医学统计学题库

WORD格式可编辑WORD格式可编辑专业技术分享专业技术分享第一章 绪论习题一、选择题（D）调查、录入数据、分析资、撰写论文实验、录入数据、分析资、撰写论文调查或实验、整资、分析资设计、收集资、整资、分析资收集资、整资、分析资在统计学中，习惯上把）的事件称为小概事件。A.P0.10B.P0.05P0.01C.P0.005D.P0.05E.P0.013～8计数资 B.等级资 C.计资 名义资 角资14405125270330414。分别用两种同成分的培养基（AB）548、8490123、171；B：90、116、124225、84。该资的类型是（C。空腹血测值，属于（ C）资。41823631该资的类型是（B。某血库提供6094 ABO血型分布资如下：O型1823A型1598B型2032AB型641该资的类型是（D。100名18岁男生的身高数据属于二、问答题举说明总体与样本的概 .答：统计学家用总体这个术语表示大同小异的对象全体，通常称为目标总体，而资常来源于目标总体的一个较小总体，称为研究总体。实际中由于研究总体的个体众多，甚至无限多，因此科学的办法是从中抽取一部分具代表性的个体，称为样本。如，关于吸烟与肺癌的研究以英国成男子为总体目标， 1951英国全部注册医生作为研究总体，按照实验设计随机抽取的一定的个体则组成研究的样本。举说明同质与变异的概变异是指该总体内部的差异，即个体的特异性。如，某地同性别同龄的小学生具有同质性，其身高、体重等存在变异。简要阐述统计设计与统计分析的关系同特点，选择相应的统计分析方法对资进分析第二章 第二章统计描述习题一、选择题1．描述一组偏态分布资的变异，以（D）指标较好。A.全距 B.标准差C.变异系数D.四分位数间距 E.方差2．各观察值均加（或减）同一数后（B。A.均数变，标准差改变B.均数改变，标准差变C.两者均变D.两者均改变E.以上对偏态分布宜用）描述其分布的集中趋势。算术均数 B.标准差 C.中位数D.四分位数间距 E.方差可选用的最佳指标是。标准差 标准误 全距 四分位数间距 E.变异系数5.测某地 152人接种某疫苗后的抗体滴，宜用（C）反映其平均滴A.算术均数 B.中位数 C.几何均数 众数 调和均6.测某地 237人晨中氟含（ mg/L）,结果如下：氟值：0.2～0.6～1.0～1.4～1.8～2.2～2.6～3.0～3.4～3.8～频数：75 67 30 20 16 19 6 2 1 1宜用（B）描述该资。A.算术均数与标准差 B.中位数与四分位数间距 C.几何均数与标准差D.算术均数与四分位数间距E.中位数与标准差用均数和标准差可以全面描述）资的特征。正偏态资 B.负偏态分布 正态分布D.对称分布 E.对数正态分布比较身高和体重两组数据变异大小宜采用（A。变异系数 B.方差 C.极差D.标准差 E.四分位数间距血清学滴资最常用来表示其平均水平的指标是（ C。算术平均数 B.中位数 C.几何均数D.变异系数 E.标准差最小组段无下限或最大组段无上限的频数分布资，可用（C）描述其集中趋势。均数 B.标准差 C.中位数D.四分位数间距 E.几何均数现有某种沙门菌食物中毒患者164的潜伏期资，宜用（ B）描述该资。算术均数与标准差 B.中位数与四分位数间距 C.几何均数与标准差D.算术均数与四分位数间距E.中位数与标准差测某地 68人接种某疫苗后的抗体滴，宜用（C）反映其平均滴。算术均数 B.中位数 C.几何均数 众数 调和均二、分析题龄21-30龄21-3031-4041-5051-6061-70性别 男男男男男数 101481482372134922答案：性别21~3031~40龄组41~5051~6061~70男108822132214143749.某医生在一个有5万人口的社区进肺癌调查，通过随机抽样共调查2000人，全部调查工作在10天内完成调查内容包括病学资和临床实验室检查资。调查结果于表 1。该医生对表中的资进统计分析，认为男性肺癌的发病高于性，而死亡情况则完全相反。表1某社区同性别人群肺癌情况性别检查人数有病人数死亡人数死亡（%）发病（%）男10506350.00.579503266.70.32合计20009555.60.45答：否2）答：否3）应该如何做适当的统计分析？表1某社区同性别人群肺癌情况性别检查人数患病人数死亡人数死亡比（‰）现患（‰）男1050632.8575.714950322.1053.158合计2000952.54.53．1998国家第二次卫生服务调查资显示，城市妇分娩地点分布（ %）为医院63.84，妇幼保健机构卫生院7.63，其他7.77；农村妇相应的医院20.38，妇幼保健机构4.66，卫生院16.38，其他58.58。试说明用何种统计图表达上述资最好。答：如，用柱状图表示：63.8458.5863.8458.58城市农村20.3820.7616.384.667.637.77医院妇幼保健机构卫生院其他6050403020100第三章 抽样分布与参数估计习题一、选择题1（E ）分布的资，均数等于中位数。A.对数 B.正偏态 C.负偏态 D.偏态 E.正态对数正态分布的原变X是一种（D）分布。A.正态 B.近似正态 C.负偏态 D.正偏态 E.对称估计正常成性红细胞计数的 95%医学参考值范围时，应用（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)估计正常成男性汞含的 95%医学参考值范围时，应用。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．某人群某疾病发生的阳性数X阳性数X5．某人群某疾病发生的阳性数X阳性数X少于k人的概为（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 分布的标准差和均数的关系是（C 。A. B. C.=2D.= E.与无固定关系533095%可信区间为。33A.330330B.33033A.330330B.3302.58330C.D.332.5833E.(3301.96330)/5Piosson分布的方差和均数分别记为2和，当满足条件）时，Piosson 分布近似正态分布。接近0或1 B.2较小 C.较小D.接近0.5 E.

