醫(yī)學(xué)統(tǒng)計學(xué)課后習(xí)題答案解析醫(yī)學(xué)統(tǒng)計學(xué)課后習(xí)題答案解析58/58醫(yī)學(xué)統(tǒng)計學(xué)課后習(xí)題答案解析醫(yī)學(xué)統(tǒng)計學(xué)第一章緒論答案名詞解說：1）同質(zhì)與變異：同質(zhì)指被研究指標(biāo)的影響要素相同，變異指在同質(zhì)的基礎(chǔ)上各察看單位（或個體）之間的差異。2）整體和樣本：整體是依據(jù)研究目確實定的同質(zhì)察看單位的全體。樣本是從整體中隨機抽取的部分察看單位。3）參數(shù)和統(tǒng)計量：依據(jù)整體個體值統(tǒng)計算出來的描繪整體的特點量，稱為整體參數(shù)，依仍舊本個體值統(tǒng)計計算出來的描繪樣本的特點量稱為樣本統(tǒng)計量。4）抽樣偏差：由抽樣造成的樣本統(tǒng)計量和整體參數(shù)的差異稱為抽樣偏差。5）概率：是描繪隨機事件發(fā)生的可能性大小的數(shù)值，用p表示6）計量資料：由一群個體的變量值組成的資料稱為計量資料。7）計數(shù)資料：由一群個體按定性因數(shù)或種類盤點每類有多少個個體，稱為計數(shù)資料。。8）等級資料：由一群個體按等級因數(shù)的級別盤點每類有多少個體，稱為等級資料。是非題：1.×2.×3.×4.×5.√6.√7.×單項選擇題：1.C2.E3.D4.C5.D6.B第二章計量資料統(tǒng)計描繪及正態(tài)散布答案名詞解說：1.平均數(shù)是描繪數(shù)據(jù)散布集中趨向（中心地點）和平均水平的指標(biāo)2.標(biāo)準(zhǔn)差是描繪數(shù)據(jù)散布失散程度（或變量變化的變異程度）的指標(biāo)3.標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)散布以μ依據(jù)均數(shù)為0、標(biāo)準(zhǔn)差為1的正態(tài)散布，這類正態(tài)散布4.稱為標(biāo)準(zhǔn)狀態(tài)散布。參照值范圍參照值范圍也稱正常值范圍，醫(yī)學(xué)上常把把絕大部分的某指標(biāo)范圍稱為指標(biāo)的正常值范圍。填空題：計量，計數(shù)，等級設(shè)計，采集資料，解析資料，整理資料。u（變量變換）標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)散布、0、14.1.962.58%95%99%%均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差全距、方差、標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)8.1.962.58全距R10.查驗水平、明顯性水平、、（）80%90%95%99%95%95%99%集中趨向、失散趨向中位數(shù)同質(zhì)基礎(chǔ)，合理分組均數(shù)，均數(shù)，μ，σ，規(guī)律性標(biāo)準(zhǔn)差單位不一樣樣樣，均數(shù)相差較大是非題：1.×2.√3.×4.×5.×6.√7.√8.√9.√10.√11.√12.√13.×14.√15.√16.×17.×18.×19.√20.√21.√單項選擇題：1.B2.D3.C4.A5.C6.D7.E8.A9.C10.D11.B12.C13.C14.C15.A16.C17.E18.C19.D20.C21.B22.B23.E24.C25.A26.C27.B28.D29.D30.D31.A32.E33.D34.A35.D36.D37.C38.E39.D40.B41.C42.B43.D44.C45.B問答題：1．均數(shù)﹑幾何均數(shù)和中位數(shù)的適用范圍有何異同答:相同點,均表示計量資料集中趨向的指標(biāo)。不一樣樣樣點:表2-5.表2-5均數(shù),幾何均數(shù)和中位數(shù)的相異點平均數(shù)均數(shù)幾何均數(shù)中位數(shù)

