统计学方法-课后习题答案

第1章绪1.研究中的基本单位是指DA．样B.D.E.总从总体中抽取样本的目的是（B B.由样本统计量推断总体参 D.研究总体统计 Ｅ.计算统计指参数是指（B参与 B.描述总体特征的统计指 D.样本的总 E.参与变量下列资料属名义变量的是（E C．门就诊人 E.ABO血关于随机误差下列不正确的是（C C.也称为偏倚 E.增加样本含量可降低其大小1.量2.3样4.5.67.频率与概10答：某地区10万个7岁发育正常的男孩10万个710万个7岁发育正常的男孩的平均体答：该研究中的样本是：随机抽取的2007第2章统计描述

（宇传华方积乾编制频数表时错误的作法是（E B.组距常取等组距，一般分为10~15C.第一个组段须包括最小 D.最后一个组段须包括最大E.写组段，如“1.5~3，3~5描述一组负偏峰分布资料的平均水平时，适宜的统计量是（AA.中位 B.几何均 C.调和均 D.算术均 E.众比较5年级小学生瞳距和他们坐高的变异程度，宜采用（A B.全 C.标准D.四分位数间 E.百分位数P25与P975的间均数X和标准差S的关系是（AS越小，X对样本中其他的代表性越S越大，X对样本中其他的代表性越X越小，S越X越大，S越S必小于计算接种后抗-HBs的阳转率，分母为（B B.接种人 C.患者D.携带者 E.易感人某医院的院内率为5.2人/日，则这个相对数指标属于（CA.频 B.频率分 C.强 D.相对 E.算术均纵坐标可以不从0开始的图形为（DA.直方 B.单式条 C.复式条 D.箱式 E.以上均不表2-18描述内指标意义平均水均数的平均对称分几何均 平均倍 中位

调和均 （方）

变异系

答：2005年某医院为了肺癌患者接受手术治疗1年后的情况，被者150人，分别有30人病情稳定，66人处于进展状态，54人。当研究只是了解发生的情况，则只需计算率54/150=36%，属于频率指标。当研究者关心计算相对数时分母不宜过小样本量较小时以直接报告绝对数为宜表2-20答：详见表2-20表2-20图形适用资料 实施方法条图组间数量对比用直条高度表示数量大小定量资料的分布百分条图构成比 饼图构成比 线图定量资料数值变动线条位于横、纵坐标均为算术尺度的坐标系 散点图 箱式图 茎叶 2-2练习表2- 113

y

练习图2-1直方200220240260280Freq200220240260280FrequencStd.Dev.=N=FFrequencStd.Dev.=N=练习图2-2X207.4mg/dlS29.8mg/dl答：利用原始数据，求出P25=186.8mg/dl，P75=229.3mg/dl，P95=259.0mg/dl抗体滴 表2-21某地 表2-21某地 试分析答：随着时间的推移防工作做得不好，治疗水平则逐年提高（现在病死率下降第3章概率分布思考与练习参考答1.某资料的观察值呈正态分布，理论上有（C）的观察值落在X1.96S范围内A.B.C.D.E.正态曲线下，从均数A. B.1.64的面积为（C. D.）E.若正常人的血铅含量X近似服从对数正态分布，则制定X的95%参考值范围，最好采用（YlgX，SYY的标准差）（C）X

P25~P97

lg1(Y1.64SYlg1(Y1.96SY

P5~在样本例数不变的情况下，若（D），则二项分布越接近对称分布总体率越 B.样本率p越 C.总体率越D.总体率越接近 E.总体率接近0.1或铅作业工人周围血象点彩红细胞在血片上的出现数近似服从（D）二项分 B.正态分 C.偏态分D.Poisson分 E.对称分Poisson分布的与标准差的关系是（E）A.

C.

D.

服从二项分布及Poisson分布的条件分别是什么次试验独立。Poisson布成立的条件：除二项分布成立的三个条件外，还要求试验次数n很大，而所关心的事件发生的概率很小。当n较大，π0不接1B（n,π）分布N已知某种非传染性疾病常规疗法的有效率为80%，现对10名该疾病患者用常规疗疗，问至少有人治愈的概率是多少解：对10名该疾病患者用常规疗疗，各人间对药物的反应具有独立性，且每人服药后治愈的概率均可视为0.80，这相当于作10次独立重复试验，即=0.80，n=10的贝努利试验，因而治愈的人数X服从二项分布B(10,0.80)。至少有9人治愈的概率为：P(

9)1P(

8k至少有9人治愈的概率是37.58%。PX

PX

.99.1

..

8)0据以往的统计资料，某地新生儿异常率为1%，问100名新生儿中异常不少于2名的概解P

1P(X0)P(X=1

1e101 01

某市2000年110名20岁青年的身高（cm）资料如下试估计当年该市20岁青年中，身高在175.0~178.0（cm）内的占多大比例估计当年该市95%以及99%20岁男青年身高范围若当年由该市随机1名20岁男青年，试估计其身高超过180cm的概率。解：用SPSS计算本题。数据格式：数据库2列110行，变量n为青年序号，x表示身高。DescriptiveStatistics

操 说调用Descriptives过√√x√√xPPVariableNumericExpression：

Std.