20二项分布的图形取决于（C ）的大小。 B.n C.n与 D. E.10（C）小，表示用该样本均数估计总体均数的可靠性大。A.CV B.S C.X

D.R E.

（E ）的概为 5％。XXA.1.96 B.1.96 C.2.58 D.t0.05/S E.t0.05/SXX1992随机抽取100数的95%可信区间为（B。A.742.58410B.741.96410C.742.584D.7444E.741.964一药厂为解其生产的某药物（同一批次的有效成分含是否符合国家规定的标准，随机抽取该药10片得其样本均数与标准差；估计该批药剂有效成分平均含的95％可信区间时，应用。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％，估计该地人群肾综合征出血热阴性感染的95％可信区间时，应用。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 )在某地采用单纯随机抽样方法抽取10万人，进一伤害死亡回顾调查，得伤害死亡数为 60人；估计该每10万人平均伤害死亡数的95％可信区间时，应用。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 )关于以0为中心的t分布，错误的是。A.相时，t越大，P越大 B.t分布是单峰分布WORD格式可编辑WORD格式可编辑专业技术分享专业技术分享C.时，tu D.t分布以0为中心，左右对称E.t二、简单题1、标准差与标准误的区别与联系(XX)(XX)2n1误。标准差是个体差异或自然变异，能通过统计方法来控制。标准误：

S nXn

，是估计均数抽样误差的大小。可以用来估计总体均数的可信区间，进假设检验。可以通过增大样本来减少标准误2、二项分布的应用条件（）各观察单位只能具有两种相互独的一种结果（2）已知发生某结果的概为，其对结果的概为（ 1-）（3）n次试验是在相同条件下独进的，每个观察单位的观察结果会影响到其他观察单位的结果。3、正态分布、二项分布、poisson分布的区别和联系答：区别：二项分布、poisson分布是离散型随机变的常见分布，用概函数描述其分布情况，而正态分布是连续型随机变的最常见分布，用密函数和分布函数描述其分布情况。（二项分布与poissonn很小时，B(n,)近似服从poissonP(n)二项分布与正态分布的联系，当n较大，接近 0也接近 1，特别是当和n(1)大于 5时二项分布近似正态分布poisson分布与正态分布的联系，当 20时，poisson分布近似正态分布。三、计算分析题1、如何用样本均数估计总体均数的可信区间答：用样本均数估计总体均数有3种计算方法： n小，按tXt S,Xt S2（ X2

X）nu分布，按正态分布原，可信区间为(Xu2,

S ,Xu S )X X已知，按正态分布原，可信区间为(Xu X

,Xu )X2某市2002测得 120名11岁男孩的身高均数为标准差为同时测得120名11岁孩的身均数为148.1cm，标准差为7.1cm，试估计该地11岁男、童身高的总体均数，并进评价。答：本题男、童样本均为 120名（大样本，可用正态近似公

Xu

SX估计男、童身高的总体均数的95%置信区间。146.8男童的95%CI为

7.6120=（145.44，148.16）148.11.96*7.1童的 95%CI为 120=（146.83，149.37）31/203128.81群中登革热血凝抑制抗体反应阳性的95%可信区间。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进估计。登革热血凝抑制抗体反应阳性的95%可信区间为（0.0881±1.96*0.016）=（0.0568，0.119）第四章 数值变资的假设检验习题一、选择题在样本均数与总体均数比较的t检验中，无效假设是。样本均数与总体均数等 B.样本均数与总体均数相等C.两总体均数等 D.两总体均数相等E.样本均数等于总体均数在进成组设计的两小样本均数比较的t核对数据 作方差齐性检验 求均数、标准D.求两样本的合并方差 作变变换两样本均数比较时，分别取以下检验水准，以）所取第二类错误最小。A.0.01 B.0.05 C.0.10D.0.20 E.0.30正态性检验，按0.10检验水准，认为总体服从正态分布。该推断有错，其错误的概为（ 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，而未知关于假设检验，下面哪一项说法是正确的。单侧检验优于双侧检验PH0犯错误的可能性很小采用配对t检验还是两样本t检验是由实验设计方案决定的检验水准0.05用两样本u检验时，要求两总体方差齐性假设一组正常人的胆固醇值和血磷值均近似服从正态分布为从同角来分析该两项指标间的关系， 可选用：(E)配对t检验和标准差 变异系数和相关回归分析C.成组t检验和F检验 变异系数和u检验E.配对t检验和相关回归分析在两样本均数比较的t检验中，得到t能犯：(B)

P0.05，按0.05检验水准拒绝无效假设。此时可0.05/2,第Ⅰ类错误 B.第Ⅱ类错误 一般错误 错误较严重E.严重错二、简答题假设检验中检验水准P值的意义是么？为判断拒绝或拒绝无效假设HPH规定的总体中随机0 0抽样时，获得等于及大于（负值时为等于及小于）现有样本统计的概。t检验的应用条件是么？答t（n5n30时的两样本均数比较时，要求两样本来自总体方差相等的总体比较Ⅰ型错误和Ⅱ型错误的区别和联系。答Ⅰ型错误拒绝实际上成的 H，Ⅱ型错误拒绝实际上成的 H。通常，当样本含变时， 越小，0 0越大；反之，越大，越小如何恰当地应用单侧与双侧检验？答在一般情况下均采用双侧检验，只有在具有充足由可以认为如果无效假设H成，实际情况只能有一种0方向的可能时才考虑采用单侧检验。三、计算题调查显示，我国农村地区三岁男童头围均数为48.2cm，某医生记录某乡村 20名三岁男童头围，资如下：48.2947.0349.1048.1250.0449.8548.9747.9648.1948.2549.0648.5647.8548.3748.2148.7248.8849.1147.86解检验假设H :,H0 0