意義應(yīng)用途合平均數(shù)目水平應(yīng)用甚廣,最適用于對稱散布,特別是正態(tài)散布平均增減倍數(shù)①等比資料；②對數(shù)正態(tài)散布資料位次居中的觀①偏態(tài)資料；②散布不明資料；③散布一端或兩察值水平端出現(xiàn)不確立值2．中位數(shù)與百分位數(shù)在乎義上﹑計算和應(yīng)用上有何差異與聯(lián)系答:1）意義：中位數(shù)是百分位中的第50分位數(shù)，常用于描繪偏態(tài)散布資料的集中地點，反應(yīng)位次居中的察看值水平。百分位數(shù)是用于描繪樣本或整體察看值序列在某百分地點的水平，最常用的百分位是P50即中位數(shù)。多個百分位數(shù)聯(lián)合使用，可更全面地描繪整體或樣本的散布特點。（2）計算：中位數(shù)和百分位數(shù)均可用同一公式計算，即Px=L+（i/fx）（n·x%-ΣfL）可依據(jù)研究目的選擇不一樣樣樣的百分位數(shù)代入公式進行計算解析。（3）應(yīng)用：中位數(shù)常用于描繪偏態(tài)散布資料的集中趨向；百分位數(shù)常用于醫(yī)學(xué)參照值范圍確實定。中位數(shù)常和其余分位數(shù)聯(lián)合起來描繪散布的特點，在實質(zhì)工作中更加常用。百分位數(shù)還可以夠夠用來描繪變量值的失散趨向（四分位數(shù)間距）。3．同一資料的標(biāo)準(zhǔn)差能否必然小于均數(shù)答：不用然。同一資料的標(biāo)準(zhǔn)差的大小與均數(shù)沒關(guān)，主要與本資料的變異度相關(guān)。變異大，標(biāo)準(zhǔn)差就大，有時比均數(shù)大；變異小，標(biāo)準(zhǔn)差小。4．測得一組資料，如身高或體重等，從統(tǒng)計上講，影響其標(biāo)準(zhǔn)差大小的要素有哪些1）樣本含量的大小，樣本含量越大，標(biāo)準(zhǔn)差越堅固。2）分組的多少3）散布形狀的影響，偏態(tài)散布的標(biāo)準(zhǔn)差較近似正態(tài)散布大4）隨機丈量偏差大小的影響5）研究整體中察看值之間變異程度大小5．正態(tài)散布﹑標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)散布與對數(shù)正態(tài)散布在見解上和應(yīng)用上有何異同（1）見解上：①相同點：正態(tài)散布、標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)散布與對數(shù)正態(tài)散布都是變量的連續(xù)型散布。其特點是：散布曲線在橫軸上方，略呈鐘型，以均數(shù)為中心，兩邊對稱，均數(shù)處最高，兩邊漸漸減小，向外延長，不與橫軸訂交。②相異點：表示方法不一樣樣樣，正態(tài)散布用N（μ，σ2）表示，標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)散布用N（0，1）表示，對數(shù)正態(tài)散布N（μlgX，σ2lgX）表示。（2）應(yīng)用上：①相同點：正態(tài)散布、對數(shù)正態(tài)散布都能夠變換為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)散布。②相異點：標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)散布是標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)變量u的散布，標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)曲線下的面積獨一的由u決定，給應(yīng)用帶來極大方便。對醫(yī)學(xué)資料呈偏態(tài)散布的數(shù)據(jù)，有的經(jīng)對數(shù)變換后依據(jù)正態(tài)散布。正態(tài)散布、對數(shù)正態(tài)散布可描繪變量值的散布特點，可用于正常值范圍預(yù)計和質(zhì)量控制等。正態(tài)散布是好多統(tǒng)計方法的理論基礎(chǔ)。6．醫(yī)學(xué)中參照值范圍的含義是什么確立的原則和方法是什么含義：參照值范圍亦稱正常值范圍，它是指特定健康狀況人群（除去了相關(guān)疾病和要素對所研究指標(biāo)有影響的所謂“正常人”不一樣樣樣于“健康人”見解）的解剖、生理、生化等數(shù)據(jù)絕大部分人的顛簸范圍。（2）原則：①抽取有代表性的足夠例數(shù)的正常人群樣本，樣本散布越湊近整體，所得結(jié)果越靠譜。一般以為樣本含量最幸虧100例以上，以能獲取一個散布較為堅固的樣本為原則。②對選定的正常人進行正確而一致的測定，保證測定數(shù)據(jù)靠譜是確立正常值范圍的前提。③判斷能否要分組（如男女、年紀(jì)、地域等）確立正常值范圍。④決定取雙側(cè)范圍值仍是單側(cè)范圍值。⑤選擇適合的百分范圍⑥確立可疑范圍⑦預(yù)計界值3）方法：百分位數(shù)法：Px=L+（i/fx）（n·x%-ΣfL）②正態(tài)散布法（對數(shù)正態(tài)散布）：雙側(cè)XuSlg1XlgXuSlgX百分位數(shù)法用于各種散布型（或散布不明）資料；正態(tài)散布法用于依據(jù)或近似正態(tài)散布（依據(jù)對數(shù)正態(tài)散布）的資料。7．對稱散布資料在“均數(shù)±倍標(biāo)準(zhǔn)差”的范圍內(nèi)，也包含95%的察看值嗎答：不用然。均數(shù)±倍標(biāo)準(zhǔn)差是正態(tài)散布的散布規(guī)律，對稱散布不用然是正態(tài)散布。計算題：某地101例30～49歲健康男子血清總膽固醇值（mmol/L）測定結(jié)果以下：4074（1）編制頻數(shù)散布表，簡述其散布特點。①找出最大值、最小值求全距（R）：全距=最大值-最小值=（mmol/L）②求組距：I=全距/組數(shù)=10=≈（mmol/L）③分組段，劃記（表1-1）表2-6某地101例30～49歲健康男子血清總膽固醇值劃記表組段(mmol/L)劃記頻數(shù)～1～8～9～23～25～17～9～6～2～1共計101由表2-6可知，本例頻數(shù)散布中間局多，雙側(cè)漸漸減少，左右基本對稱。表2-7某地101例30～49歲健康男子血清總膽固醇值（mmol/L）X、s計算表血清總膽組中值頻數(shù)fXfX2累計累計頻數(shù)固醇值Xf頻數(shù)(實質(zhì))～11～89～918～2341～2566～1783～992～698～2100～1101注：Xu為組段上限值（2）計算均數(shù)X、標(biāo)準(zhǔn)s、變異系數(shù)CV。由上計算表1-2可見：XfX/f101=（mmol/L）sfX2(fX)2/ff12342.313(478.25)2/101101=（mmol/L）1CV=s/x100%=%=%（3）計算中位數(shù)M，并與均數(shù)X比較，利用前表計算中位數(shù)MM=L+（i/f50）（n50%-ΣfL）=+（25）（10150%-41）=（mmol/L）此題算術(shù)均數(shù)為（mmol/L），與中位數(shù)（mmol/L）很湊近，這也是資料依據(jù)正態(tài)散布的特點之一。（4）計算及并與X±的范圍比較。P2。5=+（8）（%-1）=（mmol/L）=+（2）（%-98）=（mmol/L）X=±（mmol/L）用百分位數(shù)法求得101例30～49歲健康男子血清總膽固醇值95%散布范圍～mmol/L），與正態(tài)散布法求得的95%散布范圍～（mmol/L）基本一致。（5）分別察看X1S、X、X范圍內(nèi)的實質(zhì)頻數(shù)與理論散布能否基本一致（表1-3）表2-8某地101例30～49歲健康男子血清總膽固醇值理論散布與實質(zhì)散布比較Xus血清總膽固醇實質(zhì)散布理論散布人數(shù)%%X1s～72X1.96s～97X2.58s～100由上表,X1s范圍內(nèi),實質(zhì)散布與理論散布略有不一樣樣樣,而X1.96s、2.58s范圍內(nèi)，實質(zhì)散布與理論散布基本一致。（6）現(xiàn)測得一40歲男子的血清總膽固醇值為（mmol/L），若按95%正常值范圍預(yù)計，其血清總膽固醇值能否正常預(yù)計該地30～49歲健康男子中，還有百分之幾的人血清總膽固醇值比他高前計算得95%正常值為～（mmol/L）現(xiàn)測得一40歲男子的血清總膽固醇值為mmol/L），在95%范圍之外，故屬于異樣u=（X-μ）/σ=（）/=因ф（）=ф（），查表1得ф（）=預(yù)計該地30～49健康男子中約有%的人血清總膽固醇值比他高。2．某地衛(wèi)生防疫站，對30名麻疹易感少兒經(jīng)氣溶膠免疫一個月后，測得其得血凝抑制抗體滴度資料如表2-9第（1）（2）欄。表2-9平均滴度計算表抗體滴度人數(shù)f滴度倒數(shù)X1lgX1flgX1（1）（2）（3）（4）（5）=（2）×（4）1：8281：166161：325321：6410641：12841281：25622561：5121512共計30（1）試計算其平均滴度。由表1-4得，G=lg-1（30）==該站30名麻疹易感少兒經(jīng)氣溶膠免疫一個月后，測得血凝控制抗體平均滴度為1：表2-10平均滴度計算表抗體滴度人數(shù)f滴度倒數(shù)X1lgX1flgX1(1)(2)(3)(4)(5)=(2)(4)1﹕8281﹕166161﹕325321﹕6410641﹕12841281﹕25622561﹕5121512共計30（2）有人發(fā)現(xiàn)本例用抗體滴度稀釋倍數(shù)和直接用滴度（原書誤為倒數(shù)）算得對數(shù)值的標(biāo)準(zhǔn)差相同，為何表2-11滴度對數(shù)值計算表抗體滴度X2人數(shù)flgX2flgX21﹕821﹕1661﹕3251﹕64101﹕12841﹕25621﹕5121共計30）由表1-4中數(shù)據(jù)計算標(biāo)準(zhǔn)差為：slgx1==由表1-5中數(shù)據(jù)計算標(biāo)準(zhǔn)差為：slgx2==直接用抗體滴度的對數(shù)lgx2與稀釋倍數(shù)的對數(shù)lgx1計算標(biāo)準(zhǔn)差是相等的，因為由上表可見lgx2=lg1-lgX1=-lgx1，而lgx1與-lgx1的失散程度是相同的，所以用抗體滴度稀釋倍數(shù)和直接用滴度算得對數(shù)值的標(biāo)準(zhǔn)差是相同的。3．50例鏈球菌咽峽炎患者的隱蔽期如表2-12，說明用均數(shù)、中位數(shù)或幾何均數(shù)，何者的代表性較好并作計算。表2-1250例鏈球菌咽峽炎患者的隱蔽期的中位數(shù)計算表隱蔽期(小時)病例數(shù)f累計頻數(shù)12～1124～7836～111948～113060～772～584～496～2108～1202共計50本例目測頻數(shù)散布為偏態(tài)散布，長尾拖向右邊，故為正偏態(tài)，宜用中位數(shù)及幾何均數(shù)表示其平均水平。如上表，經(jīng)計算中位數(shù)，幾何均數(shù)、算術(shù)均數(shù)分別為：M=（小時），G=（小時），X=（小時）明顯，算術(shù)均數(shù)受長隱蔽期的影響使其偏大，中位數(shù)M與幾何均數(shù)G湊近，故描繪鏈球菌咽峽炎患者隱蔽期的集中趨向指標(biāo)使用中位數(shù)M或幾何均數(shù)G均可。某市1974年為認識該地居民發(fā)汞的基礎(chǔ)水平，為汞污染的環(huán)境監(jiān)測積累資料，檢查了留住該市一年以上，無明顯肝、腎疾病，無汞作業(yè)接觸史的居民238人，發(fā)汞含量如表2-13：表2-13238人發(fā)汞含量頻數(shù)計算表發(fā)汞值人數(shù)f組中值XfXfX2累計頻數(shù)累計頻次（μmol/kg）～2020～6686～60146～48194～18212～16228～6234～1235～0235～3238共計238(1)．說明此頻數(shù)散布的特點：可見發(fā)汞值的頻數(shù)散布頂峰位于第2個組段。前4個組段的頻數(shù)占總頻數(shù)的%，長尾拖向右邊，呈極度正偏態(tài)。(2).計算均數(shù)和中位數(shù)M，何者較大為何何者用語說明本資料的集中地點較適合XfX/f=1699/238=（μmol/kg）M=L+（i/f50L）（n50%-Σf）=+2/60(23850%-86)=（μmol/kg）由計算結(jié)果得悉,XM其本出處于本例呈正態(tài)散布,均數(shù)計算結(jié)果遇到少數(shù)較大發(fā)汞值的影響,使得X傾向大發(fā)汞值一邊.本例用中位數(shù)描繪偏態(tài)資料的集中趨向較好,它不受兩頭較大值和極小值的影響.(3).采納何種指標(biāo)描繪其失散程度較好采納四分位數(shù)間距描繪其失散程度較好.(4).預(yù)計該地居民發(fā)汞值的95%參照值范圍本資料應(yīng)采納單側(cè)95%上界值,本例是正偏態(tài)散布.并且樣本含量較大，n=238,保證獲取一個較為堅固的散布,故采納百分位數(shù)法計算的參照值范圍較為適合

