医学统计学题库

第 一 章 绪 论 习 题一、选择题统计工作和统计争论的全过程可分为以下步骤:〔D〕调查、录入数据、分析资料、撰写论文试验、录入数据、分析资料、撰写论文调查或试验、整理资料、分析资料设计、收集资料、整理资料、分析资料收集资料、整理资料、分析资料在统计学中，习惯上把〔B 〕的大事称为小概率大事。A.P0.10B.P0.05P0.01C.P0.005D.P0.05E.P0.013～8计数资料 B.等级资料 C.计量资料 D.名义资料 E.角度资料144名妇女生育状况如下：05人、125人、270人、330人、414人。该资料的类型是〔A。分别用两种不同成分的培育基〔A与B〕培育鼠疫杆菌，重复试验单元数均为5个，记录48小时各试验单元上生长的活菌数如下，A：48、84、90、123、171；B：90、116、124、225、84。该资料的类型是〔C 。空腹血糖测量值，属于〔C〕资料。用某种疗法治疗某病患者41人，治疗结果如下：治愈8人、显效23人、好转6人、恶化3人、死亡1人。该资料的类型是〔B 。某血库供给6094例ABO血型分布资料如下：O型1823、A型1598、B型2032、AB型641。该资料的类型是〔D 。100名18岁男生的身高数据属于〔C 。二、问答题举例说明总体与样本的概念.小总体，称为争论总体。实际中由于争论总体的个体众多，甚至无限多，因此科学的方法是从中抽取一局部具有代表性的个体，称为样本。例如，关于吸烟与肺癌的争论以英国成年男子为总体目标，1951年英国全部注册医生作为争论总体，依据试验设计随机抽取的肯定量的个体则组成了争论的样本。举例说明同质与变异的概念答:同质与变异是两个相对的概念。对于总体来说，同质是指该总体的共同特征，即该总体区分于其他总体的特征；变异是指该总体内部的差异，即个体的特异性。例如，某地同性别同年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答：统计设计与统计分析是科学争论中两个不行分割的重要方面。一般的，统计设计在前，然而肯定的统计设计同特点，选择相应的统计分析方法对资料进展分析其次章其次章统计描述习题一、选择题描述一组偏态分布资料的变异度，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．各观看值均加〔或减〕同一数后〔B 。A.均数不变，标准差转变 B.均数转变，标准差不变C.两者均不变 D.两者均转变 E.以上都不对3．偏态分布宜用〔C 〕描述其分布的集中趋势。A.算术均数 B.标准差 C.中位数D.四分位数间距 E.方差为了直观地比较化疗后一样时点上一组乳腺癌患者血清肌酐和血液尿素氮两项指标观测值的变异程度的大小，可选用的最正确指标是〔E。标准差 B.标准误 C.全距 D.四分位数间距 E.变异系数152〔C〕反映其平均滴度。算术均数 B.中位数 C.几何均数 D.众数 E.调和均数6.测量了某地237人晨尿中氟含量〔mg/L〕,结果如下：尿氟值：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〕描述该资料。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7．用均数和标准差可以全面描述〔C〕资料的特征。A.正偏态资料 B.负偏态分布 C.正态分布D.对称分布 E.对数正态分布8．比较身高和体重两组数据变异度大小宜承受〔A。A.变异系数 B.方差 C.极差D.标准差 E.四分位数间距9．血清学滴度资料最常用来表示其平均水平的指标是〔C。A.算术平均数 B.中位数 C.几何均数D.变异系数 E.标准差10．最小组段无下限或最大组段无上限的频数分布资料，可用〔C〕描述其集中趋势。A.均数 B.标准差 C.中位数D.四分位数间距 E.几何均数164〔B〕描述该资料。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68〔C〕反映其平均滴度。算术均数 B.中位数 C.几何均数 D.众数 E.调和均数二、分析题请依据国际上对统计表的统一要求，修改下面有缺陷的统计表〔不必加表头〕年龄年龄21-3031-4041-5051-6061-70性别男女男女男女男女男例数101481482372134922答案：性别年龄组21~3031~4041~5051~6061~70男1088221322女14143749.5202310调查内容包括流行病学资料和临床试验室检查资料。调查结果列于表1。该医生对表中的资料进展了统计分析，认为男性肺癌的发病率高于女性，而死亡状况则完全相反。1某社区不同性别人群肺癌状况性别检查人数有病人数死亡人数死亡率〔%〕发病率〔%〕男10506350.00.57女9503266.70.32合计20239555.60.45该医生所选择的统计指标正确吗？答：否2〕该医生对指标的计算方法恰当吗？答：否3〕应当如何做适当的统计分析？1某社区不同性别人群肺癌状况性别检查人数患病人数死亡人数死亡比〔‰〕现患率〔‰〕男1050632.8575.714女950322.1053.158合计2023952.54.53．1998〔%〕63.8420.76，卫生院7.63，其他7.77；农村妇女相应的医院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料最好。答：例如，用柱状图表示：第三章抽样分布与参数估量习题一、选择题1〔E 〕分布的资料，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量X是一种〔D〕分布。正态 B.近似正态 C.负偏态 D.正偏态 E.对称估量正常成年女性红细胞计数的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.

(x 1.645s )lgx lgx(x 1.645s )lgx lgx

D.(x1.645s)估量正常成年男性尿汞含量的95%医学参考值范围时，应用〔E。A.(x

1.96s,x1.96s) (x1.96s,x1.96s)B.x xB.

