可認為該資方差齊。0.05(19,24) 0兩樣本均數(shù)比較的假設檢驗H :0 1

,H:2 1 1 20.05t

XX

76.5

2.700412S2 S2n1n12S2 S2n1n21 210.626.522025 (S21v x1

S2)2x2

20 25

30S4 S

10.622

6.522nx x 11 n1

2

20

25201 251查臨界值表t 2.042,知P0.05,在0.05水準上拒絕H.所以根據(jù)這份數(shù)據(jù)可以認為該市18歲0.05,30 0居民腰圍有性別差異53~12150名，血漿視黃醇均數(shù)為1.21μmol/L，0.28μmol/L；3~121600.98μmol/L，0.34μmol/L.試問甲乙3~12解檢驗假設H :0 1

,H:2 1 1 20.05n這，

150,X1

1.21,S1

0.28n 160,X2

0.98,S2

0.34S2/nS2/n1 21 12 20.28S2/nS2/n1 21 12 20.282/1500.342/160

1.210.98

0.82在這u0.821.96,P0.05,按0.05檢驗水準尚能拒絕H,可以認為甲乙兩地3~12歲兒童血漿視黃0醇平均水平沒有差別第五章 方差分析習題一、選擇題完全隨機設計資的方差分析中，必然有（C 。SS組間

SS組內

MS組間

MS組內E.

＝SS總

＋SS組間 組

D.MS總

MS

＋MS組間 組組間 組內t2t檢驗結果（D。tF

方差分析結果準確Ft檢驗結果準確 D.完全等價且tF

E.論上一致在隨機區(qū)組設計的方差分析中，F(xiàn)處理

F0.05(12

，則統(tǒng)計推論是（A。各處組間的總體均數(shù)全相等各處組間的總體均數(shù)相等各處組間的樣本均數(shù)相等處組的各樣本均數(shù)間的差別均有顯著性各處組間的總體方差全相等隨機區(qū)組設計方差分析的實中有（E 。SS 會小于SS B.MS 會小于MS處理 區(qū)組 處理 區(qū)組C.F處理

值會小于 1 D.F區(qū)組

值會小于 1E.F值會是負數(shù)完全隨機設計方差分析中的組間均方是）的統(tǒng)計。表示抽樣誤差大小 B.表示某處因素的效應作用大小C.表示某處因素的效應和隨機誤差兩者綜合影響的結果。D.表示n個數(shù)據(jù)的離散程 E.表示隨機因素的效應大小完全隨機設計資，滿足正態(tài)性和方差齊性。要對兩小樣本均數(shù)的差別比較，可選擇。完全隨機設計的方差分析 B.u檢驗 C.配對t檢驗D.2檢驗 E.秩和檢驗配對設計資，滿足正態(tài)性和方差齊性。要對兩樣本均數(shù)的差別做比較可選擇（A 。隨機區(qū)組設計的方差分析 B.u檢驗 C.成組t檢驗D.2檢驗 E.秩和檢驗對k個組進多個樣本的方差齊性檢驗（Bartlett法，得

2 P0.05 0.05， 按 檢驗，可認為（B 。

0.05,A.2,2,,2全相等 B.2,2,,2全相等1 2 k 1 2 kC.S,S1 2

, ,Sk

全相等 D.X,1

, ,X2

全相等E.,1 2

, ,k

全相等變變換中的對數(shù)變換（xlgX或xlg(X)，適用于C ：使服從Poisson使方差齊的資達到方差齊的要求使服從對數(shù)正態(tài)分布的資正態(tài)化使輕偏態(tài)的資正態(tài)化XX0.5使較?。╔X0.5變變換中的平方根變換（x

x

，適用于A ：使服從Poisson使服從對數(shù)正態(tài)分布的資正態(tài)化使方差齊的資達到方差齊的要求使曲線直線化使較大（>70%）二、簡答題1、方差分析的基本思想及應用條件答：方差分析的基本思想就是根據(jù)試驗設計的類型，將全部測值總的離均差平方和及其自由分解為兩個或多個部分，除隨機誤差作用外，每個部分的變異可由某個因素的作用（或某幾個因素的交互作用）加以解釋，如組

可有處因素的作用加以解釋。通過比較同變異來源的均方，借助 F分布做出統(tǒng)計推斷，從而推組間論各種研究因素對試驗結果有無影響。方差分析的應用條件）各樣本是相互獨的隨機樣本，均服從正態(tài)分布；（）差相等，即具有方差齊性。2、在完全隨機設計資的方差分析與隨機區(qū)組設計資的方差分析在試驗設計和變異分解上有么同？總 組間 組答：完全隨機設計：采用完全隨機化的分組方法，將全部實驗對象分配g個處組（水平組），各組分別接同的處。在分析時，SS SS 總 組間 組隨機區(qū)組設計：隨機分配的次數(shù)要重復多次，每次隨機分配對同一個區(qū)組內的受試對象進，且各個處組受試對象數(shù)相同，區(qū)組內均衡。在分析時，SS

