1、1、 多重線性回歸1、 繪制散點圖：散點圖提示瘦素、體重指數(shù)與脂聯(lián)素存在線性關(guān)系2、正態(tài)性檢驗：K-S值=0.100,P=0.2000.10，認為Y值（脂聯(lián)素）服從正態(tài)分布3、方差齊性檢驗：P0.10，方差齊性。（可用殘差圖檢驗正態(tài)性和方差齊性）綜上可知，資料滿足線性，樣本中各個體之間相互獨立，因變量服從正態(tài)分布，方差齊性，故可進行多重線性回歸分析。4、構(gòu)建多重線性回歸方程：=b0+b1X1+b2X2+b3X3+b4X45、回歸方程的假設(shè)檢驗建立假設(shè)檢驗，確立檢驗水準(zhǔn):H0：1=2=3=4=0H1：1，2，3，4不全為0=0.05方差分析結(jié)果如下：F=17.000，P0.001，差異有統(tǒng)計學(xué)意

2、義，故拒絕H0，接受H1，認為見相關(guān)系數(shù)i不全為零，該回歸模型有統(tǒng)計學(xué)意義,用這四個自變量構(gòu)成的回歸方程解釋脂聯(lián)素的變化有意義。6、計算決定系數(shù)決定系數(shù)R2=0.731，說明利用體重指數(shù)、病程、空腹血糖、瘦素等四個因素可以解釋脂聯(lián)素的約73.1%的變異，可以認為回歸效果較好。調(diào)整的確定系數(shù)R2ad=0.6880.05，故不拒絕H0，認為1=0.即體重指數(shù)對脂聯(lián)素的影響無統(tǒng)計學(xué)意義。病程：t2=-0.621，P=0.0540.05，故不拒絕H0，認為2=0.即病程對脂聯(lián)素的影響無統(tǒng)計學(xué)意義。瘦素：t3=-3.211，P=0.0050.05,故不拒絕H0，認為4=0.即病程對脂聯(lián)素的影響無統(tǒng)計學(xué)意

3、義。綜上，估計回歸方程為=58.199-0.811X(瘦素)8、繪制殘差圖由殘差圖可知，X值（瘦素）變動時，相應(yīng)的Y值（脂聯(lián)素）有相應(yīng)的變動，兩變量間有線性關(guān)系，兩變量滿足方差齊性。二，Logistic回歸分析因為因變量為二分類變量，取值只有0和1，故采用Logistic回歸分析。1、 Logistic回歸模型的基本結(jié)構(gòu)：Ln(p/1-p)=0+1X1+2X2+3X32、Logistic回歸方程的假設(shè)檢驗建立假設(shè)檢驗，確立檢驗水準(zhǔn):H0：1=2=3=4=0 ，模型無統(tǒng)計學(xué)意義H1：1，2，3，4不全為0，模型有統(tǒng)計學(xué)意義=0.05卡方檢驗結(jié)果如下：由上表可知：卡方值X2=21.730， P0.

4、001,故在=0.05水準(zhǔn)下拒絕H0，接受H1，認為模型有統(tǒng)計學(xué)意義。3、Logistic回歸的參數(shù)估計及假設(shè)檢驗建立假設(shè)，確立檢驗水準(zhǔn)：H0:i=0；H1：i0 =0.05統(tǒng)計結(jié)果如下：由上表可知：X1：Wald X2=10.142,P=0.0010,Exp(B)=3.034，說明休克是增加死亡優(yōu)勢的危險因素，當(dāng)其他變量取固定值時，搶救前已休克的死亡風(fēng)險是搶救前無休克的死亡風(fēng)險的3.034倍。X2：Wald X2=4.559，P=0.330,Exp(B)=2.019，說明心衰是增加死亡優(yōu)勢的危險因素，當(dāng)其他變量取固定值時，搶救前發(fā)生心衰的死亡風(fēng)險是未發(fā)生心衰死亡風(fēng)險的2.019倍。X3：Wa

5、ld X2=8.036，P=0.0050，Exp(B)=2.651，表明未能及時送往醫(yī)院是增加死亡優(yōu)勢危險因素，當(dāng)其他變量取固定值時，未能及時送往醫(yī)院的死亡風(fēng)險是及時送往醫(yī)院的死亡風(fēng)險的2.65倍。綜上所述，得出Logistic回歸方程：Ln(p/1-p)=-2.086+1.110 X1+0.703 X2+0.975 X3三、卡方檢驗：該資料為計數(shù)資料，故采用非參數(shù)檢驗：卡方檢驗。建立假設(shè)檢驗，確立檢驗標(biāo)準(zhǔn)H0:兩種藥物療效相同；H1：兩種藥物療效不同。=0.05結(jié)果如下：卡方值X2=1.086，自由度v=1，P=0.2970.05，差異無統(tǒng)計學(xué)意義，故不拒絕H0，不能認為兩種藥物療效不相同。