(x 1.645s )lgx lgx(x 1.645s )lgx lgx

D.(x1.645s)A.P(k)P(k1)A.P(k)P(k1)P(n)B.P(k1)P(k2)C.E.P(0)P(1)P(k)P(1)P(2)P(k)D.P(1)P(k1)P(n)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5330个，据此可估量该放射性物质平均每分钟脉冲计数33的95%可信区间为〔E 。33330A.3301.9633033D.332.5833

B.3302.58330E.(3301.96 330

C.331.96Piosson分布的方差和均数分别记为2和，当满足条件〔E〕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.2

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量总体均数的牢靠性大。A.CV B.S C.X

D.R E.四分位数间距在参数未知的正态总体中随机抽样，

〔E 〕5％。A.1.96 B.1.96 C.2.58 D.t

S E.tX0.05/2,X

S0.05/2, X199210074g/L4g/L，则其总体95%可信区间为〔B。A.742.58410D.7444B.E.741.96410741.964C.742.584一药厂为了解其生产的某药物〔同一批次〕的有效成分含量是否符合国家规定的标准，随机抽取了该药10片，得其样本均数与标准差；估量该批药剂有效成分平均含量的95％可信区间时，应用〔A 。A.(Xt s ,Xt s ) B.(X1.96 ,X1.96 )X X X XXC.(Xt s,Xt s) D.(X1.96X

,X1.96 X)E.(p1.96sp

,p1.96s )p1/201000IgG5.25％，估量该地人群肾综合征出血热阴性感染率的95％可信区间时，应用〔E 。A.(Xt s ,Xt s ) B.(X1.96 ,X1.96 )X X X XXC.(Xt s,Xt s) D.(X1.96X

,X1.96 X)E.(p1.96sp

,p1.96s )p在某地承受单纯随机抽样方法抽取10万人，进展一年损害死亡回忆调查，得损害死亡数为60人；估量该地1095％可信区间时，应用〔D。A.(Xt s ,Xt s ) B.(X1.96 ,X1.96 )X X X XXC.(Xt s,Xt s) D.(X1.96X

,X1.96 X)E.(p1.96sp

,p1.96s )p关于以0为中心的t分布，错误的选项是〔A 。A.一样时，t越大，P越大 B.t分布是单峰分布C.当时，tu D.t分布以0为中心，左右对称E.t分布是一簇曲线二、简洁题1、标准差与标准误的区分与联系(XX)2答：标准差：S= ，表示观看值的变异程度。可用于计算变异系数，确定医学参考值范围，计算标准nn 1 Sn误。标准差是个体差异或自然变异，不能通过统计方法来掌握。标准误：SX

，是估量均数抽样误差的大小。可以用来估量总体均数的可信区间，进展假设检验。可以通过增大样本量来削减标准误2、二项分布的应用条件〔〕各观看单位只能具有两种相互独立的一种结果〔2〕发生某结果的概率为，其对立结果的概率为〔1-〕〔3〕n次试验是在一样条件下独立进展的，每个观看单位的观看结果不会影响到其他观看单位的结果。3、正态分布、二项分布、poisson答：区分：二项分布、poisson分布是离散型随机变量的常见分布，用概率函数描述其分布状况，而正态分布是连续型随机变量的最常见分布，用密度函数和分布函数描述其分布状况。1〕二项分布与poisson分布的联系，当n很大，很小时，为一常数时，二项分布B(n,)近似听从poissonP(n)二项分布与正态分布的联系，当n较大， 不接近0也不接近1，特别是当n 和n(1)都大于5时，二项分布近似正态分布poisson

20时，poisson三、计算分析题1、如何用样本均数估量总体均数的可信区间3种计算方法：n小，按t〔Xt〔

S ,XtX

S 〕2, X n足够大时，tu分布，按正态分布原理，可信区间为，按正态分布原理，可信区间为Xu

2,

,Xu )X , X22202312011146.8cm7.6cm12011148.1cm7.1cm11答：此题男、女童样本量均为120名〔大样本95%置信区间。

Xu

SX估量男、女童身高的总体均95%CI146.81.96*95%CI148.11.96*

7.67.1

120120

=〔145.44，148.16〕=〔146.83，149.37〕0.0881)31231/203120.0881)312答:本例中，S p

=0.0160=1.60%

pu Snp=312*0.0881=28>5,n(1-p)=284>5，因此可用正态近似法

2

p进展估量。登革热血凝抑制抗体反响阳性率的95%可信区间为〔0.0881±1.96*0.016〕=〔0.0568，0.119〕第四章数值变量资料的假设检验习题一、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〔B 。样本均数与总体均数不等 B.样本均数与总体均数相等C.两总体均数不等 D.两总体均数相等E.样本均数等于总体均数在进展成组设计的两小样本均数比较的t检验之前时，要留意两个前提条件。一要考察各样本是否来自正态分布总体，二要：(B)核对数据 B.作方差齐性检验 C.求均数、标准差D.求两样本的合并方差 E.作变量变换两样本均数比较时，分别取以下检验水准，以〔E〕所取其次类错误最小。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，认为总体听从正态分布。假设该推断有错，其错误的概率为〔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5．关于假设检验，下面哪一项说法是正确的〔C 。单侧检验优于双侧检验假设P，则承受H 犯错误的可能性很小0承受配对t检验还是两样本t检验是由试验设计方案打算的检验水准0.05用两样本u检验时，要求两总体方差齐性6．假设一组正常人的胆固醇值和血磷值均近似听从正态分布。为从不同角度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 B.变异系数和相关回归分析C.成组t检验和F检验 D.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tt能犯：(B)

P0.05，按0.05检验水准不拒绝无效假设。此时可0.05/2,A.第Ⅰ类错误 B.第Ⅱ类错误 C.一般错误 D.错误较严峻E.严峻错误二、简答题假设检验中检验水准P值的意义是什么？答：为推断拒绝或不拒绝无效假设H0

的水准，也是允许犯Ⅰ型错误的概率。PH0

规定的总体中随机抽样时，获得等于及大于〔负值时为等于及小于〕现有样本统计量的概率。t检验的应用条件是什么？答t检验的应用条件：①当样本含量较小n5n30时的两样本均数比较时，要求两样原来自总体方差相等的总体比较Ⅰ型错误和Ⅱ型错误的区分和联系。答Ⅰ型错误拒绝了实际上成立的H0越大；反之，越小