SS SS SS總處理 區(qū)組 組內總3、為何多個均數(shù)的比較能直接做兩兩比較的t檢驗？答：多個均數(shù)的比較，如果直接做兩兩比較的t檢驗，每次比較允許犯第Ⅰ類錯誤的概是 α，這樣做多次t一步進多個樣本均數(shù)間的多重比較4、SNK-q檢驗和Dunnett-t檢驗可用于均數(shù)的多重比較，它們有何同？答：SNK-q檢驗常用于探性的研究，適用于每兩個均數(shù)的比較Duunett-t檢驗多用于證實性的研究，適用于k-1個實驗組與對照組均數(shù)的比較。三、計算題1、某課題研究四種衣內棉花吸附十硼氫。每種衣各做五次測，所得數(shù)據(jù)如表 。試檢驗各種衣棉吸附十硼氫有沒有差異。表5-1各種衣間棉花吸附十硼氫衣1衣2衣3衣42.332.483.064.002.002.343.065.132.932.683.004.612.732.342.662.802.332.223.063.60采用完全隨機設計的方差分析，計算步驟如下：Ho:各個總體均數(shù)相等H1:各個總體均數(shù)相等或全相等α=0.05表5-1各種衣間棉花吸附十硼氫衣1衣衣1衣2衣3衣4合計2.332.483.064.002.002.343.065.132.932.683.004.612.732.342.662.802.332.223.063.60n 5 5i

5 5 20（N）2.9680（X）XiSi2.4640XiSi2.46400.36712.41200.17582.96800.17414.02800.9007SS S2 總= 總*總=0.809902*（20-1）=12.4629，

總=20-1=19SS n(X組間 i i

X

=5（2.4640-2.9680）2+5（2.4120-2.9680）2+5（2.9680-2.9680）2+5（4.0280-2.9680）2=8.4338，組間=4-1=3SS SS組間

組間=12.4629-8.4338=4.0292，

組內=20-4=16組間組間MS 組間組間組間組內組內MS 組內組內

4.0292

3=2.8113組內2.81130.2518=11.16

16=0.2518方差分析表變異來源SSνMSFP總12.462919組間8.433832.811311.16<0.01組內4.0292160.2518 F

7.51

F11.167.51按1

2=16F

0.01(2,16) ， ，故P<0.01。α=0.05HH，可以認為各種衣中棉花吸附十硼氫有差異。0 12、研究中國各地區(qū)農村3歲兒童的血漿視黃醇水平，分成三個地區(qū)：沿海、內陸、西部，數(shù)據(jù)如下表,問三個地區(qū)農村3歲兒童的血漿視黃醇水平有無差異。地區(qū)nXS沿海201.100.37內陸230.970.29西部190.960.30解：Ho:各個總體均數(shù)相等H1:各個總體均數(shù)相等或全相等α=0.0500SS n(X

X)2=0.2462，

組間=3-1=2組間 i iSS n組內 i

1）Si

2

組內=62-3=59組間組間MS 組間組間組間組內組內MS 組內組內組內

6.0713

2=0.123159=0.10290.12310.1029=1.20方差分析結果變異來源SSνMSFP總6.317561組間0.246220.12311.20>0.05組內6.0713590.1029 F

F1.203.93按1

2=59F

0.05(2,59) ， ，故P>0.05。按α=0.05水準尚能拒絕Ho,故可以認為各組總體均數(shù)相等3、將同性別、體重相近的同一配伍組的556305表5-2.大鼠經5種方法染塵后全肺濕重區(qū)組 對照 A組 B組

C組 D組第1區(qū)1.43.31.91.82.0第2區(qū)1.53.61.92.32.3第3區(qū)1.54.32.12.32.4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：處組間：Ho:各個處組的總體均數(shù)相等H1:各個處組的總體均數(shù)相等或全相等α=0.05區(qū)組間：Ho:各個區(qū)組的總體均數(shù)相等H1:各個區(qū)組的總體均數(shù)相等或全相等α=0.05表5-2.大鼠經5種方法染塵后全肺濕重WORDWORD格式可編輯專業(yè)技術分享專業(yè)技術分享區(qū)組 對照 A組

B組 C組 D組 n Xj j第1區(qū)1.43.31.91.82.052.0800第2區(qū)1.53.61.92.32.352.3200第3區(qū)1.54.32.12.32.452.5200第4區(qū)1.84.12.42.52.652.6800第5區(qū)1.54.21.81.82.652.3800第6區(qū)1.53.31.72.42.152.2000n6666630（N）iX )1.53333.80001.53333.80001.96672.18332.33332.3633(X0.13660.45610.25030.30610.25030.82816(SS )i (X)2SS 總

X2N

=19.8897，總

=30-1=29SS處理組

n(Xi i

X)2=17.6613,

處理組

=5-1=4SS n(X區(qū)組 j j

X)2=1.1697,區(qū)組

=6-1=5SS =19.8897-17.6613-1.1697=1.058 （5-6-=20誤差 誤差方差分析結果變異來源總SS19.8897ν變異來源總SS19.8897ν29MSFP處組17.661344.415383.41<0.01區(qū)組1.169750.23394.42<0.01誤差1.0587200.0529按1=4，

2=20F

F0.01(4,20)

，F(xiàn)83.415.17，故P<0.01。α=0.05H0

H1

，可以認為5種處間的全肺濕重全相等。 按1=5，

2=20F

F0.05(5,20)