.P

95=L+(i/f

95)(n

95%-ΣfL)=+(2/16)(238

95%-212)=（μmol/kg）第三章均數(shù)的抽樣偏差與t查驗答案填空題：標(biāo)準(zhǔn)誤，假定查驗，（明顯性查驗）兩整體均數(shù)不一樣樣樣（越有原由說明有統(tǒng)計學(xué)意義）自由度大小一是正確度、二是精度抽樣偏差、樣本均數(shù)、整體均數(shù)整體均數(shù)預(yù)計、假定查驗第二類錯誤（Ⅱ型錯誤）β是非題：1.√2.×3.×4.×5.√6.√7.×8.√9.×10.√11.√12.×13.√14.√15.√16.√17.√18.√19.×20.×21.×22.×單項選擇題：1.A2.E3.D4.E5.E6.E7.D8.A9.D10.D11.D12.B13.E14.D15.D16.E17.B18.C19.C20.D21.C問答題：1．標(biāo)準(zhǔn)差和標(biāo)準(zhǔn)誤有何差異和聯(lián)系表3-6標(biāo)準(zhǔn)差與標(biāo)準(zhǔn)誤的差異標(biāo)準(zhǔn)差（α或s）標(biāo)準(zhǔn)誤（ax或sx）意義上描繪一組變量值之間的失散趨向描繪樣本均數(shù)間的失散趨向應(yīng)用上①s越小，表示變量值環(huán)繞①sx越小，表示樣本均數(shù)與均值散布越密集，說明均數(shù)整體均數(shù)越湊近，說明樣本的代表性越好。均數(shù)推測整體均數(shù)靠譜性越大。②可用Xuas預(yù)計變量值分②可用Xta,vsx預(yù)計整體布范圍均數(shù)可信區(qū)間與n的關(guān)系n越大，s越趨于堅固n越大，sx越?。?）聯(lián)系①二者均是表示變異度大小的統(tǒng)計指標(biāo)。②標(biāo)準(zhǔn)誤x/n與標(biāo)準(zhǔn)差大小成正比，與抽樣例數(shù)n的平方根成反比。③當(dāng)n一準(zhǔn)時，同一份資料，標(biāo)準(zhǔn)差越大，標(biāo)準(zhǔn)誤也越大。2．可信區(qū)間和參照值范圍有何不一樣樣樣參照值范圍是指同質(zhì)整體中個體變量值的散布范圍，如X±說明有95%的變量值散布在此范圍內(nèi)，它與標(biāo)準(zhǔn)差的大小相關(guān)，若個體變異越大，該范圍越寬，散布也就越散。而可信區(qū)間是指在可信度為（1-α）時，預(yù)計整體參數(shù)可能存在的范圍。即從同一整體中隨機抽樣，當(dāng)n一準(zhǔn)時，每抽一次即可得一個樣本均值，以Xta,vsx計算可信區(qū)間，如95%可信區(qū)間，近似的隨機抽樣進行一百次，平均有95次，即有95個可信區(qū)間包含了整體均數(shù)，有5次沒有包含括整體均數(shù)，5%是小概率事件，實質(zhì)發(fā)生的可能性很小，所以實質(zhì)應(yīng)用中就以為整體均數(shù)在求得的可信區(qū)間。這類預(yù)計方法出錯誤的可能性最大不超出5%。可信區(qū)間與標(biāo)準(zhǔn)誤大小相關(guān)，標(biāo)準(zhǔn)誤越大，可信區(qū)間則越大。3．假定查驗和區(qū)間預(yù)計有何聯(lián)系假定查驗和區(qū)間預(yù)計都屬于統(tǒng)計推測的內(nèi)容。假定查驗用以推測整體參數(shù)間能否有質(zhì)的差異，并可獲取樣本統(tǒng)計量，以獲取相對精準(zhǔn)的概率值。而可信區(qū)間用于推測整體參數(shù)的大小，它不單可用以回答假定查驗的問題，尚可比假定查驗供給更多的信息。但這其實不意味著用可信區(qū)間取代假定查驗，因為假定查驗可獲取P值，比較精準(zhǔn)地說明結(jié)論的概率保證，而可信區(qū)間只好告訴我們在某α水平上有無統(tǒng)計意義，卻不能夠夠像P那樣供給精準(zhǔn)的概率。所以，只有將二者有機地聯(lián)合起來，互相增補，才是圓滿的解析。4．假定查驗時，一般當(dāng)P<時,則拒絕H0,理論依據(jù)是什么假定查驗時，當(dāng)P＜，則拒絕Ho，其理論依據(jù)是在Ho建立的條件下，出現(xiàn)大于等于現(xiàn)有查驗統(tǒng)計量的概率P＜，它是小概率事件，即在一次抽樣中獲取這么小概率是事件是不大可能發(fā)生的，所以拒絕它。所以可知，假定查驗的結(jié)論是擁有概任性的，它存在出錯誤的可能性小于等于。5．t查驗和方差解析的應(yīng)用條件有何異同（1）相同點：在均數(shù)比較中，t查驗和方差解析均要求各種原來自正態(tài)整體；各辦理組整體方差齊且各隨機樣本間互相獨立，尤在小樣本時更需注意。（1）不一樣樣樣點：t查驗僅用于兩組資料的比較，除雙側(cè)查驗外，尚可進行單側(cè)查驗，亦可計算必然可信度的可信區(qū)間，提示差異有無實質(zhì)意義。而方差解析用于兩組及兩組以上均數(shù)的比較，亦可用于兩組資料的方差齊性查驗。如何正確使用單側(cè)查驗和雙側(cè)查驗依據(jù)專業(yè)知識推測兩個整體能否有差異時，是甲高于乙，仍是乙高于甲，兩種可能都存在時，一般選雙側(cè)；若依據(jù)專業(yè)知識，假如甲不會低于乙，或研究者僅關(guān)懷此中一種可能時，可采納單側(cè)。一般來講，雙側(cè)查驗較安妥故好多用，在預(yù)實驗有研究性質(zhì)時，應(yīng)以專業(yè)知識為依據(jù)，它充分利用了另一側(cè)的不能夠夠能性，故檢出效率高，但應(yīng)慎用。第一類錯誤與第二類錯誤的差異及聯(lián)系安在認識這兩類錯誤有何實質(zhì)意義（1）假定查驗中Ⅰ、Ⅱ型錯誤的差異。Ⅰ型錯誤是拒絕了實質(zhì)上建立的Ho，也稱為“棄真”錯誤，用α表示。統(tǒng)計推測時，依據(jù)研究者的要求來確立。Ⅱ型錯誤是不拒絕實質(zhì)上不能夠夠立的Ho，也稱為“存?zhèn)巍卞e誤，用β表示。它只好與特定的H1聯(lián)合起來才存心義，一般難以確實預(yù)計。（2）Ⅰ、Ⅱ型錯誤的聯(lián)系。①當(dāng)抽樣例數(shù)一準(zhǔn)時，α越大，β越??；反之，α越小，β越大。②統(tǒng)計推測中，Ⅰ、Ⅱ型錯誤均有可能發(fā)生，若要使二者都減小，可適合增添樣本含量。③依據(jù)研究者要求，n一準(zhǔn)時，可經(jīng)過確立α水平來控制β大小。（3）認識兩類錯誤的實質(zhì)意義。①可用于樣本含量的預(yù)計。②可用來計算可信度（1-α），表示統(tǒng)計推測靠譜性的大小。③可用于計算掌握度（1-β），來議論查驗方法的效能等。④有助于研究者選擇適合的查驗水平。⑤能夠說明統(tǒng)計結(jié)論的概率保證。計算題：某地抽樣檢查了部分紅人的紅細胞數(shù)和血紅蛋白量，結(jié)果如表：表3-7:健康成人的紅細胞和血紅蛋白測得值及標(biāo)準(zhǔn)誤與變異系數(shù)的計算性別例數(shù)均數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差標(biāo)準(zhǔn)值變異系數(shù)（%）標(biāo)準(zhǔn)誤紅細胞數(shù)男360（×1012/L）女225血紅蛋白男360（g/L）女255（1）說明女性的紅細胞數(shù)與血紅蛋白量的變異程度何者為大女性CVRBC=S/x×100%=×100%=%CVHBx×100%=×100%=%=S/由上計算可知該地女性血紅蛋白量比紅細胞數(shù)變異度大（2）分別計算男﹑女兩項指標(biāo)的抽樣偏差。見上表最后一欄，標(biāo)準(zhǔn)誤計算公式sxs/n。（3）試預(yù)計該地健康成年男﹑女紅細胞數(shù)的均數(shù)。健康成年男子紅細胞數(shù)整體均數(shù)95%可信區(qū)間為：±=±×=～（1012/L）此中n=360故近似按υ=∞。同理健康成年女子紅細胞數(shù)整體均數(shù)95%可信區(qū)12間為～（10/L）（4）該地健康成年男﹑女間血紅蛋白含量有無差異Ho：μ男=μ女H1：μ男≠μ女α=u=(X1X2)/(sx1x2)(134.5117.6)/7.22/36010.22/255=按υ=∞，查附表2，得P＜，按α=水平，拒絕Ho，接受H1，能夠以為男女間血紅蛋白含量不一樣樣樣，男高于女。將20名某病患者隨機分為兩組,分別用甲、乙兩藥治療,測得治療前及治療后一個月的血沉(mm/小時)以下表，問：（1）甲，乙兩藥能否均有效（2）甲，乙兩藥的療效有無差異表3-8甲，乙兩藥治療前后的血沉━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━病人號12345678910甲━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━藥治療前10136111078859治療后693101042533差值4431036326━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━病人號12345678910乙━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━藥治療前9109138610111010治療后6353358274差值37410512936━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━━（1）甲，乙兩藥能否均有效經(jīng)計算得：甲藥d=（mm/h）乙藥d=（mm/h）Sd=（mm/h）Sd=（mm/h）Sd=（mm/h）Sd=（mm/h）n=10n=10Ho：μd=0Ho：μd=0H1：μd≠0H1：μd≠0α=α=t（甲藥）=d/Sd==t（乙藥）=d/Sd===9，查t界值表，得P＜，按α=水平，拒絕1，故能夠為Ho，接受H甲、乙兩藥均有效。（2）甲，乙兩藥的療效有無差異由表中資料分別求得治療前后差值（見表3-8），再作兩組比較。H0：甲乙兩藥療效相同H1：甲乙兩藥療效不一樣樣樣α=S2(n1)s2(n1)s291.9322292.9814211226.3110Cn1n2210102S1d2s2(1/n1/n)6.3110(1/101/10)1.26221.1235dc12d1d23.25.01.6022t1.1235Sd1d2=18，查t界值表，得＞P＞，按α=水平，不拒絕Ho，尚不能夠以為甲乙兩藥療效有差異。將鉤端螺旋體病人的血清分別用標(biāo)準(zhǔn)株和水生株作凝溶試驗，測得稀釋倍數(shù)如下，問兩組的平均效價有無差異標(biāo)準(zhǔn)株（11人）1002004004004004008001600160016003200水生株（9人）100100100200200200200400400由題知：該資料依據(jù)對數(shù)正態(tài)散布，故得：標(biāo)準(zhǔn)株水生株n=11n=9Xlgx1=Xlgx2=Slgx1=Slgx2=（1）兩組方差齊性查驗：H0:221222H1:12=F=S大2/S小20.45202/0.235523.684V=10V2=8(10,8)=1查附表3，得P＞，按α=水平，不拒絕Ho，能夠以為兩整體方差齊。（2）兩組均數(shù)比較；H0兩整體幾何均數(shù)相等H1兩整體幾何均數(shù)不等α=tX1X2X1X2X1X2SX1X2SC2(1/n11/n2)[(n11)s21(n21)s22]/(n1n22)(1/n11/n2)2.79362.26763.149[((111)0.45202(91)0.23552)/(1192)](1/111/9)查t界值表，得＞P＞，按α=水平，拒絕Ho，接受H1，故能夠為鉤端螺旋體病人的血清用標(biāo)準(zhǔn)株和水生株作凝溶試驗，前者平均抗體效價高于后者表3-9為抽樣檢查資料，可做那些統(tǒng)計解析表3-9某地健康成人的第一秒肺通胸襟（FEV1）（L）FEV1

