統(tǒng)計(jì)學(xué)復(fù)習(xí)題全面

1、一、兩組計(jì)量資料比較（20分） 題干由試題和相關(guān) SPSS分析結(jié)果組成1、根據(jù)資料選擇正確的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法；2、 請寫出假設(shè)檢驗(yàn)步驟：檢驗(yàn)假設(shè)，檢驗(yàn)水準(zhǔn)，根據(jù)SPSS結(jié)果選擇正確的統(tǒng)計(jì)量值和P值、并作出結(jié)果判斷。3、 說明：正態(tài)性檢驗(yàn)提供 K-S檢驗(yàn)結(jié)果；方差齊性檢驗(yàn)提供 Levene's檢驗(yàn)結(jié)果。 正態(tài)性檢驗(yàn)和方差齊性檢驗(yàn)不必列出檢驗(yàn)步驟，作出判斷即可?？赡馨ǖ膬?nèi)容：配對設(shè)計(jì)的兩樣本均數(shù)比較的t檢驗(yàn)成組設(shè)計(jì)的兩樣本均數(shù)比較的t檢驗(yàn)成組設(shè)計(jì)的兩樣本均數(shù)比較的近似t檢驗(yàn)配對設(shè)計(jì)的兩樣本比較的符號秩和檢驗(yàn)成組設(shè)計(jì)的兩樣本比較的秩和檢驗(yàn)舉例：例2.17某醫(yī)生測得18例慢性支氣管炎患者及16例

2、健康人的尿17酮類固醇排出量（mg/dl ）分別為Xi和%,試問兩組的均數(shù)有無不同。X1: 3.14 5.83 7.35 4.62 4.05 5.08 4.98 4.22 4.35 2.35 2.89 2.16 5.55 5.94 4.40 5.35 3.80 4.12X2： 4.12 7.89 3.24 6.36 3.48 6.74 4.67 7.38 4.95 4.08 5.34 4.27 6.54 4.62 5.92 5.18One - Sa mpl e K o lm ogo r o v- Smi r no v T est慢支患者健康者N1816Normal Parameters a,b

3、Mea n4.45445.2987Std. Deviation1.32451.3820Most ExtremeAbsolute.102.113Differe ncesPositive.075.113Negative-.102-.091Kolmogorov-Smir nov Z.434.452Asymp. Sig. (2-tailed).992.987a. Test distribution is Normal.b. Calculated from data.【答案】jszb1、 此資料是計(jì)量資料，研究設(shè)計(jì)為完全隨機(jī)設(shè)計(jì)2、根據(jù)正態(tài)性單樣本 K-S檢驗(yàn)結(jié)果：P值分別為3、 根據(jù)方差齊性檢驗(yàn)結(jié)果：

4、F=0.225、P=0.638，4、根據(jù)以上三點(diǎn)，統(tǒng)計(jì)方法選用成組設(shè)計(jì)兩樣本（1）建立假設(shè)檢驗(yàn)，確立檢驗(yàn)水準(zhǔn)：HO: u1= u2,即兩組的總體均數(shù)相同H1： u1M u2,即兩組的總體均數(shù)不同a =0.05（2）計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量t值：（又稱成組設(shè)計(jì)）；0.992、0.987，均大于0.1，因此兩樣本均服從正態(tài)分布; P> 0.05，因此兩樣本總體方差齊性；t檢驗(yàn)，其假設(shè)檢驗(yàn)過程如下：In depe ndent Samples TestLeve ne's Test for Equality of Varia neest-test for Equality of MeansFSig.