，F(xiàn)4.423.29，故P<0.05。α=0.05HH60 14、對第1題的資進均數(shù)間的多重比較。解：采用SNK檢驗進兩兩比較。Ho:AB,即任兩對比較組的總體均數(shù)相等H1:AB,即任兩對比較組的總體均數(shù)相等WORD格式可編輯WORD格式可編輯專業(yè)技術分享專業(yè)技術分享α=0.05將四個樣本均數(shù)由小到大排，并編組次：均數(shù) 2.4120 2.4640 2.9680 4.0280組別 衣 2 衣 1 衣 3 衣 4組次 1 2 3 44個樣本均數(shù)兩兩比較的q檢驗(Newman-Keuls法)對比組兩均數(shù)之差組數(shù)Q值P值1與20.052020.2317>0.051與30.556032.4775>0.051與41.616047.2008<0.012與30.504022.2458>0.052與41.564036.9691<0.013與41.060024.7233<0.05按按α=0.054H,差異有統(tǒng)計學意義，其他兩兩比較拒絕H，差異無統(tǒng)計0 0學意義。即衣2與衣 4，衣1與衣 4，衣3與衣 4的棉花吸附十硼氫有差異，還能認為衣 1衣 2，衣 2與衣 3，衣 1與衣 3的棉花吸附十硼氫有差異。第章 分類資的假設檢驗習題一、選擇題2分布的形狀（D 。同正態(tài)分布 B.同t分布 為對稱分布D.與自由有關 E.與樣本含n有關四格表的自由（B 。一定等于1 B.一定等于1 C.等于數(shù)×數(shù)D.等于樣本含－1 E.等于格子數(shù)個樣本作比較，

20.01,4

，則在=0.05的檢驗水準下，可認為。A.各總體全相等 B.各總體均等 C.各樣本均等D.各樣本全相等 E.至少有兩個總體相等測得某地6094人的兩種血型系統(tǒng)，結果如下。欲研究兩種血型系統(tǒng)之間是否有聯(lián)系，應選擇的統(tǒng)計分析方是（B 。6094人的ABOMNABO血型M

MN血型N MNO431490902A388410800B495587950AB13717932A.秩和檢驗 B.2檢驗C.Ridit檢驗D.相關分析E.Kappa檢驗假定兩種方法檢測結果的假陽性和假陰性均很低。 現(xiàn)有50份血樣用甲法檢查陽性25份用乙法檢查陽性35份，兩法同為陽性和陰性的分別為23份和13份。欲比較兩種方法檢測結果的差別有無統(tǒng)計學意義，應選用（D。A.u檢驗 B.t檢驗 C.配對t檢驗D.配對四格表資的2檢驗 E.四格表資的2檢驗某醫(yī)師欲比較兩種療法治療2型病的有效有無差別，每組各觀察 30，應選用（C。兩樣本比較的u檢驗 兩樣本均數(shù)比較的u檢驗C.四格表資的2檢驗 D.配對四格表資的2檢驗E.四格表資2檢驗的校正公式用大劑 Vit.E治療產后缺乳，以安慰劑對照，觀察結果如下組，有效12，無效 6；安慰劑有效3，無效 9。分析該資，應選用（ D。t檢驗 B.2檢驗 C.F檢驗 D.Fisher確概法E.四格表資的2檢驗校正公式欲比較胞磷膽堿與經節(jié)苷酯治療腦血管疾病的療效，將78腦血管疾病患者隨機分為2組，結果如下。析該資，應選用（D 。兩種藥物治療腦血管疾病有效的比較組別 有效 無效 合計胞磷膽堿組46652經節(jié)苷酯組18826合計641478t檢驗 B.2檢驗 C.F檢驗 D.Fisher確概法E.四格表資的2檢驗校正公式當四格表的周邊合計數(shù)變，某格的實際頻數(shù)有變化，則其論頻數(shù)（ C。增大 B.減小 C.變 D.確定E.隨該格實際頻數(shù)的增減而增減對于總合計數(shù)n為500的5個樣本的資作 2檢驗，其自由為（D 。A.499 B.496 C.1 D.4 E.9個樣本作比較，

2

，則在=0.05的檢驗水準下，可認為。A.各總體均等 B.各總體全相等 C.各樣本均等D.各樣本全相等 E.至少有兩個總體相等某醫(yī)院用三種方案治療急性無黃疸性病毒肝炎254，觀察結果如下。欲比較三種方案的療效有無差別，選擇的統(tǒng)計分析方法是。組別西藥組中藥組中西醫(yī)結合組

三種方案治療肝炎的療效結果無效 好轉 顯效 痊愈49 31 5 1545 9 22 415 28 11 20秩和檢驗 B.2檢驗 C.t檢驗 D.u檢驗 E.Kappa檢驗某實驗室分別用乳膠凝集法和免疫熒光法對58名可疑系統(tǒng)紅斑瘡患者血清中抗核抗體進測定： 乳膠法陽性13，免疫法陽性 23，兩法同為陽性和陰性的分別為11和 33。欲比較兩種方法檢測結果的差別有統(tǒng)計學意義，應選用。u檢驗 B.t檢驗 C.配對t檢驗D.配對四格表資的2檢驗 E.四格表資的2檢驗某醫(yī)師欲比較兩種藥物治療高血壓病的有效有無差別，每組各觀察 35，應選用（ CA.兩樣本比較的u檢驗 兩樣本均數(shù)比較的u檢驗C.四格表資的