计算得均数=174.766，标准=4.150(Compute当年该市20岁青年中，身高在175.0~178.0cm内的比该市95%99%20岁Numeric

青年身高范围间的比NumericVariableNumericVariableNumericVariableNumeric1-1-

由该市随机1名20岁男青年，其身高超过180cm的计算结果（练习图3-DescriptiveNStd.xValidN练习图3-1SPSS以上是SPSS输出结果，得到均数（Mean）为174.766cm，标准差（Std.为4.1509cm。估计当年该市20岁青年中，身高在175.0~178.0cm内的比例为25.956%，身高在175.0~178.0cm内的约有29人。估计当年95%20岁男青年身高范围为166.63~182.90cm，99%20岁男青年身高范围为164.06~185.48cm。由该市随机1名20岁男青年，估计其身高超过180的概率约为10%4章参数估计关于以0中心的t分布，错误的是（Ｅ

（祁爱琴高永石德文 B.t分布的概率密度图是单峰分当∞时，t分布Z分 D.t分布的概率密度图以0为中心，左右对E.时t值越大，P某指标的均数为X差为SX1.96S,X1.96S（Ｂ B.95%参考值范 C.99%置信区 E.90%置信区p与总体概率均已知时，计算样本频率p的抽样误差的公式为（Ｃp1pp1pp1pn11n11n1n,标准差为的正态总体中随机抽样

X

（Ｂ）5%X X

t005/2,t005/2,

t005/2,（Ｃ）小，表示用样本均数估计总体均数的精确度高 B. C.95%置信区间的含义为（Ｃ

E.四分位数间答:区别在于：准反值布程即映彼之差准反精知总参）上称为中心极限定理（centrallimittheorem）X抽样分布越接近于正态分布nXn一般说n30时的X抽样分布近似为正态分布；但是，如果总体分布极度非正态（如双峰分布、极度偏峰分布），即使有足够大的n值，抽样分布也将为非正态。答4-1练习表4-1区 置信区 含义总体参数的波动范围，即按事先给定的概用

范围100(1)%

XZ/2X已知或未知但n≥30，有XZ2XXZ/2

答：置信区间有准确度（accuracy）与精密度（precision）两个要素。准确度由置信度(1－)的大如置信度99％比95％好。精密度是置信区间宽度的一半（即t2,SX、Z2,Sp指置端点值离样本统计量（如X、p）的距离。从精密度的角度看，置信区间宽度愈窄愈好。在抽样误差确随机抽取了100数为4.5mmol/L，标准差为0.61mmol/L答：总体均95％置信区间为（4.379，4.621），方差95％置信区间为（0.28690.502

第5章假设检验

样本均数比较作t检验时，分别取以下检验水准，以（E）所取Ⅱ类错误最小

在单组样本均数与一个已知的总体均数比较的假设检验中，结果t=3.24，t005,v=2.086t001,v=2.845。正确的结论是（E。假设检验的步骤是（At检验或Z计算统计量，确定P值，作出推断结作单组样本均数与一个已知的总体均数比较的t检验时，正确的理解是（C统计量t越大，说明两总体均数差别越统计量t越大，说明两总体均数差别越P值就是下列（E）不是检验功效的影响因素的是总体标准差 B.容许误差 C.样本含量D.Ⅰ类错误 E.Ⅱ类错误试述假设检验中αP的联系与区别P值是在H0成立的条件下，出现当前检验统计量以及 P≤

H0假设础上改进而得，已知如此改进可能有效，也可能无效，但不可能改进后反不如以前，则应选用单侧检 H0的结论，此时就犯了错误，统计学上将这 了正确的零假设H0（弃真）的错误称为ⅠⅡ类错误(typeerror)：假设检验的另一类错误称为Ⅱ类错误(typeerror)H0原本正确（H1正确计算获得的检验统计量得出不误。Ⅱ类错误的概率用表示。

和犯Ⅱ类错误的概率（）成反比。如果把Ⅰ类错误的概率定得很小，势必增加犯Ⅱ类错误的概率，从而为了同时减小，只有通过增加样本含量，减少抽样误差大小来实现。：答H0的概率，在统计学中称为检验功效(poweroftest)，记为1。检验功效的意义异(H00)的概率，一般情况下要求检验功效应在0.8以上。：影响检验功效的四要素为总体参数的差异、总体标准差、检验水准

H0，暂且认为H0成立（因 不足

所谓小概率事件是指如果比检验统计量更（即绝对值更大）的概率较小，比如小于等于0.05（各种科H0，即有足 一般正常成年男子血红蛋白的平均值为140g/L，某研究者随机抽取25解H0S tXS

H1：

0.05（单侧t=30.005P0.01，病患者进行了新疗法的治疗，治愈117人。问新治疗方法与常规疗法的效果是否有差别？解H0＝0H100.050(10)/0(10)/