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

48.5548.22.241,vn120119查t临界值表，单侧t于一般三岁男童

1.729,得P0.05,在0.05H0.05,19

,可以认为该地区三岁男童头围大分别从10乳癌患者化疗前和化疗后 1天的样中测得白蛋白 (ALb,mg/L)的数据如试分析化疗是否ALb的含有影响12345678123456789103.311.79.46.82.03.15.33.721.817.633.030.88.811.442.65.81.619.022.430.2解检验假设H :0 d

0,H: 01 d0.05这，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查表得双侧t 2.262,t2.262,P0.05,按0.05检验水准拒绝H,可以认为化疗对乳腺癌患者ALb的0.05,9 0含有影响。某医生进一项新药临床试验，已知试验组15人，心均数为 76.90，标准差为8.40；对照组16人，心数为73.10，标准差为6.84.试问在给予新药治疗之前，试验组和对照组病人心的总体均数是否相同？解方差齐性检验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

2.70,P0.05,在0.05水平上不能拒绝

,可认为该资方差齐。0.05(14,15) 0两样本均数比较的假设检验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查临界值表t 2.045,知P0.05,在0.05水准上尚不能拒绝H.所以可以认为试验组和对照组0.05,29 0病人心的总体均数相同测得某市18岁男性20人的腰围均值为76.5c标准差为10.6c性 25人的均值为69.2c标准差为6.5c根据这份数据可否认为该市18岁居民腰围有性别差异？.解 方差齐性检: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

1.94,P0.05,在0.05水平上拒绝

,可认为该资方差齐。0.05(19,24) 0两样本均数比较的假设检验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查临界值表t 2.042,知P0.05,在0.05水准上拒绝H.所以根据这份数据可以认为该市18岁0.05,30 0居民腰围有性别差异53~12150名，血浆视黄醇均数为1.21µmol/L，0.28µmol/L；3~121600.98µmol/L，0.34µmol/L.试问甲乙3~12解检验假设H :0 1

,H:2 1 1 20.05n这，

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在这u0.821.96,P0.05,按0.05检验水准尚能拒绝H,可以认为甲乙两地3~12岁儿童血浆视黄0醇平均水平没有差别第五章 方差分析习题一、选择题完全随机设计资的方差分析中，必然有（C 。SS组间

SS组内

MS组间

MS组内E.

＝SS总

＋SS组间 组

D.MS总

MS

＋MS组间 组组间 组内t2t检验结果（D。tF

方差分析结果准确Ft检验结果准确 D.完全等价且tF

E.论上一致在随机区组设计的方差分析中，F处理

F0.05(12

，则统计推论是（A。各处组间的总体均数全相等各处组间的总体均数相等各处组间的样本均数相等处组的各样本均数间的差别均有显著性各处组间的总体方差全相等随机区组设计方差分析的实中有（E 。SS 会小于SS B.MS 会小于MS处理 区组 处理 区组C.F处理

值会小于 1 D.F区组

值会小于 1E.F值会是负数完全随机设计方差分析中的组间均方是）的统计。表示抽样误差大小 B.表示某处因素的效应作用大小C.表示某处因素的效应和随机误差两者综合影响的结果。D.表示n个数据的离散程 E.表示随机因素的效应大小完全随机设计资，满足正态性和方差齐性。要对两小样本均数的差别比较，可选择。完全随机设计的方差分析 B.u检验 C.配对t检验D.2检验 E.秩和检验配对设计资，满足正态性和方差齐性。要对两样本均数的差别做比较可选择（A 。随机区组设计的方差分析 B.u检验 C.成组t检验D.2检验 E.秩和检验对k个组进多个样本的方差齐性检验（Bartlett法，得

2 P0.05 0.05， 按 检验，可认为（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

全相等变变换中的对数变换（xlgX或xlg(X)，适用于C ：使服从Poisson使方差齐的资达到方差齐的要求使服从对数正态分布的资正态化使轻偏态的资正态化XX0.5使较小（XX0.5变变换中的平方根变换（x

x

，适用于A ：使服从Poisson使服从对数正态分布的资正态化使方差齐的资达到方差齐的要求使曲线直线化使较大（>70%）二、简答题1、方差分析的基本思想及应用条件答：方差分析的基本思想就是根据试验设计的类型，将全部测值总的离均差平方和及其自由分解为两个或多个部分，除随机误差作用外，每个部分的变异可由某个因素的作用（或某几个因素的交互作用）加以解释，如组

可有处因素的作用加以解释。通过比较同变异来源的均方，借助 F分布做出统计推断，从而推组间论各种研究因素对试验结果有无影响。方差分析的应用条件）各样本是相互独的随机样本，均服从正态分布；（）差相等，即具有方差齐性。2、在完全随机设计资的方差分析与随机区组设计资的方差分析在试验设计和变异分解上有么同？总 组间 组答：完全随机设计：采用完全随机化的分组方法，将全部实验对象分配g个处组（水平组），各组分别接同的处。在分析时，SS SS 总 组间 组随机区组设计：随机分配的次数要重复多次，每次随机分配对同一个区组内的受试对象进，且各个处组受试对象数相同，区组内均衡。在分析时，SS

SS SS SS总处理 区组 组内总3、为何多个均数的比较能直接做两两比较的t检验？答：多个均数的比较，如果直接做两两比较的t检验，每次比较允许犯第Ⅰ类错误的概是 α，这样做多次t一步进多个样本均数间的多重比较4、SNK-q检验和Dunnett-t检验可用于均数的多重比较，它们有何同？答：SNK-q检验常用于探性的研究，适用于每两个均数的比较Duunett-t检验多用于证实性的研究，适用于k-1个实验组与对照组均数的比较。三、计算题1、某课题研究四种衣内棉花吸附十硼氢。每种衣各做五次测，所得数据如表 。试检验各种衣棉吸附十硼氢有没有差异。表5-1各种衣间棉花吸附十硼氢衣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采用完全随机设计的方差分析，计算步骤如下：Ho:各个总体均数相等H1:各个总体均数相等或全相等α=0.05表5-1各种衣间棉花吸附十硼氢衣1衣衣1衣2衣3衣4合计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 总= 总*总=0.809902*（20-1）=12.4629，