，Ⅱ型错误不拒绝实际上不成立的H0

越小，如何恰当地应用单侧与双侧检验？答在一般状况下均承受双侧检验，只有在具有充分理由可以认为假设无效假设H0种方向的可能时才考虑承受单侧检验。三、计算题

不成立，实际状况只能有一调查显示，我国农村地区三岁男童头围均数为48.2cm，某医生记录了某乡村20名三岁男童头围，资料如下：48.2947.0349.1048.1250.0449.8548.9747.9648.1948.2549.0648.5647.8548.3748.2148.7248.8849.1147.8648.61解检验假设这里n20,X48.55,S0.70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101天的尿样中测得尿白蛋白(ALb,mg/L)的数据如下,试分析化疗是否对123456123456789103.311.79.46.82.03.15.33.721.817.633.030.88.811.442.65.81.619.022.430.2化疗前ALb化疗后ALb解检验假设n10,d120.9,d23330.97,d12.09

0.05,9

2.262,t2.262,P0.05,按0.05H0

,可以认为化疗对乳腺癌患者ALb的含量有影响。某医生进展一项药临床试验，试验组15人，心率均数为76.90，标准差为8.40；比照组16人，心率均73.106.84.试问在赐予药治疗之前，试验组和比照组病人心率的总体均数是否一样？解方差齐性检验查F0.05(14,15)

2.70,知P0.05,在0.05水平上不能拒绝H0

,可认为该资料方差齐。两样本均数比较的假设检验t

0.05,29

2.045,知P0.05,在0.05H

.所以可以认为试验组和比照0组病人心率的总体均数一样测得某市18岁男性20人的腰围均值为76.5c10.6c25人的均值为69.2c6.5c18.解 方差齐性检验:查F0.05(19,24)

1.94,P0.05,在0.05水平上拒绝H0

,可认为该资料方差不齐。两样本均数比较的假设检验查t

0.05,30

2.042,知P0.05,在0.05水准上拒绝H

.所以依据这份数据可以认为该市180岁居民腰围有性别差异53~121501.21µmol/L，0.28µmol/L；乙地3~12160名，血浆视黄醇均数为0.98µmol/L，标准差为0.34µmol/L.试问甲3~12解检验假设n150,X这里，1 1

1.21,S0.281n 160,X2

0.98,S2

0.34S2/nSS2/nS2/n1 21 12 2

1.210.98

0.282/1500.282/1500.342/160在这里u0.821.96,P0.05,按0.05检验水准尚不能拒绝H0醇平均水平没有差异

3~12第五章方差分析习题一、选择题1．完全随机设计资料的方差分析中，必定有〔C 。SS组间

SS组内

MS组间

MS组内E.

＝SS总

＋SS组间

D.MS总

MS

＋MS组间 组间 组内t2t检验结果〔D。tF

方差分析结果更准确Ft检验结果更准确 D.完全等价且tF

E.理论上不全都在随机区组设计的方差分析中，假设F处理各处理组间的总体均数不全相等各处理组间的总体均数都不相等各处理组间的样本均数都不相等

F0.05(,)12

，则统计推论是〔A。处理组的各样本均数间的差异均有显著性各处理组间的总体方差不全相等4．随机区组设计方差分析的实例中有〔E 。A.SS 不会小于SS B.MS 不会小于MS处理 区组 处理 区组C.F处理

值不会小于1 D.F区组

1E.F值不会是负数5．完全随机设计方差分析中的组间均方是〔C 〕的统计量。A.表示抽样误差大小 B.表示某处理因素的效应作用大小C.表示某处理因素的效应和随机误差两者综合影响的结果。D.表示n个数据的离散程度 E.表示随机因素的效应大小6．完全随机设计资料，假设满足正态性和方差齐性。要对两小样本均数的差异做比较，可选择〔A 。A.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料，假设满足正态性和方差齐性。要对两样本均数的差异做比较，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个组进展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全不相等 B.2,2,,2不全相等1 2 k 1 2 kC.S,S1 2

,,Sk

不全相等 D.X,X1

,,X2

不全相等E.,1 2

,,k

不全相等变量变换中的对数变换〔xlgX或xlg(X)，适用于C ：使听从Poisson分布的计数资料正态化使方差不齐的资料到达方差齐的要求使听从对数正态分布的资料正态化使轻度偏态的资料正态化XXXX0.5变量变换中的平方根变换〔x

x

，适用于A ：使听从Poisson分布的计数资料或轻度偏态的资料正态化使听从对数正态分布的资料正态化使方差不齐的资料到达方差齐的要求使曲线直线化使率较大〔>70%〕的二分类资料到达正态的要求二、简答题1、方差分析的根本思想及应用条件个局部，除随机误差作用外，每个局部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SS

可有处理因素的作用加以解释。通过比较不同变异来源的均方，借助F分布做出统计推断，从而推组间论各种争论因素对试验结果有无影响。方差分析的应用条件〔1〕各样本是相互独立的随机样本，均听从正态分布〔〕方差相等，即具有方差齐性。2、在完全随机设计资料的方差分析与随机区组设计资料的方差分析在试验设计和变异分解上有什么不同？总 组间 答：完全随机设计：承受完全随机化的分组方法，将全部试验对象安排到g个处理组〔水平组，各组分别承受不同的处理。在分析时，SS SS 总 组间 SS试对象数量一样，区组内均衡。在分析时， 总