人數(shù)男女～14～38～1123～2733～3620～2610～102～30～10共計118100（1）統(tǒng)計描繪。由上表可見，男性檢查118人，第1秒肺通胸襟散布為～，頂峰位于～組段內(nèi)，以中間頻數(shù)散布最多，雙側(cè)漸漸減少，左右基本對稱，其頻數(shù)散布可見上表和以以以下圖。女性檢查100人，第1秒肺通胸襟散布為～，頂峰位于～組段內(nèi)，以中間頻數(shù)散布最多，雙側(cè)漸漸減少，且左右大概對稱，頻數(shù)散布可見表3-9和圖3-1。40男女3020100圖3-1某地健康成人第一秒肺通胸襟（FEV1）（L）散布由上表和圖可見，男性散布范圍較寬，右邊尾部面積向外延長兩個組段，頂峰地點高于女性，向右推移一個組段。（2）計算集中與失散趨向指標(biāo)，并對兩組進行比較。Ho：男女間第1秒肺通胸襟整體均數(shù)相同H1：男女間第1秒肺通胸襟整體均數(shù)不一樣樣樣α=男性：n=118X1=s1=女性：n=100X2=s2=u=(X1X2)/sx1x2(X1X2)/S12/n1s22/n2=0.69022/1180.62582/100=查t界值表，v=∞，得P＜，按α=水平，拒絕Ho，接受H1，故能夠為男女間第1秒肺通胸襟均數(shù)不一樣樣樣，男高于女。（3）依據(jù)上述解析結(jié)果，分別確立95%參照值范圍。男性第1秒肺通胸襟單側(cè)95%參照范圍下限為：Xu0.05s=(L)即能夠為有95%的男性第1秒肺通胸襟不低于（L）女性第1秒肺通胸襟單側(cè)95%參照范圍下限為：Xu0.05s=(L)即能夠為有95%的女性第1秒肺通胸襟不低于（L）5.某醫(yī)師就表3-10資料,比較用胎盤浸液鉤端螺旋體菌苗對328名農(nóng)民接種前,后（接種后兩月）血清抗體（黃疸出血型）的變化。表3-10328例血清抗體滴度及統(tǒng)計量抗體滴度的倒數(shù)02040801603206401280Xssx免疫祖先數(shù)21127192425193免疫后代數(shù)216577675542523t=25.926.172查t界值故＜說明接種后血清抗體有增添。試問：P,（2）本例屬于何各種類設(shè)計本例屬于自己配對設(shè)計。（3）統(tǒng)計辦理上能否堅固統(tǒng)計辦理上不堅固，因為：①在整理資料過程中，未按配對設(shè)計整理，而是打開對子按成組設(shè)計整理，失掉原設(shè)計的意義。②統(tǒng)計描繪指標(biāo)使用不當(dāng)，血清濃度是按倍比稀釋，不適合計算算術(shù)均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、因為有零值，也不宜計算幾何均數(shù)。對現(xiàn)已整理好的資料，可計算中位數(shù)表示平均水平，用四分位數(shù)間距表示失散趨向。③假定查驗因本資料不宜計算均數(shù)，故對均數(shù)進行t查驗自然是不堅固的。6．152例麻疹患兒病后血清抗體滴度倒數(shù)的散布以下，試作整體幾何均數(shù)的點值預(yù)計和95%區(qū)間預(yù)計。滴度倒數(shù)12481632641282565121024共計人數(shù)0017103133422431152則點值預(yù)計G=lg-1=以滴度倒數(shù)X的對數(shù)值求得X1gx=，Slgx=,n=152,患兒病后血清抗體滴度倒數(shù)整體均數(shù)95%可信區(qū)間為lg-1(Xlgx+√n)lg-1+×√152)lg-1(1.～1.)=～7．某醫(yī)院對9例慢性苯中毒患者用中草藥抗苯1號治療：得表白細胞總數(shù)（×109/L），問該藥能否對患者的白細胞總數(shù)有影響表3-119例慢性苯中毒患者治療前后的白細胞總數(shù)病人號治療前治療后d1123456789H0該藥對患者的白細胞總數(shù)無影響，即μH1該藥對患者的白細胞總數(shù)有影響，即μ=求得（前—后）差值di經(jīng)計算得：d=Sd=n=9

d=0d≠0t=d0/(sd/n)0.3556/(1.9551/9)0.534=8查附表2，t界值表，得P＞，按α=水平，不拒絕Ho，尚不能夠夠以為該藥對患者的白細胞總數(shù)有影響。（2）相同得治療后血小板比治療前每人平均增添×109/L，并算得t=，問該藥能否對患者的血小板有影響H0該藥對患者的血小板無影響，即μd=0H1該藥對患者的血小板有影響，即μd≠0α=d=t==8查附表2，t界值表，得＞P＞，按α=水平，拒絕Ho，接受H1，故能夠為該藥對患者的血小板有影響，可增添患者血小板。3）綜合上述結(jié)果能否提出進一步研究建議/綜合上述結(jié)果，提出以下建議：在此項研究中，從t查驗結(jié)果來看，血小板治療前后變化存心義，而白細胞則沒心義，可增補計算兩項指標(biāo)的95%可信區(qū)間，聯(lián)合專業(yè)知識，解析治療前后指標(biāo)差數(shù)有無實質(zhì)意義。若有可能擴大樣本，追蹤察看該藥對苯中毒患者的遠期療效第四章方差解析答案填空題各種本是互相獨立的隨機樣本，各種原來自正態(tài)整體，辦理組整體方差相等（方差齊性）總變異、組內(nèi)變異、組間變異SS總=SS組間+SS組內(nèi)q查驗（又稱Newman-Keuls法）V總=SS組間+SS組內(nèi)是非題：1.×2.√3.×4.√5.×單項選擇題：1.B2.D3.E4.B5.C6.A7.C8.C計算題:某湖水不一樣樣樣季節(jié)氯化物含量測定值如表2-4所示，問不一樣樣樣季節(jié)氯化物含量有無差別表4-1：春

某湖水不一樣樣樣季節(jié)氯化物含量（夏秋

mg/L）冬∑∑Хij888832niX∑Х2ijS2i.5298（1）多組均數(shù)間比較：表1:方差解析表變異根源SSvMSF總變異31組間變異3組內(nèi)變異28查F界值表，得P＜，按水平，拒絕H0，接受H1，故能夠為不一樣樣樣季節(jié)湖水中氯化物含量不一樣樣樣或不全相同。（2）各組均數(shù)間兩兩比較H0：μA=μBH1：μA≠μBα=表2四個樣本均數(shù)次序排例組別春夏秋冬X1位次1234表3四組均數(shù)兩兩比較q查驗比較組兩均數(shù)之差組數(shù)q值P值1與44<1與33<1與22>2與43<2與32<3與42>春與夏、秋與冬湖水中氯化物含量P＞，按α=水平不拒絕Ho，即尚不能夠夠以為春與夏、秋與冬天湖水中氯化物含量有差異。除這兩比較組外，其余4組均P＜，按α=水平，拒絕Ho，接受H1，即能夠為春夏兩季湖水中氯化物含量高于秋冬兩季。2．試就表4-2資料說明大白鼠感染脊髓灰質(zhì)炎病毒后，再作傷寒或白天咳預(yù)防接種能否會影響生計日數(shù)表4-2各組大鼠接種后生計日數(shù)傷寒百日咳比較568769871098101091110912111012111014121116∑∑Хij9284112288ni10101030Xi∑Xij288673213062924si2解Ⅰ：假定生計日數(shù)依據(jù)正態(tài)散布（1）方差齊性查驗：222Ho：三整體方差齊即123H1：三整體方差不等或不全相等。=sc2si2(ni1)/(Nk)9（++）/（30-3）=22x2(ni1)ln(sc/si)1/(Nk)11/[3(k1)]1/(ni1)9ln(4.3353/4.4)ln(4.3553/2.933)ln(4.3553/5.733)11/3(31)31/91/(303)=v=2，查附表9，X2界值表，得＞P＞，按α=水平，不拒絕Ho，故能夠為三組資料整體方差齊。（2）三組均數(shù)比較（表4-5）Ho：大白鼠感染脊髓灰質(zhì)炎病毒后，再接種傷寒或百日咳菌苗生計日數(shù)相等。H1：大白鼠感染脊髓灰質(zhì)炎病毒后，再接種傷寒或百日咳菌苗生計日數(shù)不等或不全相等α=C=（∑∑Χij）2/n=2882/30=SS總=∑∑Χij2－C=2924－=SS組間=∑（∑Χij）2/ni-C[922+842+1122]/10－組內(nèi)=SS總－SS組間=－=表4-5方差解析表變異根源SSvMSF總變異29組間變異2組內(nèi)變異27查附表4，得＞P＞，在α=水平上，拒絕Ho，接受H1，故能夠以為大白鼠感染脊髓灰質(zhì)炎病毒后，在接種傷寒或百日咳菌苗對生計日數(shù)有影響。（3）均數(shù)間多重比較：Ho：任一組與比較組整體均數(shù)相同H1：任一組與比較組整體均數(shù)不一樣樣樣=傷寒與比較組比較t傷、對X1X2(n21)s22)/(n1n22)(1/n11/n2)((n11)s12（－９.２）／4.3556(1/101/10)=2/=v=27，得＞P＞，按α=水平，拒絕Ho，接受H1，故能夠為接種傷寒菌苗組較比較組生計日數(shù)減少。百日咳與比較組比較t百、對(11.28.4)/4.3556(1/101/10)2.99998v=27，查附表2，得＞P＞，按α=水平，拒絕Ho，接受H1，能夠以為接種百日咳菌苗組較比較組生計日數(shù)減少。3．研究酵解作用對血糖濃度的影響，從8名健康人中抽取血液并制備了血濾液，沒一個受試者的血濾液又分紅4份，再隨機地把4份血濾液分別擱置0,45,90,135分鐘，此后測定此中血糖濃度（mmol/L）（1）4組血濾液方差齊性查驗：Ho：不一樣樣樣擱置時間血濾液所含血糖濃度整體方差相等，即22221234H1：不一樣樣樣擱置時間血濾液所含血糖濃度整體方差不等或不全相等=方差齊性查驗方法同本例X2=v=k－1=4－1=3，查附表9，X2界值表，得＞P＞，按α=水準(zhǔn)，不拒絕Ho，能夠以為擱置不一樣樣樣時間血濾液所含血糖濃度整體方差齊。表4-3擱置不一樣樣樣時間血濾液所含血糖濃度（mmol/L）受試者編號擱置時間受試者小計0459013512345678ΣΧij88888niXiXij22si（2）配伍組設(shè)計方差解析：辦理：Ho：不一樣樣樣擱置時間血濾液所含血糖濃度相同H1：不一樣樣樣擱置時間血濾液所含血糖濃度不一樣樣樣或不全相同相同α=配伍：Ho：8位受試者血液所含血糖濃度相同H1：8位受試者血液所含血糖濃度不一樣樣樣或不全相同α==（ΣΣⅩij）2/n=32=總ΣΣⅩij2擱置時間1Xij)2Cb（+++）/SS受試者=1/k