5、tdfSig. (2-tailed)Mea n Differe neeStd. Error Difference95% Co nfide nee In terval of theDiffere neeLowerUpperXEqual varia nces assumed .225.638-1.81832.078-.8443.4644-1.7904.1017Equal varia nces notassumed-1.81331.163.079-.8443.4656-1.7938!.1052(馬- 1)石；+厲- 1喝v=2v = 18+ 16 2= 32t = -1.818(3) 確定P值，做出

6、統(tǒng)計(jì)推斷：P=0.078 > 0.05根據(jù)a =0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，不拒絕H0，差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。因此尚不能認(rèn)為慢性支氣管炎患者和健康人尿17酮類固醇排出量有差別。【06真題】一、某醫(yī)院外科用兩種手術(shù)治療肝癌患者18例，患者采用隨機(jī)方法分配到不同手術(shù)組，每例手術(shù)后生存月數(shù)如下表，問兩種手術(shù)方法的術(shù)后生存月數(shù)有無差別？ (20分)甲法 2 3 4 4 5 5 6 8 10乙法 5 8 9 11 12 12 13 15 19P值，并作出結(jié)果判要求：請寫出上述題目假設(shè)檢驗(yàn)過程：檢驗(yàn)假設(shè)、檢驗(yàn)水準(zhǔn)、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法、檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值和 斷(正態(tài)性檢驗(yàn)和方差齊性檢驗(yàn)不必列出檢驗(yàn)步驟，作出判斷即可)【答案】

7、jszb(又稱成組設(shè)計(jì))；0.855、0.995，均大于0.1，因此兩樣本均服從正態(tài)分布; P> 0.05，因此兩樣本總體方差齊性；t檢驗(yàn)，其假設(shè)檢驗(yàn)過程如下：1、 此資料是計(jì)量資料，研究設(shè)計(jì)為完全隨機(jī)設(shè)計(jì)2、 根據(jù)正態(tài)性單樣本K-S檢驗(yàn)結(jié)果：P值分別為3、 根據(jù)方差齊性檢驗(yàn)結(jié)果：F=1.161、P=0.297 ,4、根據(jù)以上三點(diǎn)，統(tǒng)計(jì)方法選用成組設(shè)計(jì)兩樣本(1) 建立假設(shè)檢驗(yàn)，確立檢驗(yàn)水準(zhǔn)：H0: u1= u2,即兩組的總體均數(shù)相同；H1 : u1Mu2,即兩組的總體均數(shù)不同；a =0.05(2) 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量t值： 町 I： 略JT| 陌31 站 +(® - 1)易S(S

8、+® V= M1+M2 2v = 9+ 9 2 = 16t(3)確定P值，做出統(tǒng)計(jì)推斷：根據(jù)a =0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，=-3.986P=0.001 V 0.05拒絕H0,接受H1,差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。因此認(rèn)為兩種手術(shù)方法的術(shù)后生存月數(shù)有差別。Une dki iiple KolniiuyiJi uv Sihiin i tuv ToilXIN995.222211-5556STd. Deviation2 >18894-0654Mn*;t FMtrAnnAAbnlutA.139ifferencssPositive.20?,139Neaative-加日-.112KolmoQotov-smi

9、rno'v z37.417Asyrnp. 5bQ. (2 tdried).953.995a . Test dlstr tout ion H NnrmnaL b Ccuiatad from data.Ut»-Sample iKuIrhioijorov-kiiiirriiuv I口NjNtjrml P-Brrrieters*M&ar i-5.3333St已.1-7321Most EwtreimeAbsolute.317DifferericesPtisitlxe,317rjeotirveKrtmoQnrnv-SiiTwnnw ZQsaH i”-iij ti> -i :

10、 -目.Test dirstrtjutlon is Normal b. CaiciJated from data.Jnrl'ppendent Sample? TestLerene's Test for Er抽 of Variancest-test for Equity of MeansMeanStd. &rar95% GetInter命Differnhdence of the erceFtSy. U-tikdcti匸訶匕已nc日DfferenctLO»UtoerXEqual varMrices assunedEqual arkaitei not 觀 iirne

11、d1.161297-3906is13.259001DJI6,33336.93331589915699心 70172%5D2 9074Paired Samples TestPared CuffEtencestdf3g. (2-taled)MeanStd DeviationSW. Error Mean95% Cdiftfer iLe IntervaJ of the Differ entel OV*erUpperP* 1 XI - X2<6,33331,7321.57747.&&471”50020-10.970OCO配對設(shè)計(jì)t檢驗(yàn)【答案模板】jszb1、 此資料是計(jì)量資料，研究