总=20-1=19SS n(X组间 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，组间=4-1=3SS SS组间

组间=12.4629-8.4338=4.0292，

组内=20-4=16组间组间MS 组间组间组间组内组内MS 组内组内

4.0292

3=2.8113组内2.81130.2518=11.16

16=0.2518方差分析表变异来源SSνMSFP总12.462919组间8.433832.811311.16<0.01组内4.0292160.2518 F

7.51

F11.167.51按1

2=16F

0.01(2,16) ， ，故P<0.01。α=0.05HH，可以认为各种衣中棉花吸附十硼氢有差异。0 12、研究中国各地区农村3岁儿童的血浆视黄醇水平，分成三个地区：沿海、内陆、西部，数据如下表,问三个地区农村3岁儿童的血浆视黄醇水平有无差异。地区nXS沿海201.100.37内陆230.970.29西部190.960.30解：Ho:各个总体均数相等H1:各个总体均数相等或全相等α=0.0500SS n(X

X)2=0.2462，

组间=3-1=2组间 i iSS n组内 i

1）Si

2

组内=62-3=59组间组间MS 组间组间组间组内组内MS 组内组内组内

6.0713

2=0.123159=0.10290.12310.1029=1.20方差分析结果变异来源SSνMSFP总6.317561组间0.246220.12311.20>0.05组内6.0713590.1029 F

F1.203.93按1

2=59F

0.05(2,59) ， ，故P>0.05。按α=0.05水准尚能拒绝Ho,故可以认为各组总体均数相等3、将同性别、体重相近的同一配伍组的556305表5-2.大鼠经5种方法染尘后全肺湿重区组 对照 A组 B组

C组 D组第1区1.43.31.91.82.0第2区1.53.61.92.32.3第3区1.54.32.12.32.4第4区1.84.12.42.52.6第5区1.54.21.81.82.6第6区1.53.31.72.42.1解：处组间：Ho:各个处组的总体均数相等H1:各个处组的总体均数相等或全相等α=0.05区组间：Ho:各个区组的总体均数相等H1:各个区组的总体均数相等或全相等α=0.05表5-2.大鼠经5种方法染尘后全肺湿重WORDWORD格式可编辑专业技术分享专业技术分享区组 对照 A组

B组 C组 D组 n Xj j第1区1.43.31.91.82.052.0800第2区1.53.61.92.32.352.3200第3区1.54.32.12.32.452.5200第4区1.84.12.42.52.652.6800第5区1.54.21.81.82.652.3800第6区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 总

X2N

=19.8897，总

=30-1=29SS处理组

n(Xi i

X)2=17.6613,

处理组

=5-1=4SS n(X区组 j j

X)2=1.1697,区组

=6-1=5SS =19.8897-17.6613-1.1697=1.058 （5-6-=20误差 误差方差分析结果变异来源总SS19.8897ν变异来源总SS19.8897ν29MSFP处组17.661344.415383.41<0.01区组1.169750.23394.42<0.01误差1.0587200.0529按1=4，

2=20F

F0.01(4,20)

，F83.415.17，故P<0.01。α=0.05H0

H1

，可以认为5种处间的全肺湿重全相等。 按1=5，

2=20F

F0.05(5,20)

，F4.423.29，故P<0.05。α=0.05HH60 14、对第1题的资进均数间的多重比较。解：采用SNK检验进两两比较。Ho:AB,即任两对比较组的总体均数相等H1:AB,即任两对比较组的总体均数相等WORD格式可编辑WORD格式可编辑专业技术分享专业技术分享α=0.05将四个样本均数由小到大排，并编组次：均数 2.4120 2.4640 2.9680 4.0280组别 衣 2 衣 1 衣 3 衣 4组次 1 2 3 44个样本均数两两比较的q检验(Newman-Keuls法)对比组两均数之差组数Q值P值1与20.052020.2317>0.051与30.556032.4775>0.051与41.616047.2008<0.012与30.504022.2458>0.052与41.564036.9691<0.013与41.060024.7233<0.05按按α=0.054H,差异有统计学意义，其他两两比较拒绝H，差异无统计0 0学意义。即衣2与衣 4，衣1与衣 4，衣3与衣 4的棉花吸附十硼氢有差异，还能认为衣 1衣 2，衣 2与衣 3，衣 1与衣 3的棉花吸附十硼氢有差异。第章 分类资的假设检验习题一、选择题2分布的形状（D 。同正态分布 B.同t分布 为对称分布D.与自由有关 E.与样本含n有关四格表的自由（B 。一定等于1 B.一定等于1 C.等于数×数D.等于样本含－1 E.等于格子数个样本作比较，

20.01,4

，则在=0.05的检验水准下，可认为。A.各总体全相等 B.各总体均等 C.各样本均等D.各样本全相等 E.至少有两个总体相等测得某地6094人的两种血型系统，结果如下。欲研究两种血型系统之间是否有联系，应选择的统计分析方是（B 。6094人的ABOMNABO血型M

MN血型N MNO431490902A388410800B495587950AB13717932A.秩和检验 B.2检验C.Ridit检验D.相关分析E.Kappa检验假定两种方法检测结果的假阳性和假阴性均很低。 现有50份血样用甲法检查阳性25份用乙法检查阳性35份，两法同为阳性和阴性的分别为23份和13份。欲比较两种方法检测结果的差别有无统计学意义，应选用（D。A.u检验 B.t检验 C.配对t检验D.配对四格表资的2检验 E.四格表资的2检验某医师欲比较两种疗法治疗2型病的有效有无差别，每组各观察 30，应选用（C。两样本比较的u检验 两样本均数比较的u检验C.四格表资的2检验 D.配对四格表资的2检验E.四格表资2检验的校正公式用大剂 Vit.E治疗产后缺乳，以安慰剂对照，观察结果如下组，有效12，无效 6；安慰剂有效3，无效 9。分析该资，应选用（ D。t检验 B.2检验 C.F检验 D.Fisher确概法E.四格表资的2检验校正公式欲比较胞磷胆碱与经节苷酯治疗脑血管疾病的疗效，将78脑血管疾病患者随机分为2组，结果如下。析该资，应选用（D 。两种药物治疗脑血管疾病有效的比较组别 有效 无效 合计胞磷胆碱组46652经节苷酯组18826合计641478t检验 B.2检验 C.F检验 D.Fisher确概法E.四格表资的2检验校正公式当四格表的周边合计数变，某格的实际频数有变化，则其论频数（ C。增大 B.减小 C.变 D.确定E.随该格实际频数的增减而增减对于总合计数n为500的5个样本的资作 2检验，其自由为（D 。A.499 B.496 C.1 D.4 E.9个样本作比较，