2檢驗 配對四格表資的2檢驗E.四格表資的2檢驗校正公式某醫(yī)師為研究乙肝免疫球蛋白預防胎兒宮內感染HBV的效果將33 HBsAg陽性孕婦隨機分為預防注射（22）和非預防組（11），觀察結果為：預防注射組感染18.18%，非預防組感染45.45用（D。t檢驗 B.2檢驗 C.F檢驗 D.Fisher確概法E.四格表資的2檢驗校正公式用蘭芩口服液治療慢性炎患者34，有效者31；用銀黃口服液治療慢性炎患者 26，有效者18分析該資，應選用（ E。t檢驗 B.2檢驗 C.F檢驗 D.Fisher確概法E.四格表資的2檢驗校正公式二、簡答題1．出2檢驗的用途？答推斷兩個總體間或者構成比見有無差別；多個總體間或構成比間有無差別；多個樣本比較的的2分割兩個分類變之間有無關聯(lián)性以及頻數(shù)分布擬合優(yōu)的 2檢驗2．2檢驗的基本思想？答：2值反映實際頻數(shù)與論頻數(shù)的吻合程， 檢驗假設H成，實際頻數(shù)與論頻數(shù)的差值會小，則20值也會小；反之，檢驗假設H成，實際頻數(shù)與論頻數(shù)的差值會大，則 2值也會大。03．四格表資的2檢驗的分析思？（1）當n40且所有的T5時，用2檢驗的基本公式或四格表資2檢驗的專用公式；當p時，改用四格表資的Fisher22

(AT)2T(adbc)2n(ab)(cd)(ac)(bd)當n40，但有1T5時，用四格表資2檢驗的校正公式或改用四格表資Fisher(adbcn(adbcn2)2nc

(ab)(cd)(ac)(bd)當n40，或T1時，用四格表資的Fisher三、問答題1．R×C表的分析思1．答：R×C表可分為雙向無序、單向有序、雙向有序屬性相同和雙向有序屬性同四類雙向無序R×C表 R×C表中的兩個分類變皆為無序分類變。對于該類資①研究目的為多個樣本（或構成比）的比較，可用×表資的 2檢驗；②研究目的為分析兩個分類變之間有無關聯(lián)性以及關系的密程時，可用×表資的 2檢驗以及Pearson聯(lián)系數(shù)進分析。R×C表有兩種形式：一種是R×C通常是多個構成比的比較，此種單向有序R×C表可用×表資的 2檢驗；另一種情況是R×C表中的分組變?yōu)闊o序的，而指標變是有序的。其研究目的通常是多個等級資的比較，此種單向有序R×C表資宜用秩和檢驗或Ridit分析。雙向有序屬性相同R×C2×23（Kappa。雙向有序屬性同R×C表 表中兩分類變皆為有序的，但屬性同。對于該類資：①研究目的為分析同齡組患者療效間有無差別時，可把它視為單項有序 R×C表資，選用秩和檢驗；②研究目的為分析兩個有序分類變間是否存在相關關系，宜用等級相關分析或 Pearson積矩相關分析；③研究目的為分析兩個有序分類變間是否存在線性變化趨勢，宜用有序分組資的線性趨勢檢驗。四、計算題據(jù)以往經驗，新生兒染色體異常一般為1%，某院觀察當?shù)?0005地新生兒染色體異常是否低于一般？（）建檢驗假設，確定檢驗水準H:0.010H:0.011單側0.05（2）計算統(tǒng)計u值，做出推斷結論本 0.01，1 10.011000，根據(jù)題意0 00.0050.010.010.0050.010.010.991000(1)n00 0(1)n00 0（3）確定P值，做出推斷結論。u1.589，P>0.05,按0.05的檢驗水準，拒絕H0,尚能認為該地新生兒染色體異常低于一般現(xiàn)用某種新藥治療患者400，治愈369500477物的治愈是否相同？（）建檢驗假設，確定檢驗水準H:0 1 2H:1 1 2單側0.05（2）計算統(tǒng)計，做出推斷結論本 0.01，p0

369/4000.9225,p2

477/5000.954,p (369477)/(400500)0.94，根據(jù)題意c12p(1p)( )1 1c cn n1 20.940.06(12p(1p)( )1 1c cn n1 20.940.06(1400 5001)（3）確定P值，做出推斷結論。u1.9773，P<0.05,按0.05的檢驗水準，拒絕HH，可以認為這兩種藥物的治愈同。0 1的總體緩解是否同？兩種療法的緩解的比較效果緩解未緩解單純化療15緩解未緩解單純化療15203542.86復合化療1852378.26合計33255856.90

緩解（%）（）建檢驗假設，確定檢驗水準H: 兩法總體緩解相同0 1 2H: 兩法總體緩解同1 1 2雙側0.05計算統(tǒng)計，做出推斷結論本 n=58,最小 論頻數(shù)

=2325

9.9144，用四格表資 的2檢驗專用公式(1551820)258

RC 582 7.094 135233325確定P2(0.05,1)同。

3.84，P<0.05,在0.05的檢驗水準下，差異有統(tǒng)計學意義，可以認為兩種治療方案的總體緩解的檢測結果有無差別？兩種方法的檢測結果唾液 血清 合計+－+151025－21315合計172340（）建檢驗假設，確定檢驗水準H:BC 兩種方法的檢測結果相同0H:BC 兩種方法的檢測結果同1雙側0.05計算統(tǒng)計，做出推斷結論(1021)2本 b+c=12<40,用配對四格表資的2檢驗校正公式(1021)2