p

（林爱华宇传华第6章两样本定量资料的比较正态性检验，按α0.10检验水准，认为其总体服从正态分布，此时若推断有错，其错误的概率为（D B.等于 C.小于D.等于β,而β未 E.等于1-β，而β未 求得X1和S2X2和S2，则理论上（C X1X S2S 两样本均数比较时，能用来说明两组总体均数间差别大小的是（Dt B.PC.F E.上述答案均不正两小样本均数比较，方差不齐时，下列说法不正确的是（C B.采用t′检C.仍用t检 E.要结合正态性检验结果方能作出决两样本秩和检验的H0（B B.两总体分布相C.两样本分布相 D.两总体秩和相E.在统计检验中是否选用非参数统计方法（AP值更配对样本差值的Wilcoxon符号秩和检验，确定P值的方法是（DT越大P值越TPTP值大于相应的成组设计两样本比较的秩和检验，其检验统计量T是（Cα没有必然关系。答：假设检验中，无论不H0，都可能会犯错误，表现为H0时，会犯Ⅰ类错误，不H0时，会犯Ⅱ类错误，但这并不能否认假设检验的作用。只要涉及到抽样，就会有抽样误差的存在，因此不必进行正态性检验）和方差齐性。如果资料来自正态总体且总体方差齐，采用t检验；如果满足正态性的方法使其满足tt′检验的条件。表6-12正常饲料组与维生素E缺乏组大白鼠肝中维生素A含量/（U·mg-12345678所以采用配对t检验。结果为：t=6.837，=7，P＜0.001， H0，可以认为维生素E缺乏对肝中维生素A含量36789P1＜0.001，P2=0.011)，所以采用两样本比较的秩和检验。结果为：T1=150.5，T2=80.5，本例中＝10，n2－n1＝1，对应双侧0.05的界值为81～139，故在α＝0.05的水平上H0,认为两组小鼠生7章多组定量资料的比较完全随机设计资料的方差分析中，必然有（C

（施学忠杨永 SS组间>SS组

ss总SS组间SS组

组内组定量资料两样本均数的比较，可采用（Dt检 B.F检 C.Bonferroni检D.t检验与F检验均 E.LSD检当组数等于2时，对于同一资料，方差分析结果与t检验结果相比，（CF B.方差分析结果更为准 C.完全等价且tFtD.完全等价且F E.两者结果可能出t1FF001(,),则统计推断是（D1 B.各样本均数不全相 C.各总体均数都不相D.各总体均数不全相 E.各总体均数全相完全随机设计资料的方差分析中，组间均方表示（C B.处理效应的大 C.处理效应和抽样误差综合结D.N个数据的离散程 E.随机因素的效应大多样本定量资料比较，当分布类型不清时应选择（DA.方差分析B.t检 C.Z检验D.Kruskal-Wallis检 多组样本比较的Kruskal-WallisH值而Hc值，则会（C其应用条件是，①各样本是相互独立的随机样本，均服从正态分布；②各样本的总体方差相等，即秩和检验结果有统计学意义，则需选择合适的方法（如Bonferonni、LSD法等）进行两两比较。7-11各组大鼠接种后生存日数/伤对56876987989899H0：大白 H1：大白 后，再接种伤寒或百日咳菌苗生存日数不等或不全相等，=0.05方差分析应用前提条件的检验首先进行正态性及方差齐性检验，三组均服从正态分布（P1＝1三组大鼠接种后生存日数的描述性统计量/95%置信区N均下上伤对合（4）资料的方差分析见方差分析表方差分析结果F4.776，P0.017，即大白 脊变异来FP组2组合A XAA XA下上----X

将18名乙脑患者随机分为三组，分别用单克隆抗体、胸腺肽和利巴韦林三种药物治疗，观察指标为治疗后的退热时间结果见表7-12问三组治疗结果的差异是否具有统计学意义？ 材表7-12三组乙脑患者的退热时间/天治疗分 退热时020059胸腺肽6720311三组乙脑患者退热时间的描述性统计量/组N6胸腺肽66H0H1：三组乙脑患者的退热时间不等或不全相等=0.05Kraskal－Wallis2＝4.799，＝2，P=0.091>0.05。结论为，在α=0.05的水平上尚（王玖徐天和高永石德文第8章定性资料的比定性资料的统计推断常用（DA.t检 B.正态检 C.F检

2检 E.t′检两组二分类资料发生率比较，样本总例数100，则2检验自由度为（AA. B. C. D. E.四格表2检验中22005，1，可以认为（B B.不能认为两总体率不C.两样本率不 D.不能认为两样本率不E.以上都不等级资料比较宜采用（Et检

2检 C.F检 D.正态检 E.秩和检两种疗法的有效率是否相同，应选择的统计分析方法为（D C.配对的两组二分类资料比较2检 E.Fisher率答：提示：进行有序资料的比较时宜采用秩和检验。秩和检验H0和H1，并定检验水准秩和计算相应的统计量再查表，确定P值下结论。进行有序资料的比较时宜采用秩和检验。RC

T

RC

n

χ2

j

j

nimjR A22An

/n(n

ij R

j A

nimj2 nn(

ij j

i1jR

nimjA

nn(

21)某

i1j1nimj

医院观测了28例肝硬化患者和14例再 中血小板抗体,R A

两类n(

1)患 解 i1j1ni

练习表8练习表8-1两类患 患者类 阳 合再

8-18两种方法的检验结果比较（例数间接免 荧

+-++-+ -6合解bc=11+6=17＜400H=0.05统计χ20

研究两种不同的治疗训练方案对肥胖症患者的减肥效果情况，结果见表8-19。问这两种治疗训练8-19两种治疗训练方案对肥胖症患者的减肥效果（例数治疗方效果较效果一效果较合甲乙5合症患者的减肥效果相同，=0.05。按照治疗效果由差到好编秩，计算秩和T甲