2

，则在=0.05的检验水准下，可认为。A.各总体均等 B.各总体全相等 C.各样本均等D.各样本全相等 E.至少有两个总体相等某医院用三种方案治疗急性无黄疸性病毒肝炎254，观察结果如下。欲比较三种方案的疗效有无差别，选择的统计分析方法是。组别西药组中药组中西医结合组

三种方案治疗肝炎的疗效结果无效 好转 显效 痊愈49 31 5 1545 9 22 415 28 11 20秩和检验 B.2检验 C.t检验 D.u检验 E.Kappa检验某实验室分别用乳胶凝集法和免疫荧光法对58名可疑系统红斑疮患者血清中抗核抗体进测定： 乳胶法阳性13，免疫法阳性 23，两法同为阳性和阴性的分别为11和 33。欲比较两种方法检测结果的差别有统计学意义，应选用。u检验 B.t检验 C.配对t检验D.配对四格表资的2检验 E.四格表资的2检验某医师欲比较两种药物治疗高血压病的有效有无差别，每组各观察 35，应选用（ CA.两样本比较的u检验 两样本均数比较的u检验C.四格表资的

2检验 配对四格表资的2检验E.四格表资的2检验校正公式某医师为研究乙肝免疫球蛋白预防胎儿宫内感染HBV的效果将33 HBsAg阳性孕妇随机分为预防注射（22）和非预防组（11），观察结果为：预防注射组感染18.18%，非预防组感染45.45用（D。t检验 B.2检验 C.F检验 D.Fisher确概法E.四格表资的2检验校正公式用兰芩口服液治疗慢性炎患者34，有效者31；用银黄口服液治疗慢性炎患者 26，有效者18分析该资，应选用（ E。t检验 B.2检验 C.F检验 D.Fisher确概法E.四格表资的2检验校正公式二、简答题1．出2检验的用途？答推断两个总体间或者构成比见有无差别；多个总体间或构成比间有无差别；多个样本比较的的2分割两个分类变之间有无关联性以及频数分布拟合优的 2检验2．2检验的基本思想？答：2值反映实际频数与论频数的吻合程， 检验假设H成，实际频数与论频数的差值会小，则20值也会小；反之，检验假设H成，实际频数与论频数的差值会大，则 2值也会大。03．四格表资的2检验的分析思？（1）当n40且所有的T5时，用2检验的基本公式或四格表资2检验的专用公式；当p时，改用四格表资的Fisher22

(AT)2T(adbc)2n(ab)(cd)(ac)(bd)当n40，但有1T5时，用四格表资2检验的校正公式或改用四格表资Fisher(adbcn(adbcn2)2nc

(ab)(cd)(ac)(bd)当n40，或T1时，用四格表资的Fisher三、问答题1．R×C表的分析思1．答：R×C表可分为双向无序、单向有序、双向有序属性相同和双向有序属性同四类双向无序R×C表 R×C表中的两个分类变皆为无序分类变。对于该类资①研究目的为多个样本（或构成比）的比较，可用×表资的 2检验；②研究目的为分析两个分类变之间有无关联性以及关系的密程时，可用×表资的 2检验以及Pearson联系数进分析。R×C表有两种形式：一种是R×C通常是多个构成比的比较，此种单向有序R×C表可用×表资的 2检验；另一种情况是R×C表中的分组变为无序的，而指标变是有序的。其研究目的通常是多个等级资的比较，此种单向有序R×C表资宜用秩和检验或Ridit分析。双向有序属性相同R×C2×23（Kappa。双向有序属性同R×C表 表中两分类变皆为有序的，但属性同。对于该类资：①研究目的为分析同龄组患者疗效间有无差别时，可把它视为单项有序 R×C表资，选用秩和检验；②研究目的为分析两个有序分类变间是否存在相关关系，宜用等级相关分析或 Pearson积矩相关分析；③研究目的为分析两个有序分类变间是否存在线性变化趋势，宜用有序分组资的线性趋势检验。四、计算题据以往经验，新生儿染色体异常一般为1%，某院观察当地10005地新生儿染色体异常是否低于一般？（）建检验假设，确定检验水准H:0.010H:0.011单侧0.05（2）计算统计u值，做出推断结论本 0.01，1 10.011000，根据题意0 00.0050.010.010.0050.010.010.991000(1)n00 0(1)n00 0（3）确定P值，做出推断结论。u1.589，P>0.05,按0.05的检验水准，拒绝H0,尚能认为该地新生儿染色体异常低于一般现用某种新药治疗患者400，治愈369500477物的治愈是否相同？（）建检验假设，确定检验水准H:0 1 2H:1 1 2单侧0.05（2）计算统计，做出推断结论本 0.01，p0

369/4000.9225,p2

477/5000.954,p (369477)/(400500)0.94，根据题意c12p(1p)( )1 1c cn n1 20.940.06(12p(1p)( )1 1c cn n1 20.940.06(1400 5001)（3）确定P值，做出推断结论。u1.9773，P<0.05,按0.05的检验水准，拒绝HH，可以认为这两种药物的治愈同。0 1的总体缓解是否同？两种疗法的缓解的比较效果缓解未缓解单纯化疗15缓解未缓解单纯化疗15203542.86复合化疗1852378.26合计33255856.90