(

Xij)2

C=1/4

（+++++++）=SS偏差=SS總－SS擱置時間－SS受試者=－－=方差解析表變異根源SSvMSF總變異31擱置時間3受試者7誤差21查F界值表(3,21)=(3,21)=F(7,21)=F(7,21)=擱置時間受試者間均P＜，按α=水平，均拒絕Ho，接受H1，故能夠為不一樣樣樣擱置時間、不一樣樣樣受試者間血濾液所含血糖濃度不一樣樣樣或不全相同。3）不一樣樣樣擱置時間血濾液所含血糖濃度均數(shù)間多重比較，采納多個實驗組與一個比較組均數(shù)間兩兩比較。Ho：擱置45分鐘與0分鐘血濾液所含血糖濃度相同H1：擱置45分鐘與0分鐘血濾液所含血糖濃度不一樣樣樣α=t(5.60505.5238)/0.01944(1/81/8)==v=n-k=32-4=28，查附表2，t界值表，得＞P＞，按α=水平，不拒絕Ho，尚不能夠夠以為擱置45分鐘與0分鐘血濾液血糖濃度總均數(shù)有差異。Ho：擱置90分鐘與0分鐘血濾液所含血糖濃度相同H1：擱置90分鐘與0分鐘血濾液所含血糖濃度不一樣樣樣α=t(5.60505.1783)/0.01944(1/81/8)==v=28，查附表2，t界值表，得P＜，按α=水平，拒絕Ho，接受H1，能夠為擱置90分鐘較0分鐘血濾液所含血糖濃度減少。Ho：擱置135分鐘與0分鐘血濾液所含血糖濃度相同H1：擱置135分鐘與0分鐘血濾液所含血糖濃度不一樣樣樣α=t(5.60504.8363)/0.01944(1/81/8)==v=28，查附表2，t界值表，得P＜，按α=水平，拒絕Ho，接受H1，故能夠為擱置135分鐘較0分鐘血濾液所含血糖濃度減少。4．某醫(yī)師為研究人體腎上腺皮質(zhì)3HSD(羥基類固醇脫氫酶)活性在四個季節(jié)中是否有差異

,采納分光光度計隨機測定了部分研究對象

,數(shù)據(jù)見表,請做統(tǒng)計解析

.表

4-4

四個季節(jié)的人體腎上腺皮質(zhì)

3

HSD

活性季節(jié)nXS春天42夏季40秋天32冬天36解:此題僅給出解析思路及主要結(jié)果1.采納圓滿隨機設(shè)計資料的方差解析:(1)由公式XXXnX可推得n由方差公式可推得X2(X)2s2(n1)n計算SS總SS組間SS組內(nèi)SS總=,SS組間=SS組內(nèi)=列出方差解析表方差解析表變異根源SSvMSF總變異149組間變異3組內(nèi)變異146確立P值,判斷結(jié)果查方差解析表,得P<,在=水平上,拒絕Ho,接受H1,能夠以為四個季節(jié)人體腎上腺皮質(zhì)3HSD(羥基類固醇脫氫酶)活性不一樣樣樣或不全相同.進一步作均數(shù)間的多重比較解析(略)第五章相對數(shù)答案填空題比重和散布，頻次與強度率除去混淆要素對結(jié)果影響率，組成比，比較較5.率的抽樣偏差δx是非題：1.11.

√2.×3.√4.×5.6.7.×8.×9.×10.×√××單項選擇題：16E.計算題：表5-1（1）～（4）欄資料宜計算那些相對數(shù)指標(biāo)試對圍產(chǎn)兒在圍產(chǎn)期死亡的主要要素作初步解析。表5-1不一樣樣樣體重，孕周，產(chǎn)次的圍產(chǎn)兒死亡狀況解析要素分組出生數(shù)死亡數(shù)死亡組成比（%）死亡率（%）（1）（2）（3）（4）（5）（6）體重（g）1000～1029112342500～19326111294000～537348共計2089252411孕周（周）<3818178206038～189937177142～14013244共計2221284075產(chǎn)次（次）11332901940515967397256259178682≥595469共計1948823089先就上述資料計算了上表（5）～（6）欄兩類指標(biāo)。由表中死亡率可知；體重低于2500g組圍產(chǎn)兒死亡率約為2500g組的20倍；孕周＜38周組圍產(chǎn)兒死亡率約為38周組的12倍；跟著產(chǎn)婦的產(chǎn)次增添，圍產(chǎn)兒死亡率也漸漸高升。由表中死亡組成比可知：多半以上的圍產(chǎn)兒死亡率集中在體重1000～2500g組和孕周＜38周組。為降低圍產(chǎn)兒死亡率，對體重偏低，不足月妊兒及多產(chǎn)次產(chǎn)婦應(yīng)增強產(chǎn)前保護。2.表5-2為一抽樣研究資料（1）填充空白數(shù)據(jù)，見下表（）內(nèi)。表5-2某地各年紀(jì)組惡性腫瘤死亡狀況年紀(jì)人口數(shù)死亡總數(shù)此中惡性惡性腫瘤死亡惡性腫瘤死年紀(jì)別死(歲)腫瘤死亡數(shù)占總死亡的(%)亡率(1/10萬)亡率(%0)(1)(2)(3)(4)(5)=(4)/(3)6)=(4)/(2)(7)0～82920（138）4（）（）20～（46638）63（12）（）40～2816117242（）（）（）60～（9371）（342）32（）（）（）共計16709071590（）（）（2）依據(jù)最后（5）（6）（7）三欄結(jié)果作簡要解析由表中第（5）欄可知：40～歲組惡性腫瘤死亡占總死亡比重最高，近1/4；20～歲組次之，占%；60～歲組惡性腫瘤死亡人數(shù)最多，但僅占%；0～歲組惡性腫瘤死亡占總死亡比重最底，僅占%由表中第（6）欄可知：惡性腫瘤的年紀(jì)別死亡隨年紀(jì)的增大而增添，以60～歲組為最高，為10萬。故能夠為惡性腫瘤對老年人危害最大，應(yīng)惹起足夠的重視。由表中第（7）欄可知：年紀(jì)別死亡率以40歲以下最低，此后隨年紀(jì)的增添而增添，60歲此后高達‰。（3）試預(yù)計“0～”歲年紀(jì)組惡性腫瘤死亡率和年紀(jì)別死亡率的可信區(qū)間。～歲組惡性腫瘤死亡率的可信區(qū)間：死亡數(shù)為4，查poisson散布u的可信區(qū)間，可信區(qū)間為～。所以惡性腫瘤死亡率的95%可信區(qū)間為：（82920～82920）=（～）/10萬0～歲組年紀(jì)別死亡率的可信區(qū)間，按式：1.96(1)/n(0.0016641.960.001664(10.001664)/82920)(1.387~1.941)%o（4）試比較“20～”與“40～”歲組惡性腫瘤死亡率有無差異。Ho：20～與40～歲組惡性腫瘤死亡率相等，即π1=π2H1：20～與40～歲組惡性腫瘤死亡率不相等，即π1≠π2α=本例：n1=28161x1=42n1-x1=28119n=46638x2=12n2-x=4662622共計:747995474745X2=查X2界值表，得P＜在α=的水平上，拒絕Ho，接受H1，故能夠為20～歲組與40～歲組惡性腫瘤死亡率有差異。試就表5-3資料解析比較甲乙兩醫(yī)院乳腺癌病人手術(shù)后的五年生計率。表5-3甲乙兩醫(yī)院乳腺癌病人手術(shù)后五年生計率標(biāo)化（甲+乙醫(yī)院共計為標(biāo)準(zhǔn)）腋下淋巴標(biāo)準(zhǔn)病甲醫(yī)院乙醫(yī)院結(jié)轉(zhuǎn)移例數(shù)原生計率(%)預(yù)期生計人數(shù)原生計率(%)預(yù)期生計人數(shù)NiPiNiPiPiNiPi(1)(2)(3)(4)=(2)(3)(5)(6)=(2)(5)無345有793共計1138（∑Ni）（∑NiPi）甲醫(yī)院乳腺癌手術(shù)后五年標(biāo)化生計率Nii770.91×100%=%'×100%=N1138乙醫(yī)院乳腺癌手術(shù)后五年標(biāo)化生計率Nii648.52×100%=%'×100%=N1138因為甲乙兩醫(yī)院有無腋下淋奉承轉(zhuǎn)移的病型組成不一樣樣樣，故標(biāo)化后，甲醫(yī)院乳腺癌手術(shù)后五年生計率高于乙醫(yī)院，校訂了標(biāo)化前甲醫(yī)院低于乙醫(yī)院的狀況。為認識某鄉(xiāng)鉤蟲感染狀況，隨機抽查男200人，感染40人，女150人，感染20人。（1）該鄉(xiāng)男性感染率能否高于女性Ho：男女性的鉤蟲感染率相同，即π男=π女H1：男性的鉤蟲感染率高于女性，即π男＞π女單側(cè)α=P1=40/200=P=20/150=2PC=(X1+X2)/(n1+n2)=60/350=PP2u=1PC(1PC)(1/n11/n2)=0.20.1333(0.1714(11.63850.1714)(1/2001/150)查t界值表，υ=∞，得單側(cè)＞P＞，按α=水平，不拒絕Ho，尚不能夠夠以為該鄉(xiāng)男性鉤蟲感染率高于女性。（2）若對該鄉(xiāng)居民作驅(qū)鉤蟲治療，需要按多少人準(zhǔn)備藥物（全村夫口男7253人，女7109人）計算該鄉(xiāng)鉤蟲感染率的95%可信區(qū)間：pc1.96spc0.17141.960.1714(10.1714)/350=～%14362×%=1894（人）14362×%=3029（人）最少需要按1894人，最多按3029人準(zhǔn)備藥物。抽樣檢查某公司2839名員工高血壓病,結(jié)果見表.據(jù)此,某醫(yī)生以為：①該公司高血壓發(fā)病率為8%，并隨年紀(jì)遞加，此中40歲以上患者占所有病例的%，60歲以上者發(fā)病率為100%。②高血壓發(fā)病與性別相關(guān)，男性為%，女性為%，男性明顯高于女性（P<）。以上解析能否堅固，試加議論。表5-4男、女年紀(jì)組高血壓病例散布男性女性年紀(jì)組——————————————————————————————受檢人數(shù)病例數(shù)發(fā)病率（%）受檢人數(shù)病例數(shù)發(fā)病率（%）20～3335712430～3014142940～517641852750～5769361960～1212共計1739178110049答：該解析不正確。因為:1）高血壓生病率為8%，而不是發(fā)病率。原文中60歲以上的發(fā)病率是100%，應(yīng)為生病率，且因為60歲以上受檢人數(shù)太少，不宜計算相對數(shù)。2）因為男女性受檢人數(shù)的年紀(jì)組成不一樣樣樣，不能夠夠直接比較兩總生病率，對男女合計進行假定查驗更沒心義。因為各年紀(jì)組生病率出現(xiàn)明顯交織，如：20～和50～歲組的男性生病率均高于女性，而30～和40～歲組的男性生病率均低于女性。此資料宜直接比較各年紀(jì)組的生病率，而不宜使用標(biāo)準(zhǔn)化。4.某產(chǎn)院擬解析畸形兒與母親臨盆年紀(jì)的關(guān)系，檢查了重生兒4470例，畸形兒116例，得以下資料。據(jù)此得出結(jié)論：“母親年紀(jì)在24～29歲時，畸形兒最多，占總數(shù)的%，吻合一般規(guī)律”。母親年紀(jì)（歲）212324252627282930313233共計畸形兒例數(shù)121419241819133111116%（1）以上結(jié)論能否合理為何以上結(jié)論不合理，不能夠夠以比代率。（2）若要達到作者之目的，應(yīng)計算什么相對數(shù)指標(biāo)較好如何計算若要達到作者的目的，應(yīng)計算產(chǎn)婦年紀(jì)別畸形兒發(fā)生率。某年紀(jì)（組）畸形兒發(fā)生率=某年紀(jì)組先本性畸形的胎嬰兒數(shù)100%該年紀(jì)組活產(chǎn)死產(chǎn)死胎數(shù)某市1971～1981年乙型腦炎發(fā)病率如表5-5，試作動向解析表5-5某市1971～1981年乙型腦炎發(fā)病率動向解析年份1971