1974，统组为1974÷46=42.91，乙组为2682÷50=53.64，因为编秩是由差到好，因此可认为乙治疗方案的效果好8-20三种中药方剂对骨质疏松症的治疗效果（例数）分有无合A方6B方C方合解：本题属于独立的多组二分类资料比较。假设H0：三种方剂对=0.05。计算统计量χ26.3350，df=2，P=0.042，差别有统计学意义，H0，接受H1，尚不能（郭秀花侠第9章关联性分析一、 设检验，tt(v)，统计结论为（B B.两变量有线性关C.两变量无线性关 D.两变量不会是曲线关系，一定是线性关E.上述说法都计算积矩相关系数要求（CY是正X可以X是正Y可以Y是定X可以对两个分类变量的频数表资料作关联性分析，可用（C C.关联系D.线性相 rtP<0.01，说明（D B.r来自高度相关的总C.r来自总体相关系数为0的总 D.r来自总体相关系数不为0的总E.r来自总体相关系数大于0的总表9-101988年某 / 患病率 请查找最近三年为相关分析或关联分析的已国内医学文献，至少认真阅读其中3篇（建议分别选取Pearson、Spearman相关分析和关联分析各1篇），找出其中不妥之处。某学校随机抽取18名学生，测定其智商（IQ）值，连同当年数学和语文两科总成绩如表9-11。试数学成绩语文成绩智商得分数学成绩语文成绩智商得分解：提示，数学与智商的相关系数（Pearson）0.918，语文0.958，数学与语文的相关系数为0.932。各总体相关系数均不为0。9-12两位老师对10的排123456789A师的排651728934B师的排785463912有无有有无有无合

二、r1r2，样n1n2，那么（D

（凌 E.r=1，则一定有（CSS总SS残C．SS总SS回

回归系数b1D．t统计量tb1SS残差SS回SS总SS回MSMS残为总体相关系数r为样本相关系数b为样本回归系数，下列（D）正确A．=0时，r B．|r|＞0时，bC．r＞0时，b D．r＜0时，bE.|r|=1br=0，则一定有（D B．简单线性回归的截距等于Y或C．简单线性回归的SS残差等于 D．简单线性回归的SS残差等于SSE．简单线性回归的SS总等于用最小二乘法确定直线回归方程的含义是（B各观测点距直线的纵向距离相等B．各观测点距直线的纵向距离平方和最小C．各观测点距直线的垂直距离相等D．各观测点距直线的垂直距离平方和最小答：①绘制散点图 用个X的Y值要求服从正态分布；若X、Y都是随量，则要求X、Y服从双变量正态分布。直线相两个系数的意义不同。r说明具有直线关系的两变量间相互关系的方向与密切程度，b表示X每变化一个单位所导致Y的平均变化量。两个系数的取值范围不同：-1≤r≤1b两个系数的单位不同rb有单位。对同一双变量资料，回归系数b与相关系数r的正负号一致。b＞0r＞0、Y同向变化b＜0时r＜0X、Y回归系数br的假设检验等价，即对同一双变量资料，tbtr。由于相关系数r的假设检验较回归系数b的假设检验简单，故在实际应用中常以r的假设检验代替b的假设检验。回回

n=100时，可按检验水准0.05H0，接受H1，认为两变量有相关关系。但R2=(0.20)2=0.04，表示回归平方和在总平方和中仅占4％，说明两变量间的相关关系实际意义不大。答：现将相关系数、决定系数与Y的总变异的关系阐释如下：假如在一回归分析中，回归系数的变异数SS回归＝9，而Y的总变异数SS总＝13，则决定系数R2= /SS=9/14=0.6429/1，相关系数R=0.801总股定理”图示决定系数与相关系数的关系，如练习图10-1所示。SS回 SS回练习图10-1