SS SS SS处理 区组 组内3、为何多个均数的比较不能直接做两两比较的t答：多个均数的比较，假设直接做两两比较的t检验，每次比较允许犯第Ⅰ类错误的概率都是α，这样做屡次t检验，就增加了犯第Ⅰ类错误的概率。因此多个均数的比较应领先做方差分析，假设多个总体均数不全相等，再进一步进展多个样本均数间的多重比较4、SNK-q检验和Dunnett-t检验都可用于均数的多重比较，它们有何不同？答：SNK-qDuunett-t检验多用于证明性的争论，适用于k-1个试验组与比照组均数的比较。三、计算题1、某课题争论四种衣料内棉花吸附十硼氢量。每种衣料各做五次测量，所得数据如表5-1。试检验各种衣料棉花吸附十硼氢量有没有差异。5-1各种衣料间棉花吸附十硼氢量12342.332.483.064.002.002.343.065.132.932.683.004.612.732.342.662.802.332.223.063.60承受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:各个总体均数不相等或不全相等α=0.055-1各种衣料间棉花吸附十硼氢量衣料1 衣料2 衣料3 衣料4 合计2.332.483.064.002.002.343.065.132.932.683.004.612.732.342.662.802.332.223.063.60555520〔N〕2.46402.41202.96804.02802.9680〔X〕0.36710.17580.17410.9007〕SS S2 总= 总*=0.809902*〔20-1〕=12.4629，=20-1=19总SS n(X组间 i i

X)2=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，=4-1=3SS SS组间

组间=12.4629-8.4338=4.0292，

=20-4=16组间组间MS 组间组间组间组内组内MS 组内组内

8.43384.0292

3=2.8113组内2.8113F=0.2518=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=3，

2=16F

0.01(2,16) ， ，P<0.01。α=0.05HH，可以认为各种衣料中棉花吸附十硼氢量有差异。0 12、争论中国各地区农村33地区n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:各个总体均数不相等或不全相等α=0.0500SS n(X组间 i i

X)2=0.2462，

=3-1=2SS n组内 i

i

=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

0.24626.0713

2=0.123159=0.10290.1231F=0.1029=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

3.93

F1.203.93按1=2，

2=59F

0.05(2,59) ， ，P>0.05。按α=0.05水准尚不能拒绝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5只大鼠，分别用5种方法染尘，共有63055-2.5区组 比照 A组 B组

C组 D组11.43.31.91.82.021.53.61.92.32.331.54.32.12.32.441.84.12.42.52.651.54.21.81.82.661.53.31.72.42.1解：处理组间：Ho:各个处理组的总体均数相等H1:各个处理组的总体均数不相等或不全相等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不相等或不全相等α=0.055-2.5区组 比照 A组

B组 C组 D组11.43.31.91.82.052.080021.53.61.92.32.352.320031.54.32.12.32.452.520041.84.12.42.52.652.680051.54.21.81.82.652.380061.563.361.762.462.165302.2023〔N〕1.53330.1366

3.80000.4561

1.96670.2503

2.18330.3061

2.33330.2503

2.36330.82816

(X )(S)SS 总

(X)2N

=19.8897，

=30-1=29总SS

n(Xi i

X)2=17.6613,

=5-1=4SS n(X区组 j j

X)2=1.1697,区组

=6-1=5SS =19.8897-17.6613-1.1697=1.0587，误差

〔5-6-=20误差方差分析结果变异来源总SS19.8897ν29MS变异来源总SS19.8897ν29MSFP处理组17.661344.415383.41<0.01区组误差1.16971.05875200.23390.05294.42<0.01

5.17

F83.415.17按1=4，

2=20F

0.01(4,20) ， ，P<0.01。α=0.05H0

H1

5 F

3.29

F4.423.29按1=5，

2=20F

0.05(5,20) ， ，P<0.05。α=0.05HH60 141解：承受SNK检验进展两两比较。Ho:AH1:A

,即任两比照较组的总体均数相等B,即任两比照较组的总体均数不相等Bα=0.05将四个样本均数由小到大排列，并编组次：均数2.41202.46402.96804.0280组别2134组次12344个样本均数两两比较的q检验(Newman-Keuls法)比照组两均数之差组数Q值P值1与20.052020.2317>0.051与30.556032.4775>0.05141.616047.2023<0.01230.504022.2458>0.052与41.564036.9691<0.01341.060024.7233<0.05按按α=0.0514，24，34H0

,差异有统计学意义，其他两两比较不拒绝H0

，差异无统24，14341223，13第六章分类资料的假设检验习题一、选择题2分布的外形〔D 。A.同正态分布 B.同t分布 C.为对称分布D.与自由度有关 E.与样本含量n有关2．四格表的自由度〔B 。A.不肯定等于1 B.肯定等于1 C.等于行数×列数D.等于样本含量－1 E.等于格子数－12

20.01,4

，则在=0.05的检验水准下，可认为〔A 。A.各总体率不全相等 B.各总体率均不等 C.各样本率均不等D.各样本率不全相等 E.至少有两个总体率相等测得某地6094人的两种血型系统，结果如下。欲争论两种血型系统之间是否有联系，应选择的统计分析方法是〔B 。MNMNO431490902A388410800B495MNMNO431490902A388410800B495587950AB13717932A.秩和检验 B.2检验C.RiditD.相关分析E.Kappa

MN假定两种方法检测结果的假阳性率和假阴性率均很低。现有50份血样用甲法检查阳性25份，用乙法检查阳352313用〔D。u检验 B.t检验 C.配对t检验D.配对四格表资料的2检验 E.四格表资料的

2检验某医师欲比较两种疗法治疗2型糖尿病的有效率有无差异，每组各观看了30例，应选用〔C。A.两样本率比较的u检验 B.两样本均数比较的u检验C.四格表资料的2检验 D.配对四格表资料的2检验E.四格表资料2检验的校正公式用大剂量Vit.EVit.E12639〔D。t检验 B.2检验 C.F检验 D.Fisher准确概率法E.四格表资料的2检验校正公式欲比较胞磷胆碱与神经节苷酯治疗脑血管疾病的疗效，将78例脑血管疾病患者随机分为2组，结果如下。分析该资料，应选用〔D 。两种药物治疗脑血管疾病有效率的比较组别 有效 无效 合计胞磷胆碱组 46 6 52神经节苷酯组 18 8 26合计 64 14 78t检验 B.2检验 C.F检验 D.Fisher准确概率法E.四格表资料的2检验校正公式9．当四格表的周边合计数不变，假设某格的实际频数有变化，则其理论频数〔C。A.增大 B.减小 C.不变 D.不确定E.随该格实际频数的增减而增减10．对于总合计数n为500的5个样本率的资料作2检验，其自由度为〔D 。A.499 B.496 C.1 D.4 E.9220.01,2