缓解（%）（）建检验假设，确定检验水准H: 两法总体缓解相同0 1 2H: 两法总体缓解同1 1 2双侧0.05计算统计，做出推断结论本 n=58,最小 论频数

=2325

9.9144，用四格表资 的2检验专用公式(1551820)258

RC 582 7.094 135233325确定P2(0.05,1)同。

3.84，P<0.05,在0.05的检验水准下，差异有统计学意义，可以认为两种治疗方案的总体缓解的检测结果有无差别？两种方法的检测结果唾液 血清 合计+－+151025－21315合计172340（）建检验假设，确定检验水准H:BC 两种方法的检测结果相同0H:BC 两种方法的检测结果同1双侧0.05计算统计，做出推断结论(1021)2本 b+c=12<40,用配对四格表资的2检验校正公式(1021)2

10

4.083 1确定P24.083，P<0.05,在0.05的检验水准下，差异有统计学意义，可以认为两种方法的检测结果同。250IL-8与MMP-9水平，结果如下表，问两种检测指标间是否存在关联？血清IL-8与MMP-9水平IL-8ⅠⅡⅢⅠⅠⅡⅢⅠ225027Ⅱ187020108Ⅲ05560115合计4013080250（）建检验假设，确定检验水准H:两种检测指标间无关联0H: 两种检测指标间有关联1双侧0.05（2）计算统计，做出推断结论 A2本为双向无序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）确定P值，做出推断结论。2n222n2联系数 r p

0.5846，可以认为两者关系密。第七章 非参数检验习题一、 选择题配对比较秩和检验的基本思想是：检验假设成，则对样本来说（ A A．正秩和与负秩和的绝对值会相差很大 B．正秩和与负秩和的绝对值相等C．正秩和与负秩和的绝对值相差很大 能得出结论E．以上对设配对资的变值为 X和X ，则配对资的秩和检验是（ E。1 2把X和X 的差数从小到大排序 B．分别按X和X 从小到大排序1 2 1 2C．把X和X 综合从小到大排序 D．把X和X 的和数从小到大排序1 2 1 2E．把X和X 的差数的绝对值从小到大排序1 2下哪项是非参数统计的优点（ D。A．受总体分布的限制 适用于等级资C．适用于未知分布型资 D．适用于正态分布E．适用于分布呈明显偏态的资等级资的比较宜采用（A 。秩和检验B．F检验 t检验

2检验 u检验在进成组设计两样本秩和检验时，以下检验假设哪种是正确的（ DA．两样本均数相同 两样本的中位数相同C．两样本对应的总体均数相同 D．两样本对应的总体分布相同E．两样本对应的总体均数同6．以下检验方法中，属于非参数检验方法的是（ E。Friedman检验 符号检验 C．Kruskal-Wallis检D．Wilcoxon检验 t检验7．成组设计两样本比较的秩和检验中，描述正确的是（C 。A．将两组数据统一由小到大编秩B．C．D．E．遇有相同数据，在同一组，取平均致词二、简答题1．答（1）资符合参数统计法的应用条件（总体为正态分布、且方差相等）或总体分布类型未知； 2）等级资；（3）分布呈明显偏态又无适当的变转换方法使之满足参数统计条件；（4）在资满足参数检验的要求时，应首选参数法，以免低检验效能2．你学过哪些设计的秩和检验，各有么用途？（）配对设计的符号秩和检验Wilcoxon配对法）是推断其差值是否来自中位数为的总体的方法，可用于配对设计差值的比较和单一样本与总体中位数的比较）成组设计两样本比较的秩和检验Wilcoxon两样本比较法）用于完全随机设计的两个样本的比较，目的是推断两样本分别代表的总体分布是否吸纳共同（3）成组设计多样本比较的秩和检验Kruskal-Wallis检验别代表的总体的分布有无差别（4）随机区组设计资的秩和检验（Friedman检验较。3试写出非参数统计方法的主要优缺点（1）适用范围广，受总体分布的限制；2）对数据的要求严；（3）缺点：如果对符合参数检验的资用非参数检验，因能充分用资提供的信息，会使检验效能低于非参数检验；要使检验效能相同，往往需要大的样本含。三、计算题8份血清分别用HITAH7600（仪器一）和OLYMPUSAU640（仪器二）乳酸脱氢酶LD，结果见表7-。问两种仪器所得结果有无差别？表7-18份血清用原法和新法测血清乳酸脱氢酶（U/L）的比较编号仪器一仪器二11001202121130322022541862005195190615014871651808170171解：建检验假设，确定检验水准H：用方法一和方法二测得乳酸脱氢酶含的差值的总体中位数为，即 M 0dH:M 0d0.05计算检验统计T值①求各对的差值 见表7-4第（4）栏。②编秩 见表7-4第（5）栏。③求秩和并确定统计T。T

5.5 T

30.5 取T5.5。P值，做出推断结论本中n8T5.5，查附表TP0.05；按照0.05H0H1。认为用方法一和方法二测得乳酸脱氢酶含差别有统计学意义。表7-48份血清用原法和新法测血清乳酸脱氢酶（U/L）的比较编号原法新法差值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名被动吸烟者和38名非被动吸烟者的碳氧血红蛋白HbCO(%)含见表 7-2。问被动吸烟者的HbCO(%)是否高于非被动吸烟者的HbCO(%)含？7-2吸烟工人和吸烟工人的HbCO(%)含比较含被动吸烟者非被动吸烟者合计很低123低82331中161127偏高10414高404解：（1）建检验假设，确定检验水准H：被动吸烟者的HbCO(%)与非被动吸烟者的HbCO(%)含总体分布相同0H：被动吸烟者的HbCO(%)与非被动吸烟者的HbCO(%)含总体分布同10.05（2）计算检验统计T值①编秩②求秩和并检验统计T1909，T1

