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2．在统计学中，习惯上把(B)的事件称为小概率事件.3~8A．计数资料B.等级资料C。计量资料D。名义资料E。角4.分别用两种不同成分的培养基(A与B)培养鼠疫杆菌，重复实验单元数均为5。空腹血糖测量值，属于(C)资料.2032、AB型641。该资料的类型是(D)。料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量的个体则组成即该总体区别于其他总体的特征；变异是指该总体内部的差异，即个体的特异统计设计之中；统计分析是在统计设计的基础上，根据设计的不同特点，选择相应的统计分析方法对资料进行分析第二章第二章统计描述习题1.描述一组偏态分布资料的变异度，以(D)指标较好。2．各观察值均加(或减)同一数后(B)。3．偏态分布宜用(C)描述其分布的集中趋势。两项指标观测值的变异程度的大小，可选用的最佳指标是(E)。E尿氟值：0．2~0．6~1．0~1．4~1.8~2.2~2。6~3。0~3.4~频数:7567302016196211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7．用均数和标准差可以全面描述(C)资料的特征。9。血清学滴度资料最常用来表示其平均水平的指标是(C).C12。测量了某地68人接种某疫苗后的抗体滴度,宜用(C)反映其平均滴度。0男女男女男8 21~3041~5021~3041~501~40女14143749.反.(%)(%)6350。00.57 合计20009555。60.453)应该如何做适当的统计分析？(‰)男1050632.8575.714女女9503．1998年国家第二次卫生服务调查资料显示，城市妇女分娩地点分布(%)58.5858.58城市农村7.77其他63.8420.3820.764.66妇幼保健机构7.63卫生院001．(E)分布的资料，均数等于中位数。2．对数正态分布的原变量X是一种(D)分布。Exx4.估计正常成年男性尿汞含量的95％医学参考值范围时，应用(E)。xx华华放射性物质平均每分钟脉冲计数的95%可信区间为(E)。9。二项分布的图形取决于(C)的大小.E。A．CVB。SC．华D。RE。四分位数间XtSg/L，标准差为4g/L，则其总体均数的95％可信区间为(B)。13。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成分平均含量的95％可信区间时,应用(A).XXE.Epp感染率的95％可信区间时,应用(E).pp应用(D)。pp2、二项分布的应用条件 1、如何用样本均数估计总体均数的可信区间(1)(未知且n小，按t分布的原理计算可信区间，可信区间为avXavXavXavX2,2,avXavXavXavXp312行估计.A。核对数据B．作方差齐性检验C．求均数、误的概率为(D).A.单侧检验优于双侧检验6．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.为从不同角度来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vA.第Ⅰ类错误B．第Ⅱ类错误C．一般错误D.错00布总体；②用于成组设计的两样本均数比较时，要求两样本来自总体方差相等3。比较Ⅰ型错误和Ⅱ型错误的区别和联系。答Ⅰ型错误拒绝了实际上成立的H，Ⅱ型错误不拒绝实际上不成立的H.通004．如何恰当地应用单侧与双侧检验?效假设H不成立，实际情况只能有一种方向的可能时才考虑采用单侧检验。00010岁男童头围大于一般三岁男童号123456789ALb含量11。782721。817ALb含量88441。6420d1dd012112201211212c1212验组和对照组病人心率的总体均数相同 ()+()aa25人的均值为 ()+()aa01211S26.5212201211X_XX_XS2S21+21+2nnnn|20||25|0认为该市18岁居民腰围有性别差异5欲比较甲、乙两地儿童血浆视黄醇平均水,查甲地3~12岁儿童150名,血浆视黄醇均数为1。21µmol/L，标准差为0．28µmol/L；乙地3~12岁儿解检验假设012012112a处理区组处理区组111222===112203~12岁儿童血浆视黄醇平均水平没有差别第五章方差分析习题1．完全随机设计资料的方差分析中,必然有(C)。A。SS>SSB．MSMSC.SS＝SS＋SSC.SS＝SS＋SSD．MS=MS＋MS总组间组内总组间组内3．在随机区组设计的方差分析中，若F>F,则统计推论是(A)。4。随机区组设计方差分析的实例中有(EA。SS不会小于SSC．FC．F值不会小于1B.MS不会小于MSD.F值不会小于15．完全随机设计方差分析中的组间均方是(C)的统计量。比较，可选择(A).DXE.秩和检验可选择(A)。D正态化E．使率较小(＜30%)的二分类资料达到正态的要求A。使服从Poisson分布的计数资料或轻度偏态的资料正态化可由某个因素的作用(或某几个因素的交互作用)加以解释，如组间变异SS可组间 (水平组),各组分别接受不同的处理。在分析时，SS=SS+SS总组间组内受试对象进行，且各个处理组受试对象数量相同，区组内均衡。