边长

SS面积

面积=0.642边长=0.801

SS2

SS

SS回 SS残 =0.357 风速为1.50m/s算

许区间和Y总95％置信区间，并= SS总

95%ConfidenceIntervalfor

Std.Error LowerBound UpperBound 风 - - - - -SumofMeanF1练习图10-2回归直线表10-8为本章例10-1回归分析的部分结果，依次为X、Y、Y的估计值（Yˆ）与残差（e Yˆ与X、Y与Yˆ、Y与YYˆ、YYˆ与X之10-8案例分析中回归分析的部分结果XYYXYYXYY7-7825-55-5641-1-881-11-1552882919-9466-69-9738-85-57-7469-928XYYYYX1Y1Y1YY **Correlationissignificantatthe0.01level(2-截回归系tPX-YYYYX0.0000140.000010YˆX呈完全正相关关系，回归系数t检验结果P=0.000，表明Yˆ的变异可由XY与Yˆ的相关系数与YX的相关系数相同，表明正是由于X的影响引起Y的变异，Y与Yˆ关系即体现了Y与X的变化关系。Y与YYˆ体现了扣除XY与残差仍呈正相关关系YYˆX呈零X的影X（张岩波郝元涛11章多重线性回归分析逐步回归分析中，若增加自变量的个数，则（D B.回归平方和与残差平方和均减C.总平方和与回归平方和均增 D.回归平方和增大，残差平方和减E.减下面关于自变量筛选的统计学标准中错误的是（E ）缩 B.确定系数（R2）增C.残差的均方（ ）缩 D.调整确定系数（R2）增残 E.Cp统计量增（C B.简单相关系 D.偏回归系 E.偏相关系多重线性回归分析中的共线性是指（EY关于各个自变量的回归系数相 B.Y关于各个自变量的回归系数与截距都相C.Y变量与各个自变量的相关系数相 D.Y与自变量间有较高的复相E.关多重线性回归分析中，若对某一自变量的值加上一个不为零的常数K,则有（D B.该偏回归系数值为原有偏回归系数值的KC.该偏回归系数值会改变，但无规 D.截距改变，但所有偏回归系数值均不改E.改反变与个释量间线关选过易量变估不测的量算方差膨胀因子和度等指标判断是否存在多重共线性。如果自变量间存在多重共线性，最简单的处理主侧桡桡主侧肱肱主侧尺尺123456789资料来源（第4），RichardAJohnson&DeanW.Wichern,陆璇译，清华大学。（郝元涛张岩波第12章实验设计处理因素作用于受试对象的反映须通过观察指标来表达，则选择指标的依据具有（EA.客观性B.特异性C.敏感性D.特异性和敏感性E.A与性就越大，有的医生以此筛选人群。后来的研究表明，冠心病还与其他因素有关，特别是中（B）选项把握得较好所致 B.均衡性原则考虑得周C.用多因素设计取代单因素设计D.提高实验的技术水E.严格按随机化原则进行分12-7（B。(注：B100mg代表用B的剂量)12-7Beagle受6.5Gyγ射线照射再用Ｂ药后外周血白细胞总数的结时间 白细胞总数(XS，×109/L) 照射对 照射+B100 B.具有一个重复测量的三因素设C.两因素析因设 D.三因素析因设 E.交叉设已知A、B、C都是三水平因素，且根据预试验结果得知，三个因间的各级交互作用都很重要，需要。好在这个实验作起来比较方便，需要的费用和时间都比较少。最好选用（A析因设 Ｂ.交叉设 Ｃ.随机区组设Ｄ.配对设 E.单因素三水平设4名战士41种负荷量实验1次。已知因间的交互作用可忽略不计，用energy代表体能消耗量，请选用合适的实验交互作用可以忽略，可选用拉丁方设计。设计方案见练习表12-1。练习表12-1拉丁方设计的格式与实验结负荷代号象12341234素的水平数相乘，各实验条件下至少要作2刀对6患者6植术。术后随访6～95患者视力明显提高，患者术后平均角膜内皮细胞密度为(2481±212)个/mm，角膜厚度平均为±61)μm(2104±1119)D，未发生严重并发症。得如下结论：用微型角膜刀行角膜深板层内皮答：该实验仅凭选取了6患者6眼行深板层角膜内皮移植术后55例术后视力明显提高，但没有与传统的性角膜移植相比，不具有说服力。正确的做法是：首先选取表1-8料对的验计成多组计用t检进分是正的究原表12-8不同药物对小鼠迟发超敏反应的影响结果XS 对-5Cy+补肾Cy+补肾Cy+补肾12-8的列表方式，使人不易看出实验设计的类型。像单因素8水平设计问题，又像是两个单因素4水平设12-药物种

耳肿重量#： Cy药 *”练习表12-12-8形结果XSCy药剂耳肿重量*： 0 （答案略）(李长平第13章临床试验设计（DA.1961 B.1962 C.1963 D.1964 E.1965以下未参加ICH家是（EA.B.C.D.欧 E.澳大利我国《药品管理办定，新药Ⅱ期临床试验,试验组病例数不得少于（BA. B. C. D. E.在一般临床试验中，通常受试者的服药量在（C）以下，认为依从性比较差A. B. C. D. E.在药品的临床试验中，盲底可以保存在（A）处A.申办者B.研究 D.统计E.稽查与险关，最为药请供充依据。验般应具有够样量的机答：应当了解临床试验相 ，了解临床试验相关指导原则，了解临床试验 学原则，了解答：通临床验案应括首、方案研究景资、试验的、验计、试者选择无的量制保、要、料存参文主研者名日。成况（脱落试者入选/除准检完整性查逻辑致性查、群据检员生物计专业受试签的知同意试验过盲保持况和验过的紧揭盲情况作审核对数库检报告中问作出，并写盲审核告，据库时将锁定。答：信封上印有×××药物的临床试验的应急信件、药品和遇紧急情况揭盲的规定。如果拆阅，需注明拆阅者、拆阅日期、原因等，并在病例报告表中记录。信纸上印有×××药物临床研究、药品及（吴圣贤葛毅李长平方亚第14章设计为了解某校锡克试验的阳性率，研究者从该校80个班中随机抽取8个班，然后这些班中的所有学生。此种抽样方法属于（D。 B.系统抽 C.分层抽D.整群抽 E.多阶段抽在下列研究中，研究者不能人为设置各种处理因素的是（AA.研 B.实验研 C.临床试D.社区干预试 E.横断面研统计工作的关键步骤是（AA.或实验设 B.收 C.整理资D.分析资 E.归纳资理论而言，在同样条件下，下列抽样方法中抽样误差最大的是(C) B.系统抽 C.整群抽D.分层抽 E.多阶段抽在相同条件下对同一对象重复测量结果的一致性程度称作（C B.结构效 C.重测信D.信 E.分半信衡量问卷是否包含足够的反映所测特征的条目的指标是（A B.结构效 C.重测信D.信 E.分半信为使结果具有更高的可信度，在开展抽样工作中，应遵循的原则是（E B.重 C.对D.均 E.以上均关于表的设计，下列说法不妥的是（D项目的确定取决于目下列（A） B.早期发现患 C.描述疾病的分布特D.可向群众普及医学知 E.可提供病因线在研究中，保护对象隐私的主要方法是（D将对象的与其他信息分将对象的与其他信息分将对象的工作单位与其他信息分将对象的与其他信息分将对象的与其他信息分某研究者在对某地区20～25岁所有妇女进行的一项中发现，口服的妇女，其宫颈癌的年颈癌的推论（E。不正确，因为没有区分与患病法观察两组的肺癌结局。这两种研究方法的根本区别是（D。 B.是否进行统计学检C.是否在现场人群中进 D.是否人为控制研究条E.是否检验病因假（方亚高永周诗国