發(fā)病率（1/10萬）—

絕對增添量發(fā)展速度（%）累計逐年定基比環(huán)比—100100

—

增添速度（%）定基比環(huán)比—1972197319741975197619771978197919801981本資料從1971年到1974年，發(fā)病率呈降落趨向，1975年開始奉上漲趨向，故以1975年為基期計算。平均發(fā)展速度=62.94/1.08118.2%平均增添速度=平均發(fā)展速度－1=－1=%動向解析：從絕對增添量看，各年乙型腦炎發(fā)病率均低于1971年，10年內(nèi)共降低10萬?？偟膩砜窗l(fā)病率呈降落趨向，但降低的速度是不均衡的；從發(fā)展速度和增添速度來看，在最先的1971～1975年是基本降落的，此后又略有上漲現(xiàn)象。在1975年至1981年時期發(fā)病率平均發(fā)展速度為%，平均增添速度為%。從表5-6資料，判斷某工廠肺癌發(fā)生率能否比一般人群高表5-6某工廠肺癌發(fā)生率分組

人數(shù)

某廠

肺癌人數(shù)

一般人群肺癌發(fā)生率（

1/萬）抽煙700不抽煙300Ho：μ=μo

51H1：μ＞μo單側(cè)α=μo抽煙=n1π1=700×=μo不抽煙=n2π2=300×=抽煙者的肺癌發(fā)生人數(shù)X≥5累計概率：P=1-[p（0）+p(1)+p（2）+p（3）+p（4）]P（0）=e-μ==P（1）=P（0+1）=P（0）×μ/（0+1）=×1=P（2）=P（1+1）=P（1）×μ/（1+1）=×2=P（3）=P（2+1）=P（2）×μ/（2+1）=×3=P（4）=P（3+1）=P（3）×μ/（3+1）=×4=P=1-（++++）=，按α=水平拒絕Ho，接受H1，故能夠為某工廠抽煙的肺癌發(fā)生率明顯高于一般人群不抽煙組：Ho：μ=μoH1：μ＞μo單側(cè)α=不抽煙者的肺癌發(fā)生人數(shù)X≥1的累計概率：P=1-P（0）P（0）=e==P=1—=，按α=水平拒絕Ho，接受H1，故能夠為某工廠不抽煙的肺癌發(fā)生率高于一般人群。就表5-7資料如何比較甲乙兩廠某工種某病生病率表5-7甲，乙兩廠某工種某病生病率工齡甲廠乙廠（歲）工人數(shù)患者生病率（%）工人數(shù)患者生病率（%）＜3400121001≥31001040072共計5002250073從表中能夠清楚看到≥3的工齡組的生病率乙廠高于甲廠，＜3歲組甲廠高于乙廠，表現(xiàn)交織現(xiàn)象。甲廠以生病率低的3年以下工人為主，乙廠則以生病率高的工齡在3年以上的工人為主。這類狀況下不能夠夠直接比較總生病率，應(yīng)按不一樣樣樣工齡組進行比較10.

設(shè)某病患者的自然康復(fù)率為30%,分別求10個患者中自然康復(fù)1人及以下,8人以上的概率本例π=，1-π=，n=10。依題意10名患者中：（1）康復(fù)1人及以下的概率1P（X≤1）=P(X)P(0)P(1)0P（0）==P（1）=10！0.7(101)0.30.121061!(101)!P（x≤1）=+=（2）康復(fù)8人及以上的概率。10P（x≥8）=p(X)p(8)p(9)10(10)8n)nxx()xP（8）=(X)(1=10!8)!0.7(108)0.380.00144678!(10P（x+1）=P（X）×nK1X1P（9）=p(8)1080.30.00013788110.3P（10）==則P（x≥8）=P（8）+P（9）+P（10）=當(dāng)某病自然康復(fù)率為30%時，10名患者中1人及1人以下康復(fù)的概率為，康復(fù)8人及8人以上的概率為11.

用某型麻疹疫苗接種一批麻疹易感兒，把接種后已陽轉(zhuǎn)者96名作為察看對象，3年后復(fù)查，96名中仍為陽性者為85名，試求該疫苗接種陽轉(zhuǎn)者3年后仍保持陽性的百分率的95%可信區(qū)間因為nP=85，nq=11，均大于5，n=96＞50，可按正態(tài)近似求該疫苗接種3年仍保持陽轉(zhuǎn)率的95%可信區(qū)間。1.96sp85/961.9685/96(185/96)/96Ho

=用一種新藥治療某種寄生蟲病，受試者50人中在服藥后1人發(fā)生嚴(yán)重反應(yīng)，這類反應(yīng)在此病患者中也曾有發(fā)生，但過去普查結(jié)果為每5000人僅有一人出現(xiàn)。問此藥能否提升了這類反應(yīng)生率：服藥后的反應(yīng)率與普查時的反應(yīng)率相等，即受試者每50人服藥后平均反應(yīng)人數(shù)為μoH1：服藥后的反應(yīng)率高于普查時的反應(yīng)率，即μ＞μo單側(cè)α=本例n=50，πo=1/5000=，μo=nπo=50×=，樣本例數(shù)為50時，抽得樣本嚴(yán)重反應(yīng)人數(shù)X≥1的概率：P=1-P（0）P（0）=ee0.010.99P==今P=，按α=，拒絕Ho，接受H1，故能夠為此新藥能提升了這類反應(yīng)的發(fā)生率。同一水樣中，每次抽取1ml置培育皿中，共作10個平板培育，共數(shù)得菌落146個，試預(yù)計該檢樣菌落數(shù)的95%可信區(qū)間。X=146（個），X＞50，用正態(tài)近似法求該檢樣本菌落數(shù)的95%的可信區(qū)間為：X±uaX1461.96146122.32~169.68(個)某疫苗預(yù)防接種后，進行相關(guān)的非傳染性疾病流行病學(xué)核查，結(jié)果以下：接種組與比較組各檢查10萬人，接種組發(fā)病22人，比較組發(fā)病36人。試問兩組發(fā)病率有無差異Ho：兩組發(fā)病率相同，即μ1=μ2H1：兩組發(fā)病率不一樣樣樣，即μ1≠μ2=本例136人2=22人u=1212