12、設(shè)計(jì)為配對設(shè)計(jì)；2、 根據(jù)正態(tài)性單樣本 K-S檢驗(yàn)結(jié)果：P值分別為？，大于0.1，因此差值服從正態(tài)分布;3、 根據(jù)以上兩點(diǎn)，統(tǒng)計(jì)方法選用配對設(shè)計(jì)兩樣本t檢驗(yàn)，其假設(shè)檢驗(yàn)過程如下：(1)建立假設(shè)檢驗(yàn)，確立檢驗(yàn)水準(zhǔn)：H0: ud= 0，即兩組的總體均數(shù)相同；H1 : udz 0,即兩組的總體均數(shù)不同；a =0.053di 4n 4n片1(2)計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量t值:n-v = n 1 = ?t = ?(3) 確定P值，做出統(tǒng)計(jì)推斷：P= ?< 0.05 根據(jù)a =0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，拒絕H0，接受H1，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。因此認(rèn)為兩種？有差別。 P=?> 0.05 根據(jù)a =0.05的檢驗(yàn)水

13、準(zhǔn)，不拒絕H0,差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。因此尚不能認(rèn)為兩種 ？有差別?！?5真題】【04真題】一、隨機(jī)抽樣調(diào)查了某地繡品廠和蓄電池廠工人各10名，測定其血中鋅卟啉含量（卩g/100ml ）如下表。問這兩個(gè)工廠工人血中鋅卟啉含量有無差別？（20分）某地繡品廠和蓄電池廠工人血中鋅卟啉含量（/100ml ）結(jié)果繡品廠 12.1 42.9 0.0 0.0 11.1 25.0 0.0 26.3 9.1 25.0蓄電池廠 72.5 75.3 28.3 60.0 70.5 73.1 60.0 20.0 20.0 32.6要求：請寫出上述題目假設(shè)檢驗(yàn)過程：檢驗(yàn)假設(shè)、檢驗(yàn)水準(zhǔn)、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法、檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值和P值，并作出

14、結(jié)果判斷（正態(tài)性檢驗(yàn)和方差齊性檢驗(yàn)不必列出檢驗(yàn)步驟，作出判斷即可）。SPSS軟件有關(guān)分析結(jié)果見附頁。On電*Sjnipl« Kolmogorornov Test緩品廠蓄電池廠N1010Normal Pyrame州電an15.1051.230Sld.DtwM2X236Most EMfefn*Absokjte卻4S9-.155ro vSmirnOw Z.583Sig. £2'tatled)675Paired Samples TestP«it 4d D樂旨11%冒工Sig. C2-tiil*ri)阿齡Fi£td. Dsviatior.SMi Error

15、Mein韭鴨 Confidence Interval of lheUpperPir 1 統(tǒng)陽廠葛電池廠-3&,08OZ52537.98654,14510.015-4,51 冃),001Independent Samplesbevent'i Test fwl-ltil bor Equality oFKItinsFtdFSig. R-tZ胡ManDifferenceStd, EnuDiflienerire3536 Confldsn:e Infaivil »h* PifhreneUpper坪 i卜喘 Equal van prices sssurmed7.454.0144鍛1

16、30Q1S75貸MEqual vari ances iwt assumed4.01314.60,001-at.oeo0£274.472-17JG9S兩樣本配對設(shè)計(jì)秩和檢驗(yàn)NMen1 Sum of Rankt苗電泄丿"紡品）Ngtiwfr1J1.001X0Pative ftanks3:t.oo5<X0Tits0TotJ!C兩樣本咸組設(shè)計(jì)秩和撿驗(yàn)補(bǔ)W姐別NRinkSurrh oF Rlinksto&,50幀a蓄電i也廠1014.5020【答案1近似t檢驗(yàn)】jszb1、 此資料是計(jì)量資料，研究設(shè)計(jì)為完全隨機(jī)設(shè)計(jì)（又稱成組設(shè)計(jì)）；2、 根據(jù)正態(tài)性單樣本 K-S檢驗(yàn)結(jié)果