15章样本含量估计在假设检验中，样本含量的确定（C只与Ⅰ类错误概率有 B.只与Ⅱ类错误概率有C.与、都有 D.与、都无E.只与有以下关于检验功效的描述，不正确的是（C假设检验中H0客观上不成立，但根据假设检验的规则，将有大小的概率错误地得出异无统计学意义”的推断结论，这种错误称为Ⅱ类错误，相应地，推断正确的概率为1，称为检验功 间变异的大小、样本量和值等要素的影响假设检验的“”结果（P＞0.05）可以作为“总体参数之间的差异无统计学意义”这一结论假设检验得出“”结果（P＞0.05）是“总体参数之间的差异无统计学意义”这一结论的必当假设检验出现“”结果（P＞0.05）时，有必要复核样本含量和检验功效是/否偏低，以便 在研究中，计算配对设计均数比较所需样本含量的公式为（An[(tt)S

n2

(tt)S22N22

)S

n

2p(1

Z (p1p2n

(

2 2p(1 2p(1p) p1(1p1)p2(1p2)]2在研究中，计算两样本率比较所需样本含量的公式为（En[(tt)S

n2

(tt)S22N22

)S

n

2p(1

Z (p1p2n

(

2 2p(1 2p(1p)Z p1(1p1)p2(1p2)]2进行相应的统计分析。下列说法中（C）最正确。即样本含量N(即拟观测的数目)至少应当是自变量个数的10倍。下列说法中（B）最正确。体平均数(或总体概率)、总体标准差()、一般未知，通XpS作为估计值，多由预实验、查阅文献、经验估计而获得。④处理组间的差别（所比较的两个总体参数间的差别12或21。若研究者无法得到总体参数的信息，可作预实验来估计，也可 温的标准差约为0.2℃，那么，为了将Ⅰ、Ⅱ类错误的概率控制在0.050.05，试估计样本含量温作出估计，并检验该平均体温是否高于37℃。很显然，应采用单侧检验。又已知=0.10，=0.20，

，则t)t005()=1.645,t)t005()=1.645,将数据代(tt)S n(1)

=

，dfn(1)1 ， t(43)t005(43) t(43)t005(43) (tt)S n(2)

=

n(1)1 t(45)t005(45) t(45)t005(45) (tt)S n(2) ＝ ＝

可取n46，即需从该民族的正常人群中随机抽取46 之 估算便人为决定取样本量n25。试估计检验功效解：据题意，有n25=0.10，=0.20，0.05ZZ0051.645，将数据代入n n

251.645

10.80230.8051=0.80372为了比较两类片剂的溶解速率，决定各随机抽取105min0.05检验。据预实验，两类片剂的变异性相同，标准差约为66研究的功效有多大？欲使功效达到95%，样本量应当多大？1/n11/661/10解：已知n110n21066，双侧0.05Z21/n11/661/10Z

Z/2

1.96=0.2761(0.60640.6103)0.6082将数据66t/2()t0052()1.96t)t005()=1.64515-得N(1)

4(t/

)2S

4(1.961.645)2

51.98dfN(1)250，t/2(50)t005/2(50)t005/2(40)t005/2(60)(2.0212.000)/22.010t(50)t005(50)t005(40)t005(60)(1.6841.671)/21.677N(2)的偶数

4(t/

)2S

4(2.01051.6775)2

54.4156(取dfN(2254，t/2(54)t005/2(54)t005/2(60)t(54)t005(54)t005(60)N(3)

)2S

4(2.0001.671)2

53.90N54，即n1n227。也就是说，欲使功效达到95%，当双侧0.050.05时，样本含量应为每类片剂各27住院患者的满意率是否相差10%以上，至少应当各多少患者？单侧0.10Z00521.960Z0101.282，取cn2n11，则

[Z/[Z/p(1p)(1n2cn1=n1因此，可以认为在双侧0.05，单侧0.10，两医院随机 查两医院内科住院患者的满意率是否相差10%以上，至少应当各425例患者。420/30=6723/30=7710%，差别似乎不小，但统计检验却不能拒0.05，Z00521.960n1n230，Nn1n260时，p10.67N|1N|122Z/2(1067067077||..60220671067≈-查表，得检验功效1=0.1357 错误)的概率非常大(0.8643)，导致总体参数本 人数和满意人数均为现在的10倍，即n1n2300，Nn1n2600时，仍取双0.05Z00521.960，保持p10.67p20.77pp1p22

N|1N|122Z/2(1 60022[0.67(10.67)查表，得检验功效1=0.7794此时，检验功效达到了0.75以上，而犯Ⅱ型错误(即假错误)的概率降到了0.25以下，因而总体用某药降低心肌梗死患者血压的双盲实验结果如下 表15-10)，假设检验结果t1.540.1P0.215-10两组心肌梗死患者治疗后的收缩压药nXS (P0.10.05)，因而有必要计算出检验功效，以检查样本含量是已知n1n215，|15.314.4|0.9，Sc1.6，取单侧0.05，ZZ0051.6451/n1/n11/1.61/15Z