，则在=0.05的检验水准下，可认为〔B 。A.各总体率均不等 B.各总体率不全相等 C.各样本率均不等D.各样本率不全相等 E.至少有两个总体率相等12．某医院用三种方案治疗急性无黄疸性病毒肝炎254例，观看结果如下。欲比较三种方案的疗效有无差异，应选择的统计分析方法是〔A组别。三种方案治疗肝炎的疗效结果无效 好转 显效痊愈西药组49 31 515中药组45 9 224中西医结合组15 28 1120A.秩和检验 B.2检验 C.t检验 D.u检验 E.Kappa检验某试验室分别用乳胶凝集法和免疫荧光法对58名可疑系统红斑狼疮患者血清中抗核抗体进展测定：乳胶法13231133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.配对四格表资料的2检验 E.四格表资料的2检验14．某医师欲比较两种药物治疗高血压病的有效率有无差异，每组各观看了35例，应选用〔C。A.两样本率比较的u检验 B.两样本均数比较的u检验C.四格表资料的2检验 D.配对四格表资料的2检验E.四格表资料的2检验校正公式某医师为争论乙肝免疫球蛋白预防胎儿宫内感染HBV33HBsAg〔22例〕和非预防组11例，观看结果为：预防注射组感染率18.18%，非预防组感染率45.45应选用〔D。t检验 B.2检验 C.F检验 D.Fisher准确概率法E.四格表资料的2检验校正公式343126例，有效者18例。分析该资料，应选用〔E。t检验 B.2检验 C.F检验 D.Fisher准确概率法E.四格表资料的2检验校正公式二、简答题1．列出2检验的用途？答：推断两个总体率间或者构成比见有无差异；多个总体率间或构成比间有无差异；多个样本率比较的的2分割；两个分类变量之间有无关联性以及频数分布拟合优度的222检验的根本思想？答：2H0

2值也会小；反之，假设检验假设H0

不成立，实际频数与理论频数的差值会大，则2值也会大。3．四格表资料的2检验的分析思路？1〕当n40且全部的T5时，用2检验的根本公式或四格表资料2检验的专用公式；当p时，改用四格表资料的Fisher22

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

((adbcn2)2n(ab)(cd)(ac)(bd)当n40，或T1时，用四格表资料的Fisher三、问答题1．R×C1．答：R×C双向无序R×C表 R×C表中的两个分类变量皆为无序分类变量。对于该类资料①假设争论目的为多个样本率〔或构成比〕的比较，可用行×列表资料的2检验；②假设争论目的为分析两个分类变量之间有无关联性以及关系的亲热程度时，可用行×列表资料的2检验以及Pearson单向有序R×CR×C的通常是多个构成比的比较，此种单向有序R×C表可用行×列表资料的2检验；另一种状况是R×C表中的分组变量为无序的，而指标变量是有序的。其争论目的通常是多个等级资料的比较，此种单向有序R×C表资料宜用秩和检验或Ridit双向有序属性一样R×C表 R×C表中的两分类变量皆为有序且属性一样。实际上是2×2配对设计的扩展，即水平数3的诊断试验配伍设计。其争论目的通常是分析两种检验方法的全都性，此时宜用全都性检验〔或称Kappa检验。双向有序属性不同R×C表 R×C表中两分类变量皆为有序的，但属性不同。对于该类资料：①假设争论目的为分析不同年龄组患者疗效间有无差异时，可把它视为单项有序R×C②假设争论目的为分析两个有序分类变量间是否存在相关关系，宜用等级相关分析或Pearson③假设争论目的为分析两个有序分类变量间是否存在线性变化趋势，宜用有序分组资料的线性趋势检验。四、计算题110005例染色体特别，问该地生儿染色体特别率是否低于一般？〔〕建立检验假设，确定检验水准H:0.010单侧0.05〔2〕计算统计量u本例0

0.01，10

10.010.99，n1000，依据题意〔3〕确定Pu1.589，P>0.05,按0.05的检验水准，不拒绝H0

,尚不能认为该地生儿染色体特别率低于一般400369500477药物的治愈率是否一样？〔〕建立检验假设，确定检验水准H:0 1 2单侧0.05〔2〕计算统计量，做出推断结论本例0

0.01，p1

369/4000.9225,p2

477/5000.954,p (369477)/(400500)0.94，依据题意c〔3〕确定Pu1.9773，P<0.05,按0.05的检验水准，拒绝H0

H1

，可以认为这两种药物的治愈率不同。某医院分别用单纯化疗和符合化疗的方法治疗两组病情相像的淋巴肿瘤患者，两组的缓解率如下表，问两疗法的总体缓解率是否不同？两种疗法的缓解率的比较效果组别 合计

缓解率〔%〕单纯化疗

缓解 未缓解15 20 35

42.86复合化疗1852378.26合计33255856.90〔〕建立检验假设，确定检验水准H:0 1 H:

两法总体缓解率一样两法总体缓解率不同1 1 2双侧0.05计算统计量，做出推断结论本例n=58T

2325=

9.91442(1551820)258

RC 582 7.094 135233325确定P2(0.05,1)不同。

3.84，P<0.05,在0.05分别用对同一批口腔颌面部肿瘤患者定性检测唾液和血清中癌胚抗原的含量，得到结果如下表，问这两种方法的检测结果有无差异？两种方法的检测结果血清+－++－+151025－21315合计172340〔〕建立检验假设，确定检验水准HBC 两种方法的检测结果一样0HBC 两种方法的检测结果不同1双侧0.05计算统计量，做出推断结论(1021)2b+c=12<40,用配对四格表资料的(1021)2确定P