1237.5,n1

39，n2

40，故检验统计T1909，因n1

39，需要用u检验；又因等级资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）确定P值，做出推断结论u 3.6141.96cP按检验水准拒绝H接受H认为被动吸烟者的HbCO(%)与非被动吸烟者的HbCO(%)0 1含总体分布同表7-5吸烟工人和吸烟工人的HbCO(%)含比较WORDWORD格式可编辑专业技术分享专业技术分享人数含被动吸烟者非被动吸烟者合计

秩次范平均秩次围

秩和被动吸烟者 非被动吸烟者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合计394079——19091237.5受试者4个受试者的收缩压值有无显著差别？表7-3 四种防护服与收缩压值受试者编号防护服A防护服B防护服C防护服D1115135140135212212513512031101301361304120115120130解：关于四种防护服对收缩压的影响：建检验假设，确定检验水准H：穿四种防护服后收缩压总体分布相同0H：410.05计算统计M值①编秩②求秩和并计算检验统计6159.59.5T 10，M(610)2(9.510)2(1510)2(9.510)241.543）确定P值，做出推断结论处组数k4，配伍组数b4

52M41.552P0.05，按0.05检验水准拒0.05(4,4)绝H，尚能认为同防护服对收缩压影响有差别。0表7-5 关于四种防护服对收缩压的影响受试者编号

防护服A

防护服B

防护服C

防护服D收缩压秩次收缩压秩次收缩压秩次收缩压秩次111511352.514041352.52122212531354120131101135313641302412021151126313046T6i关于四个受试者收缩压值的差别：

9.5 15

9.5WORD格式可编辑WORD格式可编辑专业技术分享专业技术分享建检验假设，确定检验水准H：四个受试者的收缩压值没有差别0H：四个受试者的收缩压值同10.05计算统计M值①编秩②求秩和并计算检验统计T13.59107.5104M(13.510)2(910)2(1010)2(7.510)219.5P值，做出推断结论处组数k4，配伍组数b4

52M19.552P0.05，按0.05检验水准拒0.05(4,4)绝H，尚能认为四个受试者的收缩压值有差别。0表7-6 关于四个受试者收缩压值的差别受试者编号

防护服A 防护服B 防护服C 防护服D Ti收缩压秩次收缩压秩次收缩压秩次收缩压秩次111521353.51404135413.5212241252135212019311011353.513631302.51041203115112611302.57.5第八章 直线回归与相关习题一、选择题直线回归中，如果自变X乘以一个为0或1的常数，则有。截距改变 B.回归系数改变 C.两者改变D.两者改变 E.以上情况有可能如果直线相关系数r1，则一定有。SS总

SS残

＝SS残

＝SS总 SS总SS回 E.以上正确相关系数r与决定系数r2在含义上是有区别的，下面的几种表述，哪一种最正确。r值的大小反映两个变之间是否有密的关系r值接近于，表明两变之间没有任何关系r值接近于，表明两变之间有曲线关系r2值接近于，表明直线回归的贡献很小r2值大小反映两个变之间呈直线关系的密程和方向同地区水中平均碘含与地方性甲状腺肿患病的资如下：地区编号1234……17碘含（单位）10.02.02.53.5……24.5患病（％）40.537.739.020.0……0.0研究者欲通过碘含来预测地方性甲状腺肿的患病，应选用（ B 。相关分析 回归分析 等级相关分析D.2检验 E.t检验X与Y的标准差相等时，以下叙述（B）正确。ba B.br C.b1D.r1 E.用直线回归估计X值所对应Y值的均数可信区间时（E ）可减小区间长。增加样本含 B. X值接近其均数 C.减小剩余标准差D.减小可信 E.以上可以1有两组适合于作直线相关分析的实验资（按专业知识应取双侧检验）1组资：1

5，r1

0.857；2第2组资：n2

8，r2

0.712。在没有详细资和各种统计用表的条件下，可作出的结论是（A 。2缺少作出明确统计推断的依据 因n2

n，故r212

有显著性意义C.因rr，故r有显著性意义 D.r、

有显著性意义1 2 1 1 2E.r

没有显著性意义1 2某监测站同时用极谱法和碘法测定水中溶解氧的含， 结果如下拟用极谱法替代碘法测定水中溶氧的含，应选用（B 。水样号12345678910极谱法（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相关分析 回归分析 等级相关分析D.2检验 E.t检验对两个数值变同时进相关和回归分析， r有统计学意义（P0.05，(B)A．b无统计学意义 b有统计学意C．能肯定b有无统计学意义 D．以上是某医师拟制作标准曲线，用光密值来推测食品中亚硝酸盐的含，应选用的统计方法是 (B)A．t检验B．回归分析 相关分析 D．2检11．在直线回归分析中，回归系数b的绝对值越(D)A．所绘制散点越靠近回归线 B．所绘制散点越远离回归C．回归线对x轴越平坦 回归线对x轴越陡12．根据观测结果，已建 y关于x的回归方程y2.03.0x，x变化1个单位，y变化几个单位A．1 B．2 13．直线回归系数假设检验t，其自由为（A．n2 B．n1 C．2n1 D．2(n1) E．n二、简答题详述直线回归分析的用途和分析步骤。答：用途：①定描述两变之间的依存关系：对回归系数 b进假设检验时， P，可认为两变间存在直线回归关系用回归方程进预测：把预报因子（即自变 X）代入回归方程对预报（即因变 Y）估计，即可得到个体Y值的容许区间用回归方程进统计控制：规定 Y值的变化，通过控制X的范围实现统计控制的目标。分析步骤：①首先控制散点图：提示有直线趋势存在，可作直线回归分析；提示无明显线性趋势，则根据散及时复核检查。②求出直线回归方程abXblXYl

，aYˆbXˆ③对回归系数b进假设检验：方差分析，基本思想是将因变YSS总。t

分解为SS回归

XXSS剩余

，然后用F检验来判断回归方程是否成检验基本思想是用样本回归系数b与总体均数回归系数进比较来判断回归方程是否成， 实际应用中用r的检验来代替的检验。④直线回归方程的图示⑤回归方程拟合效果评价：决定系数R2R20.9说明回归能解释90%，此方程较好