6、4、 簡單線性相關(guān)與回歸1、 繪制散點圖由散點圖可知兩變量存在線性關(guān)系，就診率隨距離的增加呈直線下降趨勢。2、 正態(tài)性檢驗由上表可知距離與就診率的K-S分別為0.127和0.104，P值均為0.2000.10，兩變量均來自正態(tài)分布總體。因兩變量為隨機變量且各樣本相互獨立，兩變量存在線性關(guān)系均服從正態(tài)分布，故可進行Pearson相關(guān)分析。（如果不滿足雙變量正態(tài)分布，則用Spearman秩相關(guān)，要對原始數(shù)據(jù)進行編秩再分析）3、計算相關(guān)系數(shù)，對相關(guān)系數(shù)進行假設(shè)檢驗：建立假設(shè)檢驗，確立檢驗水準(zhǔn)：H0：=0; H1：0; =0.05由上表可知pearson相關(guān)系數(shù)r=-0.989，P0.001，按=0.

7、05水準(zhǔn)故拒絕H0，接受H1，認為0，兩變量間線性相關(guān)有統(tǒng)計學(xué)意義。r=-0.9940，說明兩變量間存在很強的負相關(guān)。4、方差齊性檢驗：殘差圖中散點分布圍繞e=0為中心分布，故可推斷方差齊性。4、 綜上可知，變量間滿足線性、獨立、正態(tài)及等方差的前提，可進行線性回歸分析。5、建立回歸模型，估計線性回歸方程：Y=+X6、線性回歸方程的假設(shè)檢驗：建立假設(shè)檢驗，確立檢驗水準(zhǔn)：H0：總體回歸方程不成立或總體中自變量X對因變量Y沒有貢獻。 H1：總體回歸方程成立或總體中自變量X對因變量Y有貢獻。=0.05方差分析結(jié)果如下：F=624.935，P0.001，按=0.05水準(zhǔn)拒絕H0，接受H1，可認為距離與就

8、診率之間的回歸方程具有統(tǒng)計學(xué)意義。7、 回歸系數(shù)假設(shè)檢驗：建立假設(shè)檢驗，確立檢驗水準(zhǔn)：H0：=0; H1：0; =0.05t=-24.999，P0.10，故兩變量均服從正態(tài)分布。（2） 方差齊性檢驗Levene方差齊性檢驗得F=0.104，P=0.7510.05,故方差齊性。綜上，該實驗屬完全隨機設(shè)計實驗，樣本相互獨立、均來自正態(tài)分布總體且方差齊性，故可進行兩獨立樣本的t檢驗。（3） 兩獨立樣本的t檢驗建立假設(shè)檢驗，確立檢驗水準(zhǔn)：H0：1= 2，即正常新生兒和窒息新生兒血液中的SOD總體平均水平相等。H1：12，即正常新生兒和窒息新生兒血液中的SOD總體平均水平不相等。=0.05因方差齊性，故

9、t=4.425,P0.10，表明d來自正態(tài)分布總體。3、 t檢驗建立假設(shè)檢驗，確立檢驗水準(zhǔn)：H0：d=0,即新藥與對照組平均瘤重相等H1：d0，即新藥與對照組平均瘤重不相等=0.05t=3.262,P=0.0100.10，方差齊性。綜上，該實驗設(shè)計為完全隨機設(shè)計，各樣本是相互獨立的隨機樣本；各樣本都來自正態(tài)總體；各總體方差相等，故采用完全隨機設(shè)計方差分析比較各樣本均數(shù)。（3） 方差分析建立假設(shè)，確立檢驗水準(zhǔn)H0：1=2=3=4，即四組小鼠平均耐氧存活時間相等；H1：1、2、3、4不全相等，即四組小鼠平均耐氧存活時間不全相等；=0.05計算檢驗統(tǒng)計量如下：F=17.528，P0.001,按=0.

10、05水準(zhǔn)，拒絕H0，接受H1，認為不同劑量的茶多酚保健飲料對延長小白鼠的平均耐氧存活時間有差別。（4） 對各個樣本進行兩兩比較由以上兩表可知LSD,Bonferroni,S-N-K法均表明對照組與低劑量組的平均耐氧存活時間無差異，中劑量組與其他三組的平均耐氧存活時間均有差異，高劑量組與其他三組的平均耐氧存活時間均有差異。高劑量組的平均耐氧存活時間最長，其次是中劑量組，低劑量組與對照組的平均耐氧存活時間無明顯差別。2、 隨機區(qū)組設(shè)計由資料可知該實驗設(shè)計為隨機區(qū)組設(shè)計，資料為計量資料，樣本量大于2，由殘差圖可直觀判斷隨機區(qū)組隨機區(qū)設(shè)計資料滿足方差齊性，故采用隨機區(qū)組隨機區(qū)組方差分析對各樣本均數(shù)進行比較。（1） 方差分析建立假設(shè)，確立檢驗水準(zhǔn)H0：三種不同藥物作用后小鼠肉瘤重量的總體均數(shù)相等；H1：三種不同藥物作用后小鼠肉瘤重量的總體均數(shù)不全相等。H0：各區(qū)組的總體效應(yīng)相等；H1：各區(qū)組的總體效應(yīng)不全相等。均取=0.05處理組（drug