统计计算课程设计报告书

1、. 统计计算 课程设计报告 学院 专业 学号 评语： 分数 . . . . . . . . 题型一：。mg/dl），结果如表1例，测定尿中类固醇排出量（ 1、某医生随机抽取正常人和脑病病人各11脑，标准差S1=0.985mg/dl；该医生根据此资料算得正常人尿中类固醇排出量的均数=4.266mg/dlt = S2=1.626mg/dl，配对t检验结果，病病人尿中类固醇排出量的均数=5.732mg/dl，标准差 3.098，P 0.05 正态性检验的结果如下：p=1 p=2 水平下，正常人的尿中类固醇排出量的正态性统因为是小样本，所以观察Shapiro-Wilk0.05检验结果：说明在，所以正0

2、.54040.05的P值为：计量W的P值为：0.22590.05，脑病病人的尿中类固醇排出量的正态性统计量W常人和脑病病人的尿中类固醇排出量都通过正态性检验，即正常人和脑病病人的尿中类固醇排出量的分布都服 从正态分布。 检验，输出结果如下：所以选择采用独立组两样本T 方法的检所以观察相应Pooled结果表明：正常人和脑病病人的尿中类固醇排出量数据是方差齐性的（Equal）， ，结论为正常人和脑病病人的尿中类固醇排出量有显著差异。验统计量的P值=0.01880.05 大白鼠随机分为核黄素缺Wistar2、某研究者为研究核黄素缺乏对尿中氨基氮的影响，将60只一周后测尿中氨基氮的三天排出量，限食量、

3、乏、不限食量三组不同饲料组。每组20只大白鼠。检验进行两两比较，得出结论：三组之间结果如表2。该研究者对上述资料采用了两样本均数t。检验进行两两比较，得出结论：三组之间均数差异均有统均数差异均有统计学意义（P0.05） 计学意义（）。P0.05输出结果中，统计量的p值 ）的方差是齐性的。的三天排出量（mg 正态性检验的结果如下：p=1 p=2 p=3 水平下，核黄素缺乏饲料组的大白鼠进食一周后因为是小样本，所以观察Shapiro-Wilk检验结果：说明在0.05限食量饲料组的大白鼠进食一周后尿0.25260.05；的正态性统计量尿中氨基氮的三天排出量（mg）W的P值为：不限食量饲料组的大白鼠进

4、食一周后尿值为：中氨基氮的三天排出量（mg）的正态性统计量W的P0.00010.05；。所以除核黄素缺乏饲料组外，限食量饲中氨基氮的三天排出量（mg）的正态性统计量W0.02560.05P值为：的）都不通过正态性检验，即核黄素缺mg料组和不限食量饲料组的大白鼠进食一周后尿中氨基氮的三天排出量（）是服从正态分布的，而限食量饲料组和不限食量乏饲料组的大白鼠进食一周后尿中氨基氮的三天排出量（mg ）的分布不是正态分布。mg饲料组的大白鼠进食一周后尿中氨基氮的三天排出量（ 所以选择采用非参数方差分析，输出结果如下： . . . . ，44.05017.950和mg）的均值分别为：29.500，三组不同

5、饲料组的大白鼠进食一周后尿中氨基氮的三天排出量（ ）是存在差异的。可以初步看出三组不同饲料组的大白鼠进食一周后尿中氨基氮的三天排出量（mg 三组不同饲料组的大白鼠进食一周后尿中氨基氮的三天排出量法进行多重比较，输出结果说明：用Bonferroni mg）之间有显著差异。（ 例经临床和病理证实的恶性滋养细胞肿瘤进行选8、某医师用改良的Seldingers插管技术对3该医师考虑到数据相差较大，。测定治疗前后血中的HCG含量如表3择性盆腔动脉插管灌注化疗。，差异有统计学意义，故0.05，P检验采用对数变换后进行两样本均数比较的t，得t =2.460 的含量有差别。认为治疗前后血中HCG 含量测定结果

6、（HCGpmol/L）表3 灌注化疗前后 XXXX ） lg 灌注前（病例号 灌注后（） lg2112 5.3222 210000 1280000 1 6.1072 3.5185 75500 3300 4.8779 2 3.3444 2210 3 4.0952 12450 0.9685 4 9.3 6.1761 1500000 3.3979 5 2500 10000 4.0000 . . . . 6 9700 1203 3.9868 3.0803 3.6835 4825 7 4.1928 15588 2.9609 3.6256 4223 8 914 【问题3】 1、这是什么资料? 2、该实验属

7、于何种设计方案？ 3、该医师统计方法是否正确？为什么？请用SAS程序和SAS结果解释原因。 答： 1、这是成对组（配对）数据的资料。 2、该实验属于配对比较设计方案。 3、该医师统计方法不正确；因为两独立组样本均数t检验要求每组观察值是来自正态分布的总体的，而经检验证明，上述的两组数据并不都服从正态分布，所以不可以采用两独立组样本均数t检验，而应考虑采用非参数检验；而且上述数据的部有明显地进行了“以前”和“以后”情况的对比，所以不应该采用简单的两样本均数比较的t检验，而应考虑采用成对组（配对）检验，所以综上所述：上述数据的统计分析应考虑采用成对组Wilcoxon符号秩检验。 SAS源程序： d

8、ata tk13; input x y; diff=x-y; cards; 6.1072 5.3222 4.8779 3.5185 4.0952 3.3444 6.1761 0.9685 4 3.3979 3.9868 3.0803 4.1928 3.6835 3.6256 2.9609 ; proc print; run; proc univariate data=tk13 normal; var diff; run; SAS结果及分析： （1）因为两组数据相差较大，所以首先对数据进行对数变换，来保证两组数据的方差齐性，然后再对对数变换后的数据进行相关的检验分析。 原数据的方差齐性检验： 含

9、量测定结果所以我们可以认为为对数化前的灌注化疗前后HCG值=0.0000110150.05，所以我们可以认为为对数化后的灌注化疗前后输出结果中，统计量的p ）的方差是齐性的。（pmol/L ）录入数据：（2 含量测定结果的对数化结果yHCG）为灌注前HCG含量测定结果的对数化结果（pmol/L；为灌注后变量解释：x 含量测定结果的对数化结果的差值。diff为灌注前后HCG（pmol/L）； 0.05，所以在值0.0001 0.05因为是小样本，所以观察Shapiro-Wilk检验结果：正态性检验的结果来看，P含量测定结果的差值服从正态分布，故可采用非参数的符号检验和符号秩HCG显著性水平下拒绝灌注化疗前后显著性水平下，我们可以认为灌注化疗前后来看，在0.05M=4, P=0.0078c1 then do ; w1=0; c1=t+fs+w1; end ; else do; w1=c1-t; c1=t+fs+w1; n=n+1; end ; ss=ranexp(seed)*0.9; if c1c2 then do; w2=0; c2=c1+w2+ss; end; if c1c1 then do; w2=c2-c1; c2=c1+w2+ss; n=n+1; end; if c1c2 &