10

4.083 1確定P24.083，P<0.05,在0.05的檢驗水準下，差異有統(tǒng)計學意義，可以認為兩種方法的檢測結果同。250IL-8與MMP-9水平，結果如下表，問兩種檢測指標間是否存在關聯(lián)？血清IL-8與MMP-9水平IL-8ⅠⅡⅢⅠⅠⅡⅢⅠ225027Ⅱ187020108Ⅲ05560115合計4013080250（）建檢驗假設，確定檢驗水準H:兩種檢測指標間無關聯(lián)0H: 兩種檢測指標間有關聯(lián)1雙側0.05（2）計算統(tǒng)計，做出推斷結論 A2本為雙向無序R×C表,用式2

1)求得nnRC2250(

222

52

182 702 202 552 602 1)129.82740 27130 10840 108130 10880 115130 11580(31)(31)4（3）確定P值，做出推斷結論。2n222n2聯(lián)系數(shù) r p

0.5846，可以認為兩者關系密。第七章 非參數(shù)檢驗習題一、 選擇題配對比較秩和檢驗的基本思想是：檢驗假設成，則對樣本來說（ A A．正秩和與負秩和的絕對值會相差很大 B．正秩和與負秩和的絕對值相等C．正秩和與負秩和的絕對值相差很大 能得出結論E．以上對設配對資的變值為 X和X ，則配對資的秩和檢驗是（ E。1 2把X和X 的差數(shù)從小到大排序 B．分別按X和X 從小到大排序1 2 1 2C．把X和X 綜合從小到大排序 D．把X和X 的和數(shù)從小到大排序1 2 1 2E．把X和X 的差數(shù)的絕對值從小到大排序1 2下哪項是非參數(shù)統(tǒng)計的優(yōu)點（ D。A．受總體分布的限制 適用于等級資C．適用于未知分布型資 D．適用于正態(tài)分布E．適用于分布呈明顯偏態(tài)的資等級資的比較宜采用（A 。秩和檢驗B．F檢驗 t檢驗

2檢驗 u檢驗在進成組設計兩樣本秩和檢驗時，以下檢驗假設哪種是正確的（ DA．兩樣本均數(shù)相同 兩樣本的中位數(shù)相同C．兩樣本對應的總體均數(shù)相同 D．兩樣本對應的總體分布相同E．兩樣本對應的總體均數(shù)同6．以下檢驗方法中，屬于非參數(shù)檢驗方法的是（ E。Friedman檢驗 符號檢驗 C．Kruskal-Wallis檢D．Wilcoxon檢驗 t檢驗7．成組設計兩樣本比較的秩和檢驗中，描述正確的是（C 。A．將兩組數(shù)據(jù)統(tǒng)一由小到大編秩B．C．D．E．遇有相同數(shù)據(jù)，在同一組，取平均致詞二、簡答題1．答（1）資符合參數(shù)統(tǒng)計法的應用條件（總體為正態(tài)分布、且方差相等）或總體分布類型未知； 2）等級資；（3）分布呈明顯偏態(tài)又無適當?shù)淖冝D換方法使之滿足參數(shù)統(tǒng)計條件；（4）在資滿足參數(shù)檢驗的要求時，應首選參數(shù)法，以免低檢驗效能2．你學過哪些設計的秩和檢驗，各有么用途？（）配對設計的符號秩和檢驗Wilcoxon配對法）是推斷其差值是否來自中位數(shù)為的總體的方法，可用于配對設計差值的比較和單一樣本與總體中位數(shù)的比較）成組設計兩樣本比較的秩和檢驗Wilcoxon兩樣本比較法）用于完全隨機設計的兩個樣本的比較，目的是推斷兩樣本分別代表的總體分布是否吸納共同（3）成組設計多樣本比較的秩和檢驗Kruskal-Wallis檢驗別代表的總體的分布有無差別（4）隨機區(qū)組設計資的秩和檢驗（Friedman檢驗較。3試寫出非參數(shù)統(tǒng)計方法的主要優(yōu)缺點（1）適用范圍廣，受總體分布的限制；2）對數(shù)據(jù)的要求嚴；（3）缺點：如果對符合參數(shù)檢驗的資用非參數(shù)檢驗，因能充分用資提供的信息，會使檢驗效能低于非參數(shù)檢驗；要使檢驗效能相同，往往需要大的樣本含。三、計算題8份血清分別用HITAH7600（儀器一）和OLYMPUSAU640（儀器二）乳酸脫氫酶LD，結果見表7-。問兩種儀器所得結果有無差別？表7-18份血清用原法和新法測血清乳酸脫氫酶（U/L）的比較編號儀器一儀器二11001202121130322022541862005195190615014871651808170171解：建檢驗假設，確定檢驗水準H：用方法一和方法二測得乳酸脫氫酶含的差值的總體中位數(shù)為，即 M 0dH:M 0d0.05計算檢驗統(tǒng)計T值①求各對的差值 見表7-4第（4）欄。②編秩 見表7-4第（5）欄。③求秩和并確定統(tǒng)計T。T