在分析时，总总3、为何多个均数的比较不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类错衣料12.332。223．063．60Ho：各个总体均数相等H1:各个总体均数不相等或不全相等衣料1衣料2衣料3衣料4合计Xni XiSi2。0052。34552.96805i组间变异来源SSνMSFP总193．16＜0.01H01nXS0。29组间iii组内iii组间组内变异来源SSνMSFPA组D组1．92区3．632．31．52。14区2．5．656区区58651Ho：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A组D组njXj第1区区区1．84。12．155355500第6区ni XiSi1。560．1600。4660。32。163532。 总N总处理组ii处理组区组jj区组j误差误差νMSFP总450。2339FF0101解:采用SNK检验进行两两比较。Ho：=，即任两对比较组的总体均数相等ABABα=0．0512344个样本均数两两比较的q检验(Newman－Keuls法)差Q值P值21与33422。24582与43200与衣料4的棉花吸附十硼氢量有差异，还不能认为衣料1与衣料2,衣料2与衣1．X2分布的形状(D)。布2．四格表的自由度(B).数BC有联系,应选择的统计分析方法是(B)。ABO血型MN血型MNMNO431ABABA。秩和检验B.X2检验C．Ridit检验D。相关分析A.t检验B.X2检验C。F检验D.Fisher精确概率法 组别有效无效合计 胞磷胆碱组46652神经节苷酯18826组 合计64147810．对于总合计数n为500的5个样本率的资料作X2检验，其自由度为(D).欲A组别无效好转显效痊愈 西药组4931515中药组459224中西医结15281120A。秩和检验B。X2检验C．t检验D．u检验E。Kappa义，应选用(D).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A.t检验B．X2检验C．F检验D。Fisher精确概率法答：推断两个总体率间或者构成比见有无差别；多个总体率间或构成比间有无0H0(ad1．R×C表的分析思路 ②若研究目的为分析两个分类变量之间有无关联性以及关系的密切程度时，可(2)单向有序R×C表有两种形式：一种是R×C表的分组变量是有序的,但指标变量是无序的，其研究目的通常是多个构成比的比较，此种单向有序R (3)双向有序属性相同R×C表R×C表中的两分类变量皆为有序且属其研究目的通常是分析两种检验方法的一致性,此时宜用一致性检验(或称Kappa检验)。 (4)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②若研究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③若研究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.01(2)计算统计量u值，做出推断结论00====ccnn12u=0==1.58900(3)确定P值，做出推断结论。0体异常率低于一般012112012c112111400500(3)确定P值，做出推断结论。13．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似的淋巴肿瘤患者，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解复合化疗1852378。26012112(2)计算统计量，做出推断结论RC58(3)确定P值，做出推断结论。4．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+－+－217H：B=C两种方法的检测结果相同01(2)计算统计量，做出推断结论PMMⅢⅠⅡⅡⅢ060合计10H:两种检测指标间有关联1(2)计算统计量，做出推断结论(3)确定P值，做出推断结论.列联系数r=X2=0.5846，可以认为两者关系密切。pn+X2A．正秩和与负秩和的绝对值不会相差很大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D．不能得出结论E。以上都不对A．把X和X的差数从小到排序2B．分别按X和X从小到大排序E．把1X和2X的差数的绝对值从小到大排序12A.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4。等级资料的比较宜采用(A)。A.秩和检验B．F检验C．t检验D.X2检验E。u检验5．在进行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.两样本均数相同B。两样本的中位数相同C本对应的总体均数相同D.两样本对应的总体分布相同6．以下检验方法中，不属于非参数检验方法的是(E).A．将两组数据统一由小到大编秩1．简要回答进行非参数统计检验的适用条件。答：(1)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)或缺点：如果对符合参数检验的资料用了非参数检验，因不能充分利用资料提供的信息，会使检验效能低于非参数检验；若要使检验效能相同，往往需要更大1.