36221.83832236附表2，t界表，υ=∞，得＞P＞，在α=的水平上，不拒Ho，尚不能夠夠兩病率有差。15.甲乙兩市分用抽認識已婚女癌的生病狀況，甲市1萬人，患者82例，乙市2萬人，患者102例。甲乙兩市癌生病率有無差Ho：兩市已婚女癌生病率相等，即μ1=μ2H1：兩市已婚女癌生病率不相等，即μ1≠μ2α=X1=82/10000=，X2=102/20000=X1X20.00820.0051u=0.0082/100000.0051/20000X1/n1X2/n2=本也能夠萬人位，算更：u=82512.98998251/2附表2，t界表，υ=∞，得＞P＞，在α=的水平上，拒Ho，接受H1，故可兩市女子癌生病率的差有著性，甲市已婚女子癌生病率高于乙市。察某種防治菌性痢疾（菌?。┡e措的見效，果如表3-6。能否據(jù)此舉措有效表5-8兩人群菌痢病率的比（1979年）分人數(shù)菌痢例數(shù)(無菌痢數(shù))病率(‰)4118214097照5217725145合9335939242Ho：π1=π2H1：π1≠π2α=P1P2u=PC(1PC)(1/n11/n2)=0.00510.01384.2040.00996)(1/41181/5217)0.00996(1附表2，t界表，υ=∞，得P＜，按α=的水平，拒Ho，接受H1，故可和照的菌痢病率有差，的病率低于照，即舉措有效。把某瘤新病例按地點點在一地上，又將地區(qū)分紅多面相等的小方格，再分病數(shù)0，1，2，??及相的方格數(shù)，此料作Possion散布合度的X2，若P＜，即可此病在人群中的散布不隨機，可能有齊集性。你如何答：此料作Poisson散布合度的X2，若P＜按α=水平，拒Ho，接受H1，可此料不依據(jù)Poisson散布，也即能夠此病在人群中不呈隨機散布，再合考境（地形、地貌）等料，合知確定有無齊集性。某有人口5000人，已知血吸蟲陽性率降落至5%左右。血防站準(zhǔn)行一次血吸蟲感染的普，先將每10人便作一個初的混淆本，混淆本血吸蟲卵陰性，10人均作陰性；混淆本陽性，再混淆本的10人便逐人復(fù)。此法比一般的逐人便會減少多大的工作量：k=每混淆本例數(shù)；P=血吸蟲卵陽性率；q=陰性率=1-p；N=所有受人數(shù)；N/k=混淆本數(shù)，即數(shù)1）算每平均次數(shù)。由二散布理可知：概率次數(shù)混淆本內(nèi)?q=qk1所有陰性k混淆本內(nèi)1-qk+1最罕有1例陽性一平均次數(shù)=（qk×1）+（1-qk）（k+1）=k-kqk+1（1）（2）算所有希望數(shù)。所有希望數(shù)=（N/k）（k-kqk+1）=N（1-qk+1/k）（2）本例已知：N=5000，K=10，P=，q=1-p=，代入（2）所有受希望數(shù)=5000×（+1/10）=比一般逐人減少工作量：=，減少工作量的百分比：5000=%。某行學(xué)前少兒百日咳、白喉、破制品的接種，據(jù)已掌握的狀況，將全各分好、好、差三，各隨機抽取1/10的學(xué)前少兒作，果如表5-9，估百白破疫苗接種率的95%可信區(qū)。表5-9某三百白破疫苗接種率果人數(shù)抽人數(shù)接種率好7371723好148991478差9308930合305783131本求按比率分派的分抽中體率的可信區(qū)，第一算接種率及其準(zhǔn)。（1）p=[ΣΝiΡi]/Ν=1/31578[7371×+14899×06969+9308×]=31578=（2）spNi2(1ni/N)[(pi(1pi)/(ni1)/N=2723/7371)[0.81740.1826/(7231)]93082930/9308)[0.30220.6978/(9301)}7371(1(1=該率不湊近于0或1，一般以為依據(jù)二項散布。因n=3131，較大，可用正態(tài)近似法計算其可信區(qū)間。95%CI：P±=+×=（，）為認識某縣某病感染率，現(xiàn)從全縣125個村民組（共3萬人）中隨機抽出10個村民組，對該10個村民組的所有人口進行了檢查，結(jié)果以下，試據(jù)此預(yù)計此縣鄉(xiāng)村居民感染率村民組12345678910共計人數(shù)1381561761841942152743293503702386感染人數(shù)41485670758690101109121797本例采納整群抽樣作整體率的點預(yù)計和區(qū)間預(yù)計。按正態(tài)近似原理計算：已知：K=125，k=10點預(yù)計：p=（K/Nk）（Σαi）=（125/30000/10）×（797）=sp(K/N)1k/K)[1/k/(k1)](aiai)2(125/30000)(110/125)[(1/10/101][(41797/10)2(121791/10)2]=95%可信區(qū)間：P±=（，）99%可信區(qū)間：P±=（，）第六章χ2查驗合理并組確實概率法（精準(zhǔn)）n≥401≤T＜5是非題：1.√2.√3.×4.×5.×6.√7.√單項選擇題：1.A問答題：X2查驗適用于解決那些問題對資料的設(shè)計種類和應(yīng)用條件有何不一樣樣樣要求（1）X2查驗適用于：①兩個及兩個以上的率或組成比的比較；②計數(shù)資料兩要素間的相關(guān)關(guān)系；③頻數(shù)散布的擬合優(yōu)度查驗。（2）對資料的設(shè)計種類和應(yīng)用條件。1）四格表的X2查驗：基本公式X2(AT)2T＞5且n＞40T專用公式X2(adbc)2n(ab)(cd)(ac)(bd)校訂公式X2(adbcn/2)2nb)(c1＜T＜5且n＞40(ad)(ac)(bd)或X2(AT0.5)2T當(dāng)T＜1或n＜40時，可使用確實概率計算法直接計算概率，應(yīng)用時注意區(qū)分單、雙側(cè)查驗。雙側(cè)查驗。雙側(cè)查驗取雙側(cè)積累概率，單側(cè)查驗只取一側(cè)積累概率。）行×列（R×C）表資料的X2查驗：基本公式與四格表基本公式相同。專用公式：2(A2可使用實質(zhì)頻數(shù)計算2X1)X。nnRnC適用條件①行×列表不宜有1/5以上的格子的理論頻數(shù)小于5，或有一格理論頻數(shù)小于1。②當(dāng)多個樣本率（或組成比）比較的X2查驗，拒絕查驗假定，只好以為各整體率（或組成比）之間總的有差異，但不能夠夠說明互相間都有差異或某二者間有差異，若要進一步解決此問題，可用X2切割法。③對單向有序列聯(lián)表，X2查驗只說明各辦理組的效應(yīng)在組成比上有無差異。）列聯(lián)表資料的X2查驗：×C列聯(lián)表公式：與R×C（行×列）表相同，但查驗假定不一樣樣樣，R×C列聯(lián)表用于查驗有沒關(guān)系，而R×C（行×列）表用于多個率或組成比的比較。適用條件與行×列表適用條件①相同。2×2列聯(lián)表或配對資料X2查驗，查驗兩個辦理有無差異。X2(bc)2＞40bb+cc或校訂公式X2(bc1)2b+c＜40bc查驗兩種辦理間有無相關(guān)，公式同四格表所用公式4）頻數(shù)散布擬合優(yōu)度的22(AT)2X公式XT適用條件遇有理論頻數(shù)小于5時，可與相鄰組歸并。X2查驗的基本思想是什么X2查驗的基本思想是實質(zhì)數(shù)與理論編數(shù)的吻合程度，它是依據(jù)查驗假定來確立的，如作兩樣本率的比較，我們先假定兩組的整體率相同，均等于兩組共計的總率，如果查驗假定建立，則實質(zhì)數(shù)與理論數(shù)之差一般不會很大。出現(xiàn)很大的X2值的概率是很小的若P<X我們就思疑查驗假定建立的可能性很小,所以拒絕,若P>X則沒有原由拒絕它3、四表格資料在何種狀況下需要進行校訂為何2推測統(tǒng)計量X2時是用一種連續(xù)概率散布（X2散布）作為對察看頻數(shù)概率散布的近似，為改良此近似提出了一個修正，即取平方以前將正偏差（A-T）減，負2偏差加，這樣使X值降低，校訂后的概率更湊近確實的概率。24、行X列表X查驗的注意事項有哪些（1）X2查驗要求理論數(shù)不宜太小，不然將致使解析的偏性，一般以為行X列表中不宜有1/5以上格子的理論頻數(shù)小于5，或有一個理論數(shù)小于1。對理論數(shù)頻數(shù)大小有三種辦理方法：最好增添樣本例數(shù)以增添理論頻數(shù)②刪去上述理論頻數(shù)太小的行或列③將太小理論頻數(shù)所專家或列與性質(zhì)周邊的鄰行鄰列的實質(zhì)頻數(shù)歸并。后兩法可能會損失約息，也會損失樣本的隨機性，不一樣樣樣的歸并方式有可能影響推測結(jié)論，故不宜作常例方法。2（2）當(dāng)多個樣本率（或組成比）比較的X查驗，結(jié)論為拒絕查驗假定，只好以為各總體率（或整體組成比）之間總的來說有差異，但不能夠夠說明它們互相見都有差異，或某兩個間有差異，實質(zhì)工作中，經(jīng)常還需要知道各組間比較的狀況，若要進一步解2決此問題，不能夠夠采納一般四格表的X查驗進行兩兩比較，因為這會增大犯Ⅰ型錯誤的概率，可采納以下方法：①改變明顯水平后的兩兩比較法（Brunden法）前已述及，若將多個樣本兩兩組成四格表，用一般的四格表方法會增大Ⅰ型錯誤，那么，一種自然的想法就是能否將明顯水平適合降低，進而一方面相當(dāng)于抵消Ⅰ型偏差的增添，一方面又可采納一般的四格表方法辦理改變明顯性水平的方法正是鑒于這類思想。Brunden法系將查驗水平α調(diào)整為αα’=α/2（K-1）（）式中K為樣本數(shù)，此后用求得的各四格表的X2值與X2α值比較，進而作出推測，也就是說，若取α=，K=6（則α’=），則不能夠夠用（1）=為界值，而要用（1）=為界值。其余，也可用各四X2查驗對應(yīng)的P值與α’比較而得出結(jié)論。②改變明顯界值的兩兩比較法：該法近似于上法，但考慮到了辦理組數(shù)a，所以更合理，辦理組數(shù)a是各組按率的大小擺列后，欲比較的兩組間包含的組數(shù)，表列出了用蒙特卡洛模擬法求出K×2表切割為非獨立的四格表的明顯界值。有了此明顯界值后，只需用各四格表的X2值與相應(yīng)的界值比較即可作出結(jié)論。K×2表切割為非獨立的四格表的明顯界值K辦理a234563456計算題：某醫(yī)師用甲、乙兩藥治療某病，結(jié)果以下表，問甲、乙兩藥療效有無差異表6-7甲、乙兩藥療效比較計算表藥物治愈數(shù)未治愈數(shù)共計甲291140乙69473共計9815113Ho：兩藥療效相同，即π1=π2H1：π1≠π2α=Tmin=15×40/113=且n＞40用公式(adbc)2nX2=(ab)(cd)(ac)(bd)查X2界值表，得P＜，按α=的水平拒絕Ho，接受H1，故能夠為甲、乙兩藥療效有差異，乙藥療效較好。某衛(wèi)生防疫站在中小學(xué)察看三種矯治近視眼舉措的見效，近期療效數(shù)據(jù)如表,結(jié)論為“近期療效要以夏季無眼藥水最好，保健操為次，新醫(yī)療法最差”。試對此作解析議論。表6-2三舉措的近期有效率比較矯治方法有效人數(shù)無效人數(shù)（共計）有效率（%）夏季無眼藥水5184135新醫(yī)療法62632眼保健操51318共計62123185Ho：三組藥物近期有效率相等H：三組藥物近期有效率不等或不全相等1α=X2n(A21)185(51284262262nRnC62135135123326232123+521321)4.498186218123v=（2-1）（3-1）=2查X2界值表，得＞P＞，按α=的水平不拒絕Ho，尚不能夠夠以為三種舉措的近期有效率有差異。某廠在冠芥蒂普查中研究冠芥蒂與眼底動脈硬化的關(guān)系，資料整理如表。問二者之間能否存在必然的關(guān)系表6-3某廠員工冠芥蒂與眼底動脈硬化普查結(jié)果解析眼底動脈硬化冠芥蒂診療結(jié)果共計正?？梢晒诮娴?340116357Ⅰ7313692Ⅱ+Ⅲ1002019139共計5134431588注：原表中T4,3=6×31/588=＜1，故將Ⅱ和Ⅲ級歸并（1）解法Ⅰ：此題為雙向有序分類變量，可設(shè)X為眼底動脈硬化等級，Y為冠芥蒂診療結(jié)果，X、Y的等級分別為1、2、3。計算Spearman等級相關(guān)系數(shù)rs=，P＜，眼底動脈硬化程度與冠芥蒂診療結(jié)果存在正相關(guān)。（2）解法Ⅱ：列聯(lián)表X2查驗Ho：冠芥蒂與眼底動脈硬化級別沒關(guān)H1：冠芥蒂與眼底動脈硬化級別相關(guān)=X2n(A21)588(340211262nRnC3575133574435731732132621002202192925139244923113951313944139-1=31查附表9，X2界值表，得P＜，按α=的水平拒絕Ho，接受H1，故可認為該廠員工冠芥蒂與眼底動脈硬化級別相關(guān)。4.表6-4用兩種方法檢查已確診的乳腺癌患者120名。甲法檢出率為60%，乙法檢出率50%，甲乙兩法一致的檢出率為35%，問：1）兩種方法何者為優(yōu)表6-4甲乙兩法查驗結(jié)果乙法甲法共計+-+421860-303060共計7248120Ho：兩法分不出利害，即B=CH1：兩法能分出利害，即B≠C=b+c=18+30=48＞40X2(bc)2(1830)23.00bc1830v=1，查附表9，X2界值表，得＞P＞，按α=的水平不拒絕Ho，尚不能夠夠以為檢出率有差異（2）兩種方法的檢出結(jié)果能否相關(guān)系Ho：兩法的檢出結(jié)果沒關(guān)系H1：兩法的檢出結(jié)果相關(guān)系=T1,2min6048/12024n＞40用公式X2(adbc)2nb)(cd)(ac)(bd)(a(42301830)21205.00=60607248查X2界值表，得＞P＞，按α=的水平拒絕Ho，接受H1，故能夠為甲、乙兩法檢出結(jié)果相關(guān)。經(jīng)頻頻多次實踐證明，用一般療法治療某病的治愈率約為20%?，F(xiàn)改用新療法治療，并隨機抽取400名該病患者進行治療，那么這400名患者中最少要多少人治愈才能判斷比一般療法見效好此判斷發(fā)生錯誤的概率有多大H1：0.2單側(cè)α=本例n=4000.2p0u=0(10)/n解之，p0u0(10)/n=+0.2(10.2)/400=X=Np==94（人）名患者中最少要有94人治愈才能判斷新療法比一般療法見效好。此判斷可能發(fā)生錯誤的概率為5%某種化學(xué)物質(zhì)經(jīng)惹起腫瘤試驗，實驗組15只白鼠中4只發(fā)生癌變，比較組10只白鼠無一發(fā)生癌變（表6-5）。問兩組發(fā)癌率有無差異表6-5某藥物腫瘤治療試驗發(fā)癌數(shù)未發(fā)癌數(shù)共計實驗組41115比較組0（）1010共計42125Ho：兩組發(fā)癌率相等，即π1=π2H1：兩組發(fā)癌率不等，即π1≠π2α=此題n=25＜40，故用四格表確實切概率法公式：P=(ab)!(cd)!(ac)!(bd)!a!b!c!d!n!1）～（5）：周邊共計保持不變的四格表有（取︳A-T︳大于等于表的概率和，即P=p（1）+p（5）=+=,按α=水平不拒絕Ho，尚不能夠夠以為兩組的發(fā)癌率有差異。某醫(yī)院收治了100例臨床確診的小兒佝僂病患者，住院時均分別作血生化檢查與X光片檢查（表6-6）。欲認識此病法何者較敏感，試設(shè)計一整理表，并指出宜作何統(tǒng)計辦理應(yīng)做配對設(shè)計表6-6佝僂病患兒住院檢查登記表編號