4.083 124.083，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不同。5．250IL-8MMP-9水平，结果如下表，问两种检测指标间是否存在关联？IL-8MMP-9水平IL-8ⅠⅡⅢⅠⅠⅡⅢⅠ225027Ⅱ187020108Ⅲ05560115合计4013080250〔〕建立检验假设，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计算统计量，做出推断结论本例为双向无序R×C表,用式

A2 求得2n(

1)nnRC2250(

222 52 182 702 202 552 6022740 27130 10840 108130 10880 115130

1)129.8(31)(31)4确定P2129.8，P<0.05,在0.05的检验水准下，差异有统计学意义，可以认为两种检测指标有关联，进一步Pearson列联系数rp

0.5846，可以认为两者关系亲热。2n2一、 选择题1．配比照较秩和检验的根本思想是：假设检验假设成立，则对样原来说〔A 。A．正秩和与负秩和确实定值不会相差很大B．正秩和与负秩和确实定值相等C．正秩和与负秩和确实定值相差很大 D．不能得出结论E．以上都不对XX1 2

，则配对资料的秩和检验是〔E。XX1

的差数从小到大排序 B．分别按X和X1 2

从小到大排序C．XX1 E．XX1

综合从小到大排序 X和X1 2的差数确实定值从小到大排序

的和数从小到大排序以下哪项不是非参数统计的优点〔D。A．不受总体分布的限制 B．适用于等级资料C．适用于未知分布型资料 D．适用于正态分布资料E．适用于分布呈明显偏态的资料4．等级资料的比较宜承受〔A 。秩和检验B．F检验 验 D．2检验 E．u检验在进展成组设计两样本秩和检验时，以下检验假设哪种是正确的〔D。A．两样本均数一样 B．两样本的中位数一样C．两样本对应的总体均数一样 D．两样本对应的总体分布一样E．两样本对应的总体均数不同6．以下检验方法中，不属于非参数检验方法的是〔E。A．Friedman检验 B．符号检验 C．Kruskal-Wallis检验D．Wilcoxon检验 E．t检验7．成组设计两样本比较的秩和检验中，描述不正确的选项是〔C 。A．将两组数据统一由小到大编秩B．遇有一样数据，假设在同一组，按挨次编秩C．遇有一样数据，假设不在同一组，按挨次编秩D．遇有一样数据，假设不在同一组，取其平均值E．遇有一样数据，假设在同一组，取平均致词二、简答题1．简要答复进展非参数统计检验的适用条件。〔〕资料不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〔〕分布呈明显偏态又无适当的变量转换方法使之满足参数统计条件4〕应首选参数法，以免降低检验效能2．〔1〕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零的总体的方法，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〔2〕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检验本分别代表的总体的分布有无差异〔〕随机区组设计资料的秩和检验Friedman检验，用于配伍组设计资料的比较。3〔1〕适用范围广，不受总体分布的限制2〕对数据的要求不严〔3〕检验；假设要使检验效能一样，往往需要更大的样本含量。三、计算题8份血清分别用HITAH7600〔仪器一〕和OLYMPUSAU640〔仪器二〕测乳酸脱氢酶LDH，结果见表7-。问两种仪器所得结果有无差异？7-18〔U/L〕的比较编号仪器一仪器二11001202121130322022541862005195190615014871651808170171解：建立检验假设，确定检验水准H：用方法一和方法二测得乳酸脱氢酶含量的差值的总体中位数为零，即M 0dH:M 0d计算检验统计量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求秩和并确定统计量T。T

5.5 T

30.5 取T5.5。P值，做出推断结论本例中n8，T5.5，查附表T界值表，得双侧P0.05；依据0.05检验水准，拒绝H，承受H。认0 1为用方法一和方法二测得乳酸脱氢酶含量差异有统计学意义。7-48〔U/L〕的比较编号〔1〕原法〔2〕法〔3〕差值d〔4〕=〔2〕—〔3〕秩次〔5〕1100120-20-82121130-9-53220225-5-3.54186200-14-6519519053.56150148227165180-15-78170171-1-14038名非被动吸烟者的碳氧血红蛋白HbCO(%7-2。问被动吸烟者的HbCO(%)含量是否高于非被动吸烟者的HbCO(%)含量？7-2吸烟工人和不吸烟工人的HbCO(%)含量比较含量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〕建立检验假设，确定检验水准H：被动吸烟者的HbCO(%)与非被动吸烟者的HbCO(%)含量总体分布一样0H：被动吸烟者的HbCO(%)与非被动吸烟者的HbCO(%)含量总体分布不同1〔2〕计算检验统计量T值①编秩②求秩和并检验统计量T1909，T1

1237.5,n1

39，n2

40，故检验统计量T1909，因n1

39，需要用u检验；又因等级资料的一样秩次过多，故：〔3〕P值，做出推断结论P0.050.05HHHbCO(%)与非被动吸烟者的HbCO(%)0 1含量总体分布不同7-5吸烟工人和不吸烟工人的HbCO(%)含量比较人数含量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〔〕 〔2〕 〔〕 〔〕〔〕 〔6〕〔7〔6〔83〔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人，每人穿四种不同的防护服时的收缩压值如表，问四种防护服对收缩压的影响有无显著差异？四个受试者的收缩压值有无显著差异？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：建立检验假设，确定检验水准H：穿四种防护服后收缩压总体分布一样0H：41计算统计量M值①编秩②求秩和并计算检验统计量6159.59.5T 10，M(610)2(9.510)2(1510)2(9.510)241.543〕P值，做出推断结论处理组数k4，配伍组数b4M

52M41.552P0.05，按0.05检验水准不拒0.05(4,4)H，尚不能认为不同防护服对收缩压影响有差异。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111511352.514041352.521222125313541201311011353136413024120211511263130469.5159.5关于四个受试者收缩压值的差异：建立检验假设，确定检验水准H0：四个受试者的收缩压值没有差异H1：四个受试者的收缩压值不同计算统计量M值①编秩②求秩和并计算检验统计量P值，做出推断结论处理组数k4，配伍组数b4M