17、：P值分別為0.886、0.575，均大于0.1 ,因此兩樣本均服從正態(tài)分布;3、 根據(jù)方差齊性檢驗(yàn)結(jié)果：F7.454、P=0.014 , Pv 0.05，因此兩樣本總體方差不齊;4、 根據(jù)以上三點(diǎn)，統(tǒng)計(jì)方法選用成組設(shè)計(jì)兩樣近似t檢驗(yàn)，其假設(shè)檢驗(yàn)過程如下：（1）建立假設(shè)檢驗(yàn)，確立檢驗(yàn)水準(zhǔn)：H0: u1= u2,即兩組的總體均數(shù)相同H1： u1M u2,即兩組的總體均數(shù)不相同a =0.05（2）計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量t值：t = -4.013v = 14.960（ 3）確定 P 值，做出統(tǒng)計(jì)推斷：P=0.001 v 0.05根據(jù)a =0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，拒絕H0,接受H1，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。 因此認(rèn)為兩

18、個(gè)工廠工人血中鋅卟啉含量有差別?！敬鸢?2】成組設(shè)計(jì)秩和檢驗(yàn) jszb1、 此資料是計(jì)量資料，研究設(shè)計(jì)為完全隨機(jī)設(shè)計(jì) （ 又稱成組設(shè)計(jì) ） ；2、根據(jù)正態(tài)性單樣本 K-S 檢驗(yàn)結(jié)果： P 值分別為 0.886 、0.575 ，均大于 0.1 ，因此兩樣本均服從正態(tài)分布；3、 根據(jù)方差齊性檢驗(yàn)結(jié)果：F7.454、P=0.014 , Pv 0.05，因此兩樣本總體方差不齊；4、 根據(jù)以上三點(diǎn)，統(tǒng)計(jì)方法選用兩獨(dú)立樣本比較的 Wilcoxon 符號秩和檢驗(yàn) ，其假設(shè)檢驗(yàn)過程如下：（1）建立假設(shè)檢驗(yàn)，確立檢驗(yàn)水準(zhǔn)：H0:兩個(gè)工廠工人血中鋅卟啉含量總體分布相同；H1:兩個(gè)工廠工人血中鋅卟啉含量總體分布不同

19、；a =0.05（2）計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 T 值：統(tǒng)一編秩；求秩和；確定統(tǒng)計(jì)量T值。T=65 或 145n1 = 10 n2-n1 = 0（ 3）確定 P 值，做出統(tǒng)計(jì)推斷：查T界值表得P<0.005根據(jù)a =0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，拒絕H0,接受H1，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。 因此認(rèn)為兩個(gè)工廠工人血中鋅卟啉含量有差別。配對設(shè)計(jì)秩和檢驗(yàn)【答案模板】 jszb1 、此資料是計(jì)量資料，研究設(shè)計(jì)為 配對設(shè)計(jì) ；2、 根據(jù)正態(tài)性單樣本 K-S檢驗(yàn)結(jié)果：P值分別為？，小于0.1，因此差值不服從正態(tài)分布；3、 根據(jù)以上兩點(diǎn)，統(tǒng)計(jì)方法選用配對秩和檢驗(yàn)，既 Wilcoxon 符號秩和檢驗(yàn) ，其假設(shè)檢驗(yàn)過程如下： （1

20、）建立假設(shè)檢驗(yàn)，確立檢驗(yàn)水準(zhǔn)：（2）計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 T值：求差值D;編秩；求秩和；確定統(tǒng)計(jì)量T值。（ 3）確定 P 值，做出統(tǒng)計(jì)推斷：【知識點(diǎn)解析】Jszb【正態(tài)性檢驗(yàn)】1、 圖示法：概率圖(P-P plot)、分位數(shù)圖(Q-Q plot)2、計(jì)算法：偏度系數(shù)丫 1;峰度系數(shù)丫 23、K-S檢驗(yàn)：屬于單樣本非參數(shù)檢驗(yàn)K-S檢驗(yàn)(Kolmogorov-Smirnov 檢驗(yàn))：一般作為小樣本的正態(tài)性檢驗(yàn)方法K-S檢驗(yàn)：檢驗(yàn)頻數(shù)分布的正態(tài)性檢驗(yàn) 單樣本K-S檢驗(yàn)的原假設(shè)是：樣本來自得總體與指定的理論分布無顯著差異SPSS單樣本非參數(shù)檢驗(yàn)是對單個(gè)總體的分布形態(tài)等進(jìn)行推斷的方法，包括：卡方檢驗(yàn)、二項(xiàng)分布