生化查驗

X

光片12..100每個患兒按檢查次序編號，生化指標(biāo)及X光片陽性記為“+”，陰性記為“據(jù)表6-6登記結(jié)果，整理概括記入表6-9。表6-9生化檢查和X線檢查結(jié)果生化X線檢查共計

-”，根檢查

+

-+

α

b

α+b-cd共計a+c若在考慮了兩法一致的驗.

a,d

c+db+dN此后,仍擬比較兩法何者較敏感

,應(yīng)做配對資料的

X2

檢X2(bc)2（b+c＞40）(bc)X2(bc1)2（b+c＜40)v=1(bc)某醫(yī)生察看某新藥對預(yù)防流行性感冒(流感)的見效,并作了統(tǒng)計辦理(表3-18),你對此有何建議表6-7用藥組和比較組流感生病率比較發(fā)病數(shù)未發(fā)病數(shù)共計有效率%服藥組50130180未服藥組40190230共計90320410X2=,P＜（1）因旨在察看新藥的見效，依據(jù)服藥組有效率低于比較組（未服藥）就不用進行假定查驗。（2）應(yīng)付本項實驗察看的易感者裸露條件進行解析能否均衡可比。第七章秩和查驗答案填空題非參數(shù)統(tǒng)計（秩和查驗）不受整體散布的限制，適應(yīng)范圍廣，查驗效率低于參數(shù)查驗3.P＜4.n＞25是非題：1.√2.√3.×4.√單項選擇題：問答題：參數(shù)查驗與非參數(shù)查驗的差異安在各有何優(yōu)弊端（1）參數(shù)查驗與非參數(shù)查驗的差異。1）參數(shù)查驗：以已知散布（如正態(tài)散布）為假定條件，對整體參數(shù)進行預(yù)計或查驗。2）非參數(shù)查驗：不依靠整體散布的詳細形式和查驗散布（如地點）能否相同。（2）參數(shù)查驗與非參數(shù)查驗的優(yōu)弊端。1）參數(shù)查驗：長處是吻合條件時，查驗效率高；其弊端是對資料要求嚴(yán)格，如等級數(shù)據(jù)、非確立數(shù)據(jù)（＞50mg）不能夠夠使用參數(shù)查驗，并且要求資料的散布型已知和整體方差相等。2）非參數(shù)查驗：長處是應(yīng)用范圍廣、簡單、易掌握；弊端是若對吻合參數(shù)查驗條件的資料用非參數(shù)查驗，則查驗效率低于參數(shù)查驗。如無效假定是正確的，非參數(shù)法與參數(shù)法相同好，但假如無效假定是錯誤的，則非參數(shù)查查見效較差，如需查驗出相同大小的差其余差異經(jīng)常需要好多的資料。另一點是非參數(shù)查驗統(tǒng)計量是近似依據(jù)某一部分，查驗的界值表也是有近似的（如配對秩和查驗）所以其結(jié)果有必然近似性。2．非參數(shù)查驗適用那些狀況（1）等級次序資料。（2）偏態(tài)資料。當(dāng)察看資料呈偏態(tài)或極度偏態(tài)散布而有未經(jīng)變量變換，或雖經(jīng)變量變換但仍未達到正態(tài)或近似正態(tài)散布時，宜用非參數(shù)查驗。（3）未知散布型資料（4）要比較的各組資料變異度相差較大，方差不齊，且不能夠夠變換達到齊性。（5）初步解析。有些醫(yī)學(xué)資料因為統(tǒng)計工作量過大，可采納非參數(shù)統(tǒng)計方法進行初步解析，精選此中存心義者再進一步解析（包含參數(shù)統(tǒng)計內(nèi)容）（6）關(guān)于一些特別狀況，如從幾個整體所獲取的數(shù)據(jù)，經(jīng)常難以對其原有整體散布作出預(yù)計，在這類狀況下可用非參數(shù)統(tǒng)計方法。3．為何秩和查驗的編秩在不一樣樣樣比較組間出現(xiàn)相同數(shù)據(jù)要賞賜“平均秩次”，而同一組的相同數(shù)據(jù)不用計算“平均秩次因為在不一樣樣樣比較組，不取平均秩次會加大或減小某一組的秩和；而在同一組內(nèi)，出現(xiàn)相同數(shù)據(jù)不編平均秩次，該組秩和不受影響。4．兩樣本比較的秩和查驗當(dāng)n1＞10，n2-n1＞10時采納u查驗，這時查驗是屬于參數(shù)查驗仍是非參數(shù)查驗，為何兩組比較的秩和查驗，當(dāng)n大時，秩和散布近似正態(tài)散布，此時不用要再編制比n更大的T查驗界值表，而利用秩和散布隨n增大漸近正態(tài)散布的性質(zhì)，進行u查驗，故仍屬于非參數(shù)檢。計算題：試查驗（表7-1）針刺不一樣樣樣穴位的鎮(zhèn)痛見效有無差異（1）假定：Ho：三穴位鎮(zhèn)痛見效的散布相同H1：三穴位鎮(zhèn)痛見效的不一樣樣樣或不全相同α=（2）計算查驗統(tǒng)計量：表7-1針刺不一樣樣樣穴位的鎮(zhèn)痛見效鎮(zhèn)痛見效各穴位的察看頻數(shù)秩次范圍平均秩次合谷足三里扶突共計+3853471381～138++44292396139～234+++12281959235～293++++24163373294～366Ri219352176423462ni118126122366RiH=12/[N（N+1）]×Ri2/ni-3（N+1）=12/[366（366+1）×[219352/118+217642/126+234622/122]-3（366+1）=Σ（ti3-ti）/（N3-N）C=1-=1-[（1383-138）+（963-96）+（953-95）+（733-73）]/（3663-366）==HC==（3）確立P值和作出推測結(jié)論：此題K=3，v=3-1=2，查附表9，X2界值表，得＞P＞，按α