(y)2(yy)2

SS回归，SS总校正决定系数R2adj

⑥直线回归方程的区间估计：总体回归系数的区间估计；Yˆ

的区间估计；个体值Y的容许区间直线相关与直线回归的联系和区别。答：区别（1）资要求同 相关要求两个变是双变正态分布；回归要求应变 Y服从正态分布，而自变X

（2）统计意义同 相关反映两变间的伴随关系这种关系是相互的，对等的；一定有因果关系；回归则反映两变间的依存关系，有自变与应变之分，一般将“因或较测定、变异较小者定为自变。这种依存关系可能是因果关系或从属关系分析目的同 相关分析的目的是把两间直线关系的密程及方向用一统计指标表示出来；回归分析的目的则是把自变与应变间的关系用函数公式定表达出来联系（变间关系的方向一致 对同一资，其r与b的正负号一致2假设检验等价对同一样本t t，lYYlYYlXX由于tb

计算较复杂，实际中常以r的假设检验代替对b（3）r与b值可相互换算br

（4）相关和回归可以相互解释简述直线回归分析的含义，写出直线回归分析的一般表达式，试述该方程中各个符号的名称及意义。地描述它们之间的数依存关系，这就是直线回归分析。一般表达式：Yi

Xi

X和Yi i

分别为第i个体的自变和应变取值。 称为截矩，为回归直线或其延长线与y轴交点的纵坐标。称为回归直线的斜。i

为误差。写出直线回归分析的应用条件并进简要的解释。答：线性回归模型的前提条件是线性、独、正态与等方差。线性是指任意给定的X所对应的应变Y的总体均数与自变 X呈线性关系独是指任意两个观察单位之间相互独。否则会使参数估计值够准确和确。（3）正态性是指对任意给定的X值，Y均服从正态分布，该正态分布的均数就是回归直线上与X值相对应的那个点的纵坐标。(4)等方差是指在自变X的取值范围内，论X取么值，Y有相同的方差线方程分析两变间的关系。曲线拟合一般分为两类：曲线直线化法和直接拟合曲线方程三、计算题某研究人员测定12名健康妇的龄 X（岁）和收缩压Y（KPa，测数据见表1，X（岁）Y（KPa）

表8-1 12名健康妇龄和收缩压的测数据59427236634755493842686019.616.659427236634755493842686019.616.621.215.719.817.019.919.315.318.620.120.5078367333799

34761，Y224.25，Y24234.141，XY12026.77X与Y之间的直线回归方程解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故所求直线回归方程为Y

10.8560.149X.X与Y之间的直线关系是否存在？）H0，即认为健康妇的龄与收缩压之间存在直线关系0H0，即认为健康妇的龄与收缩压之间存在直线关系10.05SS

Y2

(Y)2

4234.141224.25243.469

，n111，总 YYSS

l2lXY

n 12 总，234.96234.920 v 1，1580.92回归 XYSS SS剩余

XXSS回归

回归43.46934.9208.549，v剩余

n210MSF MS剩余

34.9208.54910

40.85。由v1，v1

10P0.05H0

，接受H1

。故可认为健康妇的龄与收缩压之间存在直线关系95%可信区间。MSS b l

8.549101580.92

0.023，

2.228，则总体回归系数的95%可信区间为0.05/2,10XX(0.1492.2280.020.1492.2280.023)(0.090.200)用AB两种放射线分别局部照射家兔的某个部位，观察照射同时间放射性急性皮肤损伤程（见表 8-2）问由此而得的两样本回归系数相差是否显著？表8-2 家兔皮肤损伤程（评分）时间（分）X

皮肤损伤程AY BY1 231.02.331.02.362.55.093.67.61210.015.21515.318.01825.027.62．解：2132.340.2（1）分别求出X与Y、Y1 2

之间的回归直线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计算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，做结论以v77410查表得，tt 0.700，故P0.5，拒绝H，尚能认为两样本回归系数相差显著0.5,10 0某学校为调查学生学习各科目之间的能迁移问题，特抽取 15名学生的历史与语文成绩见表，请计算相关程并进假设检验。1234567123456789101112131415889583937678858490818073797295788583907580838585827580867590学生编号历史X语文Y解：由以上数据计算得：（1）X1252，Y1232，X2105288，Y2101532，XYl 787.73，lXX YYl

343.73，lXY

378.07l lXXYY则相关系数r XY 0.7266l lXXYY（2）H：00H：010.05本题n15r0.7266，1r2n1r2n2得

3.813

vn21310.72662152查tP0.005。按10.726621520 1关系。在高血压脑出血微创外科治疗预后因素的研究中，调查13的术前 GCS值与预后，见表，试作等级相关析。表8-4 高血压脑出血微创外科治疗术前GIS值与预后评测编号12345678910111213术前GSC值7.011.04.06.011.014.05.05.013.012.014.06.013.0预后评测分值6.07.02.55.48.39.03.94.68.67.99.25.68.7解：将两个变的观察值分别由小到大编秩求各观察单位的两变的秩次之差d、d的平方d2及其总和 d2，

n13，

d25.5rs

1

6 d2n(n21)

1 65.5 0.985。13(1321)对该相关系数进假设检验：（5）H： 00 sH： 01 s0.05查表得，rs0.001(13)

0.824，故P0.001，按0.05水准拒绝，接受，可以认为在高血压脑出血微创外科治疗中，术前GSC值与预后之间存在正相关关系表8-5 高血压脑出血微创外科治疗术前GIS值与预后评测编号 术前GSC值

预后评测分值

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合计5.5第九章 协方差分析习题问答题2．协方差分析的应用条件3．协方差分析的步骤第十章 实验设计概述习题一、选择题某项关于某种药物的广告声称：“在服用本制000名上呼吸道感染的儿童中97