5.5 T

30.5 取T5.5。P值，做出推斷結論本中n8T5.5，查附表TP0.05；按照0.05H0H1。認為用方法一和方法二測得乳酸脫氫酶含差別有統(tǒng)計學意義。表7-48份血清用原法和新法測血清乳酸脫氫酶（U/L）的比較編號原法新法差值d秩次（1）（2）（3）（4）=（2）—（3）（5）1100120-20-82121130-9-53220225-5-3.54186200-14-6519519053.56150148227165180-15-78170171-1-1T 5.5T 30.540名被動吸煙者和38名非被動吸煙者的碳氧血紅蛋白HbCO(%)含見表 7-2。問被動吸煙者的HbCO(%)是否高于非被動吸煙者的HbCO(%)含？7-2吸煙工人和吸煙工人的HbCO(%)含比較含被動吸煙者非被動吸煙者合計很低123低82331中161127偏高10414高404解：（1）建檢驗假設，確定檢驗水準H：被動吸煙者的HbCO(%)與非被動吸煙者的HbCO(%)含總體分布相同0H：被動吸煙者的HbCO(%)與非被動吸煙者的HbCO(%)含總體分布同10.05（2）計算檢驗統(tǒng)計T值①編秩②求秩和并檢驗統(tǒng)計T1909，T1

1237.5,n1

39，n2

40，故檢驗統(tǒng)計T1909，因n1

39，需要用u檢驗；又因等級資1909190939(791)20.53940(791)12u

3.417C1

(t3tj

3)31)(27327)14)(434))(N3N)1 0.89479379Cu Cc

3.417 0.8943.614（3）確定P值，做出推斷結論u 3.6141.96cP按檢驗水準拒絕H接受H認為被動吸煙者的HbCO(%)與非被動吸煙者的HbCO(%)0 1含總體分布同表7-5吸煙工人和吸煙工人的HbCO(%)含比較WORDWORD格式可編輯專業(yè)技術分享專業(yè)技術分享人數(shù)含被動吸煙者非被動吸煙者合計

秩次范平均秩次圍

秩和被動吸煙者 非被動吸煙者1） （2） （3） （4）（） （）7（（6（8（3（6）很低1231~3224低823314~3419152437中16112734~6147.5760522.5偏高1041462~7568.5685274高40476~7977.53100合計394079——19091237.5受試者4個受試者的收縮壓值有無顯著差別？表7-3 四種防護服與收縮壓值受試者編號防護服A防護服B防護服C防護服D1115135140135212212513512031101301361304120115120130解：關于四種防護服對收縮壓的影響：建檢驗假設，確定檢驗水準H：穿四種防護服后收縮壓總體分布相同0H：410.05計算統(tǒng)計M值①編秩②求秩和并計算檢驗統(tǒng)計6159.59.5T 10，M(610)2(9.510)2(1510)2(9.510)241.543）確定P值，做出推斷結論處組數(shù)k4，配伍組數(shù)b4

52M41.552P0.05，按0.05檢驗水準拒0.05(4,4)絕H，尚能認為同防護服對收縮壓影響有差別。0表7-5 關于四種防護服對收縮壓的影響受試者編號

防護服A

防護服B

防護服C

防護服D收縮壓秩次收縮壓秩次收縮壓秩次收縮壓秩次111511352.514041352.52122212531354120131101135313641302412021151126313046T6i關于四個受試者收縮壓值的差別：

9.5 15

9.5WORD格式可編輯WORD格式可編輯專業(yè)技術分享專業(yè)技術分享建檢驗假設，確定檢驗水準H：四個受試者的收縮壓值沒有差別0H：四個受試者的收縮壓值同10.05計算統(tǒng)計M值①編秩②求秩和并計算檢驗統(tǒng)計T13.59107.5104M(13.510)2(910)2(1010)2(7.510)219.5P值，做出推斷結論處組數(shù)k4，配伍組數(shù)b4

52M19.552P0.05，按0.05檢驗水準拒0.05(4,4)絕H，尚能認為四個受試者的收縮壓值有差別。0表7-6 關于四個受試者收縮壓值的差別受試者編號

防護服A 防護服B 防護服C 防護服D Ti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 直線回歸與相關習題一、選擇題直線回歸中，如果自變X乘以一個為0或1的常數(shù)，則有。截距改變 B.回歸系數(shù)改變 C.兩者改變D.兩者改變 E.以上情況有可能如果直線相關系數(shù)r1，則一定有。SS總

SS殘

＝SS殘

＝SS總 SS總SS回 E.以上正確相關系數(shù)r與決定系數(shù)r2在含義上是有區(qū)別的，下面的幾種表述，哪一種最正確。r值的大小反映兩個變之間是否有密的關系r值接近于，表明兩變之間沒有任何關系r值接近于，表明兩變之間有曲線關系r2值接近于，表明直線回歸的貢獻很小r2值大小反映兩個變之間呈直線關系的密程和方向同地區(qū)水中平均碘含與地方性甲狀腺腫患病的資如下：地區(qū)編號1234……17碘含（單位）10.02.02.53.5……24.5患?。ǎィ?0.537.739.020.0……0.0研究者欲通過碘含來預測地方性甲狀腺腫的患病，應選用（ B 。相關分析 回歸分析 等級相關分析D.2檢驗 E.t檢驗X與Y的標準差相等時，以下敘述（B）正確。ba B.br C.b1D.r1 E.用直線回歸估計X值所對應Y值的均數(shù)可信區(qū)間時（E ）可減小區(qū)間長。增加樣本含 B. X值接近其均數(shù) C.減小剩余標準差D.減小可信 E.以上可以1有兩組適合于作直線相關分析的實驗資（按專業(yè)知識應取雙側檢驗）1組資：1