Z

1.645＝-查表，得1=0.4602＜0.75,检验功效很低，因此该假设检验 表15-11)，P0.05，即两组之间的差别无统计学意义。0.05，问检验功效是否充分？表表15-11急性白血病患者化疗缓解与并 缓

发生频率 缓 =0.772，取0.05Z00521.96（双侧。代入公式（15-29），112Z/2(11(11)/n12(1 .7032(10.882-0.642查表，得Power1

1＜0.75进

（周诗国宇传华王家春16章随机区组设计和析因设计资料的分析对于随机区组设计资料，应用单因素方差分析与用随机区组方差分析的结果相比，（A B.检验效果不能确C.两种方法都可以 D.两种方法检验效果相E.在某项实验中欲研究A、B两因素对某观测指标的影响，A、B两因素分别有2个和3个水平，观测指标为数值型变量，假设检验的方法应选用（DFriedman检与完全随机设计及其方差分析相比，随机区组设计及其方差分析可以使其（A变异来源比前者B.误差一定小于前C.前者的效率高于后 D.影响因素的效果得到分E.下面说法中不正确的是（D配对t检验可用（B）来替代C．A、B随机区组设计的FriedmanH0如何写？请解释之答：各种处理的总体分布相同。Friedman检验的前提为在各区组变量值的秩次是随机的，因此由两析的条件，可用Frideman。可分析两因素间的交互作用。分析方法：用析因对于两因素的析因设计资料和随机区组设计资料，假定两个因素分别用AB表示，可否先单独分A因素，再单独分析B因素？为什么答：不可以。如果分别应用单因素的方法（方差分析方法、t检验或秩和检验等）分析A、B两因素，就会出现以下结果：①没有按照实验设计的方法选择分析资料，达不到设计时的目的，信息利用率低。②不能同时分析两个因素，即控制一个因素影响后分析另一个因素的实验效应。③对于析因设计资料，无法练习表16-1变异来

1108误将18名性血小板减少症患者按病情和都相近的原则配为6个单位组，每个单位组中的3名患16-16不同人用鹿茸草后血小板的升高值/（×1012·L-组ABC123456练习表16-2变异来FP129.003279.3370.00050.131510.02612.3320.000误表16-1728个平板给予不同处理后的抑菌圈直径区1234567解：该资料为随机区组设计，应用随机区组设计资料的方差分析，结果见练习表16-3，可进一步作16-3变异来FP18.04316.11535.3710.0001.10060.1830.010误0.8280.046 以0.3ml/kg剂量纯苯给大鼠皮下注射染毒，每周3次，经45天后，使实验动物白细胞数下降至染毒前的50%左右，同时设置未染毒组。两组大鼠均按照是否给予升高白细胞药物分为给药组和不给药组，实验结果见表16-18，试作统计分析。16-18实验效应指标（吞噬指数）未染毒给给16-4变异来FP17.339染毒与17.168117.1681857.0080.000给药与10.332交互作10.235误外源性NO（SNP）对培养心肌细胞DNA（SOD）和过氧化氢酶（CAT）对心肌细胞的保护作用，实验材料用Wistar大鼠心肌细胞。将相同条件的20个盛有细胞悬液培养皿随机分为4组，每组5个培养皿。四组培养皿均加入40mol/LSNP。另外，第二组培养皿中加入50U/mlSOD，第三组培养皿中加入50U/mlCAT，第四组培养皿中加入50U/mlSOD和50U/mlCAT。5小时避光培养后电泳分析，结果如表16-19（迁移改变50个细胞位置。请分析实验结16-19四组培养皿DNA（50123416-5变异来FP10.02510.023交互作10.813误（刘言训刘静刘小晖第17章重复测量设17–1中，在治疗前的试验组所对应的总体是（B符合慢性乙型肝炎的患在例17-112周时的试验组所对应的总体均数是（D满足入选标准的所有慢性乙型肝炎患者的ALT测量值的平均满足入选标准并且服用试验药12周时的所有慢性乙型肝炎患者的ALT符合慢性乙型肝炎的患者在患病12周时的ALT测量值的平均12周时的所有慢性乙型肝炎患者的ALT测量值的平均重复测量的方差分析的小样本资料要求满足（C重复测量的方差分析中处理与时间效应存在交互作用是指（D对于2个处理水平和4个观察时点的重复测量设计的研究，下列陈述（A）是正确的从表17-4的重复测量资料的方差分析公式中，考虑只有一个组别，即因为只有一组，故没有组别效应在表17-4g=1，处理组的样本均数就是全部资料的平均数X...X.1

mmt

..tX

)2 X.1t

，由X...