21、檢驗(yàn)、K-S檢驗(yàn)、變量值隨機(jī)性檢驗(yàn)二、單樣本K-S檢驗(yàn)單樣本K-S檢驗(yàn)(1-sample K-S test )是以兩位蘇聯(lián)數(shù)學(xué)家柯爾莫哥(Kolmogorov )和斯米諾夫(Smirnov)命名的。K-S檢驗(yàn)是一種擬合優(yōu)度檢驗(yàn)，研究樣本觀察值的分布和設(shè)定的理論分布間是否吻合，通過對兩個(gè)分布差 異的分析確定是否有理由認(rèn)為樣本的觀察結(jié)果來自所設(shè)定的理論分布總體。設(shè)Sn(x)是一個(gè)n次觀察的隨機(jī)樣本觀察值的累積概率分布函數(shù)，即經(jīng)驗(yàn)分布函數(shù)；F0 (x)是一個(gè)特定的累積概率分布函數(shù)，即理論分布函數(shù)。定義D Sn(x) F0(x)，顯然若對每一個(gè)x值來說，Sn(x)與F0(X)十分接近, 也就是差異很小

22、，則表明經(jīng)驗(yàn)分布函數(shù)與特定分布函數(shù)的擬合程度很高，有理由認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)來自具有該理論分布 的總體。K-S檢驗(yàn)主要考察的是絕對差數(shù)D &(x) F0(x)|中那個(gè)最大的偏差，即利用下面的統(tǒng)計(jì)量作出判斷。Dmax maxSn(x) F°(x)( 8.2)K-S檢驗(yàn)的步驟為：1提出假設(shè):H0 : Sn(x)F0(x)，H,:Sn(x)F0(x)2. 計(jì)算各個(gè)D,找出統(tǒng)計(jì)量Dmax3. 查找臨界值：根據(jù)給定的顯著性水平a和樣本數(shù)據(jù)個(gè)數(shù)n,查單樣本K-S檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量表可以得到臨界值D (單樣本K-S檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量表見附錄六)。4、作出判定：若 Dmax > D ，則在a水平上，拒絕H。；

23、若Dmax<D ，則不能拒絕H。；【例8.3】 隨機(jī)抽取100名生產(chǎn)線上的工人，調(diào)查他們的日產(chǎn)量，資料情況如下表，判斷生產(chǎn)線上工人的日產(chǎn) 量是否為正態(tài)分布？ (a =0.05 )工人日產(chǎn) 量500以下500-540540-580580-620620-640640以上合計(jì)組中值480520560600640680一人數(shù)62327191510100【解】H0 : Sn(x)服從正態(tài)分布，Hj : Sn(x)不服從正態(tài)分布。根據(jù)所給的資料，借助 Excel進(jìn)行相關(guān)的計(jì)算，見圖8.2 :AL J&CDEFG 1HI1日產(chǎn)量址中値人數(shù)理逼上免對雀數(shù)2fJC JCn500以下如6 8-1.3

24、7650.08430.0030.0600(k噥3500-54023-1.376E-0, 6570d.mi0.25 羽C. 25000.冋F£543-5005t0270.幀0.04260.51700.5600X 04306583-620迥19h 0425山吒210.2570o.0.75000. 0240mfi 20-640150.15211. 1期0.8553C. SOOOQ灘s昶以上10hl卿0.13421.00001.00000,X)00gTda計(jì)10DLOOOOli均ULl57T.556.3?39圖8.2Dmax統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算表（2）配對設(shè)計(jì)的兩樣本均數(shù)比較例【Paired Sam