5，r1

0.857；2第2組資：n2

8，r2

0.712。在沒有詳細資和各種統(tǒng)計用表的條件下，可作出的結論是（A 。2缺少作出明確統(tǒng)計推斷的依據(jù) 因n2

n，故r212

有顯著性意義C.因rr，故r有顯著性意義 D.r、

有顯著性意義1 2 1 1 2E.r

沒有顯著性意義1 2某監(jiān)測站同時用極譜法和碘法測定水中溶解氧的含， 結果如下擬用極譜法替代碘法測定水中溶氧的含，應選用（B 。水樣號12345678910極譜法（微安值）5.35.22.13.03.32.83.46.86.36.5碘法（mg/L）5.855.800.331.962.771.582.327.797.567.98相關分析 回歸分析 等級相關分析D.2檢驗 E.t檢驗對兩個數(shù)值變同時進相關和回歸分析， r有統(tǒng)計學意義（P0.05，(B)A．b無統(tǒng)計學意義 b有統(tǒng)計學意C．能肯定b有無統(tǒng)計學意義 D．以上是某醫(yī)師擬制作標準曲線，用光密值來推測食品中亞硝酸鹽的含，應選用的統(tǒng)計方法是 (B)A．t檢驗B．回歸分析 相關分析 D．2檢11．在直線回歸分析中，回歸系數(shù)b的絕對值越(D)A．所繪制散點越靠近回歸線 B．所繪制散點越遠離回歸C．回歸線對x軸越平坦 回歸線對x軸越陡12．根據(jù)觀測結果，已建 y關于x的回歸方程y2.03.0x，x變化1個單位，y變化幾個單位A．1 B．2 13．直線回歸系數(shù)假設檢驗t，其自由為（A．n2 B．n1 C．2n1 D．2(n1) E．n二、簡答題詳述直線回歸分析的用途和分析步驟。答：用途：①定描述兩變之間的依存關系：對回歸系數(shù) b進假設檢驗時， P，可認為兩變間存在直線回歸關系用回歸方程進預測：把預報因子（即自變 X）代入回歸方程對預報（即因變 Y）估計，即可得到個體Y值的容許區(qū)間用回歸方程進統(tǒng)計控制：規(guī)定 Y值的變化，通過控制X的范圍實現(xiàn)統(tǒng)計控制的目標。分析步驟：①首先控制散點圖：提示有直線趨勢存在，可作直線回歸分析；提示無明顯線性趨勢，則根據(jù)散及時復核檢查。②求出直線回歸方程abXblXYl

，aY?bX?③對回歸系數(shù)b進假設檢驗：方差分析，基本思想是將因變YSS總。t

分解為SS回歸

XXSS剩余

，然后用F檢驗來判斷回歸方程是否成檢驗基本思想是用樣本回歸系數(shù)b與總體均數(shù)回歸系數(shù)進比較來判斷回歸方程是否成， 實際應用中用r的檢驗來代替的檢驗。④直線回歸方程的圖示⑤回歸方程擬合效果評價：決定系數(shù)R2R20.9說明回歸能解釋90%，此方程較好

(y)2(yy)2

SS回歸，SS總校正決定系數(shù)R2adj

⑥直線回歸方程的區(qū)間估計：總體回歸系數(shù)的區(qū)間估計；Y?

的區(qū)間估計；個體值Y的容許區(qū)間直線相關與直線回歸的聯(lián)系和區(qū)別。答：區(qū)別（1）資要求同 相關要求兩個變是雙變正態(tài)分布；回歸要求應變 Y服從正態(tài)分布，而自變X

（2）統(tǒng)計意義同 相關反映兩變間的伴隨關系這種關系是相互的，對等的；一定有因果關系；回歸則反映兩變間的依存關系，有自變與應變之分，一般將“因或較測定、變異較小者定為自變。這種依存關系可能是因果關系或從屬關系分析目的同 相關分析的目的是把兩間直線關系的密程及方向用一統(tǒng)計指標表示出來；回歸分析的目的則是把自變與應變間的關系用函數(shù)公式定表達出來聯(lián)系（變間關系的方向一致 對同一資，其r與b的正負號一致2假設檢驗等價對同一樣本t t，lYYlYYlXX由于tb

計算較復雜，實際中常以r的假設檢驗代替對b（3）r與b值可相互換算br

（4）相關和回歸可以相互解釋簡述直線回歸分析的含義，寫出直線回歸分析的一般表達式，試述該方程中各個符號的名稱及意義。地描述它們之間的數(shù)依存關系，這就是直線回歸分析。一般表達式：Yi

Xi

X和Yi i

分別為第i個體的自變和應變取值。 稱為截矩，為回歸直線或其延長線與y軸交點的縱坐標。稱為回歸直線的斜。i

為誤差。寫出直線回歸分析的應用條件并進簡要的解釋。答：線性回歸模型的前提條件是線性、獨、正態(tài)與等方差。線性是指任意給定的X所對應的應變Y的總體均數(shù)與自變 X呈線性關系獨是指任意兩個觀察單位之間相互獨。否則會使參數(shù)估計值夠準確和確。（3）正態(tài)性是指對任意給定的X值，Y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值相對應的那個點的縱坐標。(4)等方差是指在自變X的取值范圍內，論X取么值，Y有相同的方差線方程分析兩變間的關系。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、計算題某研究人員測定12名健康婦的齡 X（歲）和收縮壓Y（KPa，測數(shù)據(jù)見表1，X（歲）Y（KPa）