X.1t

得到交互作用项的离均差平方和也为（

mmn(

X

X

X

)20。由j=1

nnSSE1mX.i.X.1SS (X XX)2

SPSS软件中的重复测量模块和Univariate模E j i1t17-19试验组与对照组治疗前后HRV为了评价某试验药物与对照药物对提高心率变异性（HRV）的疗效，按时域的HRV低于50ms的标准照药。对每一患者在治疗前以及治疗后1周、2周、3周分别测量一次时域的HRV水平，测量结果如1717-19试验组与对照组治疗前后HRV试验组HRV测量值 对照组HRV测量值 123123112233445566778899解：Mauchly'stestofsphericity（即Mauchly的球形检验）P=0.005<0.1，所以认为球形对称性验组（groupA）的HRV平均水平高于对照组（groupB），试验组至少有一个时间点与对照组的平均基线重合，故至少有一个时间点两种处理是不相等的（练习图17-1，练习表17-1）练习图17-1轮廓练习表17-1试验组与对照组HRV组基123量表Vas对服药后60min时的痛经进行评分。痛经评分越高说明痛经越严重，反之痛经评分越低说明痛经程度越低，0分为无痛经。某医生共收治30名经常痛经的女性，随机分为两组，第1组受试者在接受治疗第1个期感到痛经时服用试验药，在接受治疗的第2个期感到痛经时服用对照药；第2组受试者在接受治疗第1个期感到痛经时服用对照药，在接受治疗的第2个期感到痛经时服用试验药。盲的方法测定痛经评分，其测量结果如表17-20，请作统计分析。17-20双盲法测定疼经的评分结果第1组痛经评 第2组痛经评1个痛经2个痛经1个痛经2个痛经233445566778899解顺序阶段顺序阶段时期时期顺序试验药顺序对照药变异来FP顺10.007时10.310药1110.000处理误1合32Vas1，差异有统计学意义；试验药的Vas分高于对照药，差异有统计学意义；不同时期Vas分的差异无有统计学意义。（18章LogisticLogistic回归与多重线性回归比较，（ALogistic回归适用于因变量为（E E．A、B、C均可Logistic回归系数与优势比OR的关系为（Eβ0等价于OR＞1 B．β0等价于OR＜1 C．β＝0等价于OR＝1 D．β＜0等价于OR＜1 E．A、C、D均正确Logistic回归可用于（E B．校正混杂因素 D．仅有A和C E．A、B、C均可Logistic（D E．A、B、C均可初一年级一个班的全部学生，并用logistic回归方程筛选影响因素。试问上述问题采用logistic回答：上述问题采用logistic回归不妥当，因为logistic回归中参数的极大似然估计要求样本结局事件相分类变量赋值不同对logistic回归有何影响?分析结果一致吗例18-6研究对吸烟行为的影响，采用logistic回归校正了对居民吸烟行为的影响，请考虑有无答：例18-6的主要目的是研究吸烟行为与的联系及其强度，例题采用logistic回归只校正了素，再采用logistic回归，将作为强制引入变量，对其他可能的影响因素进行变量筛选，最后将与筛选出的因素作为自变量建立logistic回归方程，从而正确回答校正混杂因素后吸烟行为与的联系及其配对病例-对照研究资料若采用非条件logistic对设计的特点是对子控制的混杂变量一致，有较好的可比性。配对（匹配）资料若采用非条件logistic探讨肾细胞癌转移有关的因素研究中，收集了26例行根治性肾切除术患者的肾癌标本资料（X1：确诊时患者 （岁Y：肾细胞癌转移情况，有转移＝1，无转移＝018-1926例行根治性肾切除术患者的肾癌标本资iX2XX4X5YiX2XX4X5Y12210121021110331132210121043431333153341123061210121071110343181320244191110224032203331342022302431143011103431数据摘自.卫生统计学4版，人民卫生，2004解VariablesintheB111变取越，肾胞转的越。肾胞胞组学级变件，细癌管.170.72813.36（余红梅第19章生存分析下列有关生存时间的定义中正确的是（E19-18急性白血病患者药物诱导后缓解至首次复发的随访记缓解日 结 ……生存时间属删失数据的有（CA．1号和3 B．1号和2D．2号、3号和4 E．1号、2号和3C．2号、45下列有关log-rank检验的描述中正确的是（Alog-rank检验的自由度为Log-rank检验与Breslow检验相比，（BCox回归模型要求两个不同在不同时刻t的风险函数之比（D别，如比较不同方案治疗白血病的缓解率曲线，以了解哪种治疗方案较优。生存曲线比较常用log-rank检验和Breslow检验。括患者的、病程、白细胞数、化疗方案等。影响因素分析常用Cox回归。测该患者k年（月）生存率。生存预测常用Cox回归。生存率估计的K-M法和表法是如何利用删失数据的计的K-M法和表法计算期初例数时，都利用了删失数据提供的这部分信息。Cox回归与logistic处理随访中常见的删失数据。另外，logistic回归模型仅考虑随访结局（生存或、有效或无效），而未考虑出现该结局的时间长短。Cox比例风险回归模型的效应变量是生存结局和生存时间，它不仅可以从事用logistic回归分析。Cox回归中的RR表示什么？如何解释RR的大小变条件下，变量Xj每增加一个单位所引起的终点事件发生风险增加到的倍数。1年生存

42例经药物诱导达部分缓解或完全缓解的儿童急性白血病临床试验，两组患者分别用安慰剂和6-MP治疗后的缓解时间见表19-19。试估计两组患者生存率（实为缓解率）并比较两组生存率有无差别。19-196-MP安慰剂组：112234 5 8 1517226-MP组6666+79+1010+11+131617+19+20+222325+32+32+34+练习表19-1时间/ti时数期初例生存率(缓解率)dipi(ni)/ ˆ(1219/21=0.9040.904 0.0642217/19=0.8940.9048×0.8947=0.809 0.0853116/17=0.9410.8095×0.9412=0.761 0.0924214/16=0.8750.7619×0.8750=0.666 0.1025212/14=0.8570.6667×0.8571=0.571 0.107848/12=0.6660.5714×0.6667=0.381 0.106286/8=0.7500.3810×0.7500