52M19.552P0.05，按0.05检验水准不拒0.05(4,4)H，尚不能认为四个受试者的收缩压值有差异。0表7-6 关于四个受试者收缩压值的差异受试者编号

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，假设自变量X乘以一个不为0或1的常数，则有〔B 。A.截距转变 B.回归系数转变 C.两者都转变D.两者都不转变 E.以上状况都有可能2．假设直线相关系数r1，则肯定有〔C 。SS总

SS残

＝SS残

＝SS总 SS总

SS回

以上都不正确相关系数r与打算系数r2在含义上是有区分的，下面的几种表述，哪一种最正确？〔D 。r值的大小反映了两个变量之间是否有亲热的关系r值接近于零，说明两变量之间没有任何关系r值接近于零，说明两变量之间有曲线关系r2值接近于零，说明直线回归的奉献很小r2值大小反映了两个变量之间呈直线关系的亲热程度和方向4．不同地区水中平均碘含量与地方性甲状腺肿患病率的资料如下：地区编号1234……17碘含量〔单位〕10.02.02.53.5……24.5患病率〔％〕40.537.739.020.0……0.0争论者欲通过碘含量来推测地方性甲状腺肿的患病率，应选用〔B 。A.相关分析 B.回归分析 C.等级相关分析D.2检验 E.t检验X与Y的标准差相等时，以下表达〔B〕正确。ba B.br C.b1D.r1 E.以上都不正确利用直线回归估量X值所对应Y值的均数可信区间时〔E 〕可减小区间长度。增加样本含量 B.令X值接近其均数 C.减小剩余标准差D.减小可信度 E.以上都可以〔按专业学问都应取双侧检验1组资料：n1

5，r1

0.857；2n2

8，r2

0.712。在没有具体资料和各种统计用表的条件下，可作出的结论是〔A 。缺少作出明确统计推断的依据 B.因n2

n，故r1

有显著性意义C.因rr，故r有显著性意义D.rr都有显著性意义12 112

都没有显著性意义1 2某监测站同时用极谱法和碘量法测定了水中溶解氧的含量，结果如下。假设拟用极谱法替代碘量法测定水中溶解氧的含量，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碘量法〔mg/L〕5.855.800.331.962.771.582.327.797.567.98相关分析 B.回归分析 C.等级相关分析D.2检验 E.t检验对两个数值变量同时进展相关和回归分析，r有统计学意义〔P0.05(B)A．b无统计学意义 B．b有统计学意义C．不能确定b有无统计学意义 D．以上都不是(B)A．t检验B．回归分析 C．相关分析 D．2检验11．在直线回归分析中，回归系数b确实定值越大(D)A．所绘制散点越靠近回归线 B．所绘制散点越远离回归线C．回归线对x轴越平坦 D．回归线对x轴越陡12．yxy2.03.0xx1y变化几个单位？(C)A．1 B．2 C．3 D．513．直线回归系数假设检验t，其自由度为〔A〕A．n2 B．n1 C．2n1 D．2(n1) 二、简答题1．详述直线回归分析的用途和分析步骤。b进展假设检验时，假设P，可认为两变量间存在直线回归关系。②利用回归方程进展推测：把预报因子〔X〕代入回归方程对预报量〔即因变量Y〕进展估量，即可得到个体Y值的容许区间。③利用回归方程进展统计掌握：规定YX的范围来实现统计掌握的目标。分析步骤：①首先掌握散点图：假设提示有直线趋势存在，可作直线回归分析；假设提示无明显线性趋势，则依据散点图分布类型，选择适宜的曲线模型，经数据变换后，化为线性回归来解决。假设消灭一些特大特小的特别点，应准时复核检查。②求出直线回归方程abXblXYl

abXˆ③对回归系数b进展假设检验：YSS总成立。t

SS回归

XXSS

F检验来推断回归方程是否检验：根本思想是利用样本回归系数b与总体均数回归系数rR2R20.9说明回归能解释90%，此方程较好

(y)2(yy)2

SS回归，SS总R2adj

⑥直线回归方程的区间估量：总体回归系数Yˆ

的区间估量；个体值Y的容许区间2．直线相关与直线回归的联系和区分。1〕资料要求不同Y听从正态分布，而自变X是能准确测量和严格掌握的变量〔2〕统计意义不同相关反映两变量间的伴随关系这种关系是相互的，对变异较小者定为自变量。这种依存关系可能是因果关系或附属关系〔3〕分析目的不同相关分析的目的是把两变量间直线关系的亲热程度及方向用一统计指标表示出来数公式定量表达出来联系〔1变量间关系的方向全都r与b〔假设检验等价tlYYlYYlXX

t，b由于tb

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3．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。量地描述它们之间的数量依存关系，这就是直线回归分析。Yi

Xi

X和Yi i

分别为第i个体的自变量和应变量取值。称为截矩，为回归直线或y轴交点的纵坐标。称为回归直线的斜率。i写出直线回归分析的应用条件并进展简要的解释。

为误差。答：线性回归模型的前提条件是线性、独立、正态与等方差。X所对应的应变量YX呈线性关系独立是指任意两个观看单位之间相互独立。否则会使参数估量值不够准确和准确。〔3〕XYX值相对应的那个点的纵坐标。(4)XX取什么值，Y都有一样的方差什么是曲线拟合？它一般分为哪两类？答：曲线拟合是指选择适当的曲线类型来拟合观测数据，并用拟合的曲线方程分析两变量间的关系。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、计算题某争论人员测定了12名安康妇女的年龄X〔岁〕和收缩压Y〔KPa，测量数据见表1，X〔岁〕Y〔KPa〕

表8-1 12名安康妇女年龄和收缩压的测量数据594259427236634755493842686019.616.621.215.719.817.019.919.315.318.620.120.5078367333799X631，X234761，Y224.25，Y24234.141，XY12026.77X与Y之间的直线回归方程解l XX

X2

(X)2n

3476163121580.9212X52.58，Y18.69lb XYlXX

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，即认为安康妇女的年龄与收缩压之间不存在直线关系0H0，即认为安康妇女的年龄与收缩压之间存在直线关系1SS