表8-1 12名健康婦齡和收縮壓的測數(shù)據(jù)59427236634755493842686019.616.659427236634755493842686019.616.621.215.719.817.019.919.315.318.620.120.5078367333799

34761，Y224.25，Y24234.141，XY12026.77X與Y之間的直線回歸方程解l XX

X2

(X)2n

3476163121580.9212l XY(X)(YXY n

12026.77631224.25234.9612X52.58，Y18.69lb lXX

234.961580.92

0.149，aYbX18.690.14952.5810.856故所求直線回歸方程為Y

10.8560.149X.X與Y之間的直線關系是否存在？）H0，即認為健康婦的齡與收縮壓之間存在直線關系0H0，即認為健康婦的齡與收縮壓之間存在直線關系10.05SS

Y2

(Y)2

4234.141224.25243.469

，n111，總 YYSS

l2lXY

n 12 總，234.96234.920 v 1，1580.92回歸 XYSS SS剩余

XXSS回歸

回歸43.46934.9208.549，v剩余

n210MSF MS剩余

34.9208.54910

40.85。由v1，v1

10P0.05H0

，接受H1

。故可認為健康婦的齡與收縮壓之間存在直線關系95%可信區(qū)間。MSS b l

8.549101580.92

0.023，

2.228，則總體回歸系數(shù)的95%可信區(qū)間為0.05/2,10XX(0.1492.2280.020.1492.2280.023)(0.090.200)用AB兩種放射線分別局部照射家兔的某個部位，觀察照射同時間放射性急性皮膚損傷程（見表 8-2）問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（評分）時間（分）X

皮膚損傷程AY BY1 231.02.331.02.362.55.093.67.61210.015.21515.318.01825.027.62．解：2132.340.2（1）分別求出X與Y、Y1 2

之間的回歸直線Y~X：Y1

1.7929X8.7，r20.9277（P0.05）Y~X：2.0155X7.6286，r20.929（P0.05）2 2（2）H：00 1 2H：01 1 20.05計算t值：(Y

[(XX)(YY)]2 Y)2 1 1 63.141 1 1 1[(XX

Y

(XX)2(Y)2(YY)2

2 2 78.256792 2 2

(XX)2S2

(Y)2(Y1 1

2

14.139c (n1

2)(n2

2)S2S2c1X X12 X1X2212bb

0.3321 2bt 1S

b20.6704bb1 2查t值表，做結論以v77410查表得，tt 0.700，故P0.5，拒絕H，尚能認為兩樣本回歸系數(shù)相差顯著0.5,10 0某學校為調查學生學習各科目之間的能遷移問題，特抽取 15名學生的歷史與語文成績見表，請計算相關程并進假設檢驗。1234567123456789101112131415889583937678858490818073797295788583907580838585827580867590學生編號歷史X語文Y解：由以上數(shù)據(jù)計算得：（1）X1252，Y1232，X2105288，Y2101532，XYl 787.73，lXX YYl

343.73，lXY

378.07l lXXYY則相關系數(shù)r XY 0.7266l lXXYY（2）H：00H：010.05本題n15r0.7266，1r2n1r2n2得

3.813

vn21310.72662152查tP0.005。按10.726621520 1關系。在高血壓腦出血微創(chuàng)外科治療預后因素的研究中，調查13的術前 GCS值與預后，見表，試作等級相關析。表8-4 高血壓腦出血微創(chuàng)外科治療術前GIS值與預后評測編號12345678910111213術前GSC值7.011.04.06.011.014.05.05.013.012.014.06.013.0預后評測分值6.07.02.55.48.39.03.94.68.67.99.25.68.7解：將兩個變的觀察值分別由小到大編秩求各觀察單位的兩變的秩次之差d、d的平方d2及其總和 d2，

n13，

d25.5rs

1

6 d2n(n21)

1 65.5 0.985。13(1321)對該相關系數(shù)進假設檢驗：（5）H： 00 sH： 01 s0.05查表得，rs0.001(13)

0.824，故P0.001，按0.05水準拒絕，接受，可以認為在高血壓腦出血微創(chuàng)外科治療中，術前GSC值與預后之間存在正相關關系表8-5 高血壓腦出血微創(chuàng)外科治療術前GIS值與預后評測編號 術前GSC值

預后評測分值

d d2X 秩次 Y 秩次（1）（2）（3）（4）（5）（6）=（3）-（5）（7）17.066.0600211.07.57.070.50.2534.012.510046.04.55.440.50.25511.07.58.39-1.52.25614.012.59.0120.50.2575.02.53.920.50.2585.02.54.63-0.50.25913.010.58.6100.50.251012.097.98111114.012.59.213-0.50.25126.04.55.65-0.50.251313.010.58.711-0.50.25合計5.5第九章 協(xié)方差分析習題問答題2．協(xié)方差分析的應用條件3．協(xié)方差分析的步驟第十章 實驗設計概述習題一、選擇題某項關于某種藥物的廣告聲稱：“在服用本制000名上呼吸道感染的兒童中97