对8份血清分别用HITAH7600全自动生化分析仪(仪器一)和OLYMPUSAU640全自动生化分析仪(仪器二)测乳酸脱氢酶(LDH)，结果见表7—1。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11202345671658(1)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0M=0dH：M01d(2)计算检验统计量T值+一(3)确定P值,做出推断结论HH用方法一和方法二测得乳酸脱氢酶含量差别有统计学意义。1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(3)差值d(5)123—3．54—6556227—15—78170+一2．40名被动吸烟者和38名非被动吸烟者的碳氧血红蛋白HbCO(%)含量见表7-2。问被动吸烟者的HbCO(％)含量是否高于非被动吸烟者的HbCO(%)表7-2吸烟工人和不吸烟工人的HbCO(%)含量比较非被动吸烟含量被动吸烟者合计者很低123低82331中161127偏高10414高404(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0H1：被动吸烟者的HbCO(％)与非被动吸烟者的HbCO(%)含量总体分布(2)计算检验统计量T值12121c(3)确定P值，做出推断结论c01与非被动吸烟者的HbCO(％)含量总体分布不同表7-5吸烟工人和不吸烟工人的HbCO(％)含量比较人数秩和秩次平均含量被动吸非被动吸非被动吸合计范围秩次被动吸烟者烟者烟者烟者 (4(7)=(2)(8)＝(3)(1)(2)(3)(5)(6))×(6)×(6)很低1231~3224低低中高84401444~3434~62~76~68.57606850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别？四个受试者的收缩压值ABCD1234(1)建立检验假设,确定检验水准H护服后收缩压总体分布相同01(2)计算统计量M值①编秩②求秩和并计算检验统计量3)确定P值，做出推断结论0号防护服A收缩秩次压收缩秩次压收缩秩次压收缩秩次压111511342125351201311011353411511304Ti6(1)建立检验假设，确定检验水准H受试者的收缩压值没有差别01(2)计算统计量M值40受试者防护服A防护服B防护服C防护服D编号T收缩收缩收缩收缩i秩次秩次秩次秩次压压压压 413.5024125213521201920 D.两者都不改变E。以上情况都有可能A．SS=SSB．SS＝SSC.SS＝SS总残残回总回D。SS>SSE。以上都不正确总回确?(D)。 地区编1234……17 碘含量(单10.02.……24.5患病率(%)43732……0。70研究者欲通过碘含量来预测地方性甲状腺肿的患病率,应选用(BA．相关分析B．回归分析E。t检验C．等级相关分析5.直线回归中X与Y的标准差相等时,以下叙述(B)正确.b)可减小区间长D。减小可信度E。以上都可以1122义1211221212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 8gL85336256D。X2检验E。t检验A．b无统计学意义B．b有统计学意义C。不能肯定b有无统计学意义D.以上都不是的统计方法是(B)A。t检验B．回归分析C.相关分析D．X2检验11.在直线回归分析中，回归系数b的绝对值越大(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轴越陡的容许区间。③利用回归方程进行统计控制：规定Y值的变化,通过控制X的范lXSSSSSSF总想是利用样本回归系数b与总体均数回归系数进行比较来判断回分析目的不同相关分析的目的是把两变量间直线关系的密切程度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量与应变量间的关系用函数公rbb验代替对b的检验。(3)r与b值可相互换算b=rlYY.(4)相关和回归可以相互解lXX答:直线回归是用直线回归方程表示两个数量变量间依存关系的统计分析方法,属双变量分析的范畴。如果某一个变量随着另一个变量的变化而变化，并且它们的变化在直角坐标系中呈直线趋势，就可以用一个直线方程来定量地描述它差.i任意给定的X所对应的应变量Y的总体均数与自变量X呈线性关系据见表1，X(岁)492161133 XXn12XYn12XX01总YYn12总SS=bl=XY==34.920,v=1XX剩余总回归剩余剩余1201XX2．2．皮肤损伤程度BYBYYX11。36932.3122(2)H：b一b=0012112(3)计算t值:S2=1122=14.139S12(4)查t值表，做结论0学生编11234567891011121415号3 89789779历史X9583768481807283850395语文Y788788390808355585887758690205 XXYYXYXXYY 010编号123456789111130120术前GSC值1200术前GSC值1200．05090600008608646070 0sH：p01sGIS值与预后评测 X秩次Y秩次d2 (7)0007。514。502．555 6