Y2

(Y)2

4234.141224.25243.469，v

n111总 YYSS

l2XY

n 12 总234.96234.920，v 1回归 XY lXX

1580.92 回归SS SS剩余

SS

43.46934.9208.549，v剩余

n210MSF 回归MS剩余

34.92018.54910

40.85。由v1v1

10P0.01，按0.05H0

H1

。故可认为安康妇女的年龄与收缩压之间存在直线关系估量总体回归系数95%可信区间。MSS 剩余b l

8.549101580.92

0.023，t

0.05/2,10

2.228，则总体回归系数95%可信区间为XX(0.1492.2280.020.1492.2280.023)(0.090.200)A、B〔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 家兔皮肤损伤程度〔评分〕时间〔分〕X36

AY11.02.5

皮肤损伤程度

BY22.35.093.693.67.61210.015.21515.318.01825.027.62132.340.22．解：〔1〕X与Y、Y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 2计算t值：(Y)2

[(XX)(YY)]2 (YY)2 1 1 63.14查t值表，做结论

1 1 1 1

(XX)2以v77410查表得，tt 0.700，故P0.5，不拒绝H，尚不能认为两样本回归系数相差显0.5,10 0著15相关程度并进展假设检验。表8-3 15名学生历史与语文成绩学生编号123456789101112131415X889583937678858490818073797295语文Y788583907580838585827580867590解：由以上数据计算得：〔1〕

X1252，Y1232，X2105288，Y2101532，XY103209l 787.73，lXX YYl lXXl lXXYY

343.73，lXY

378.07则相关系数r

XY 0.7266。〔2〕H：00H：0110.72662152此题n10.726621521r2n1r2n2

0.7266

3.813，vn213查t界值表，得P0.005。按0.05的水准，拒绝H，承受H，认为学生的历史和语文成绩存在直线相关0 1关系。在高血压脑出血微创外科治疗预后因素的争论中，调查了13例的术前GCS值与预后，见表，试作等级相关分析。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12345678910111213GSC7.011.04.06.011.014.05.05.013.012.014.06.013.0预后评测分值6.07.02.55.48.39.03.94.68.67.99.25.68.7解：将两个变量的观看值分别由小到大编秩求各观看单位的两变量的秩次之差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)对该相关系数进展假设检验：〔5〕H： 00 sH： 01 srs0.001(13)

0.824P0.001，按0.05水准拒绝，承受，可以认为在高血压脑出血微创外科治疗中，术前GSC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值秩次

预后评测分值秩次〔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问答题1．2．协方差分析的应用条件3．协方差分析的步骤一、选择题

第九章协方差分析习题第十章试验设计概述习题00097072小时内病症消逝。”因此，推断此药治疗儿童的上呼吸道感染是格外有效的，可以推广应用。这项推论。不正确，因所作的比较不是按率计算的不正确，因未设比照组或比照组不正确，因未作统计学假设检验正确，由于比较的是病症消逝率正确，由于有效率到达97.0%2．。A.试验比照 B.空白比照 C.劝慰剂比照 D.标准比照 历史比照3．试验设计的三个根本要素是〔。A.处理因素、受試对象、试验效应 B.受試对象、试验效应、观看指标C.随机、重复、比照E.比照、重复、盲法

D.同、均衡、随机试验设计中要求严格遵照四个根本原则，其目的是为了。便于统计处理C.便于进展试验E.尽量削减或消退抽样误差

B.格掌握或消退随机误差的影响D.量削减或抵消非试验因素的干扰试验设计和调查设计的根本区分是〔。试验设计以动物为对象 .查设计以人为对象C.试验设计可随机分组E.两者无区分二、计算题

D.验设计可人为设置处理因素某医院为考核某药物的治疗效果，拟进展一现场试验，该病的发病率一105%以上才有α=0.05，β=0.10〕某争论所欲争论妇女在孕期服用某药物对生儿体重的影取100为3650g，该地生儿的诞生体重均值3500g，标准差为514g，该药物假设有增加生儿体重的作用，那么其可能性有多大〔α=0.05〕第十一章常用试验设计方法习题一、选择题为争论双酚A2SD4A＋邻苯二甲酸饲料〔A和邻苯二甲酸4〔完全随机设计 B.随机区组设计 拉丁方设计 D.穿插设计E.CC不行无视。假设期望试验次数尽可能少一些，设计时最好选择〔。正交设计 B.析因设计 C.拉丁方设计 裂区设计 穿插设计22、3，又无适宜的正交表可供选用时，设计时最好选择〔。完全随机设计 .机区组设计 C析因设计D.拉丁方设计 .叉设计以下试验设计中，一样条件下所需样本含量最少的是〔 。完全随机设计 .机区组设计 C析因设D.拉丁方设计 .叉设计欲分析某抗肿瘤药物对来自中国、美国和伊朗的肿瘤患者各分期的治疗效果，应当承受何种分析方法〔 。2检验

B和检验 .检验D.t二、思考题

一名医生欲争论某药对高血压病的治疗效果较之常规药物是否有提高。可选用何种试验设计。假设要考虑治疗阶段和受试对象的影响，应当承受那种设计，选取20名患者，试述设计过程及如何对其进展分组。某地发生农药中毒大事，23名中毒者被送往医院治疗，治疗前及治疗12天后均有测得的血药浓度。某争论生经过配对t检验，得出结论：该治疗有效。请评述该生的方法及结论。假设有错误，如何改进。第十二章动物试验设计概述习题问答题：1、动物试验设计中，选择试验动物的根本原则是什么？2、欲比较甲、乙、丙、丁四种饲料对小白鼠血糖的影响，试验对象为8窝小白鼠，每窝四只，应承受何种试验设计？并写出该设计方法方差分析表中的局部内容。第十三章临床试验设计概述习题一、选择题：1、在双盲试验中，始终处于盲态的是( )A.