25、ple T test 】配對樣本的t檢驗(yàn)查表得 D 1.360.136 ,JOO由于Dmax= 0.0430< D，所以，不能拒絕 Ho ,即生產(chǎn)線上工人的日產(chǎn)量服從正態(tài)分布。1）完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的兩樣本均數(shù)比較（兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)）Independent Sample T】又稱成組t 檢驗(yàn)Group SlafisticG分組NMeanstd DeviationStd. ErrorMean1323269.1163603227正常人122 71671035902903方差齊性檢驗(yàn)IridepttiilMrt Sample* T.«tLevene's Test for Hu 削

26、IR of Variances1-test for Equallk of MeansftdfSia(2-Uiied：M&an DifferenceStd. ErrorDllTerBnce血(首轉(zhuǎn)緩屋曰Fqual variancesassumed120724|8 813h23000-3BQ7404423Equal vrnnces nol assumed-s asfl I|21977.000-.33974.04402F值校正F值尸值當(dāng)p>o.o億 選擇f檢驗(yàn)；當(dāng)一T 的值P<0.05 ,選擇校正f檢驗(yàn).Paired S<iinp4es St rusticshflBanNS

27、td. DevidtionStd. ErrorMeanPakKi6.075010,52724.166731126 66501055770.17636Paired Soinples C<HeUnknrsNCorrelationSigPair 1 xl &r210032配對差值Paired SinplB Test1dfSig (2 tailed)Mi?anStd DeviationStd. Errur Mean55% ConfidenceIrlerral of ttieDifferenceLowerUpperPair? w1 -.21000丁 .43772.13942 1*10313

28、 :52313 |,1.517L 9|i164F值自由度P值完全隨機(jī)設(shè)計(jì)（兩獨(dú)立樣本）的秩和檢驗(yàn)RanksgroupNMean RankSum ofRanksx11013J5131.50296.5058.50Total19T est Statistics11XMann-Whitney UWilcoxon W13-50058.500| Asymp, Sig (2-tailled)2.574,010 Z值，近似的尸值Exact Sig. 2*(1 -tailedSig.)_008aa Mot corrected foriiesb Grouping Variable: group配對設(shè)計(jì)的秩和檢驗(yàn)x

29、2 x1Z| Asymp. Sig (2-tailed)-.474a.635Test Statistics15b Wilcoxon Signed Ranks Testa. Based on positive ranks. Z值，近似的F值RanksNMean RankSum of Ranksx2-x1 Negative Ranks5a5.3026.50Positive Ranks4b4.6318.50Ties1cTotal10a x2 <x1b. x2 >x1c. x2 = x1堆驗(yàn)和”僉驗(yàn)的應(yīng)用條件和計(jì)算公式三種設(shè)計(jì)類型適用條件和計(jì)算公式一t （毎知，”較?。﹝ （圮知或味知，”

30、較大）*樣本均數(shù)與已知總體均數(shù)比較配對設(shè)計(jì)的比較完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的兩樣本均數(shù)比較*資料中b已知時(shí)，可以用0*（弋替公式中相應(yīng)的$。完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的兩樣本均數(shù)的檢驗(yàn)f =(叭-心)一 3 -并=可一叼S_-一 E嚴(yán)2 _- D詔+的- 1喝+ 附i +片：2f=也-2配對設(shè)計(jì)的兩均數(shù)比較的t檢驗(yàn)S4n"(SaOV刃T“=«-1問題：若方差不齊，將如何處理？(1)采用適當(dāng)?shù)淖兞孔儞Q，使達(dá)到方差齊性;(2 )采用秩和檢驗(yàn)；(3)采用近似法t檢驗(yàn)： Cochra n & Cox 法 Satterthwaite 法二、兩樣本率比較(X2檢驗(yàn)或確切概率法)(20分)題干由試題和相關(guān)

31、SPSS分析結(jié)果組成1、根據(jù)資料選擇正確的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法；2、列出計(jì)算表；3、 請寫出假設(shè)檢驗(yàn)步驟：檢驗(yàn)假設(shè)，檢驗(yàn)水準(zhǔn)，列出計(jì)算公式，根據(jù)SPSS結(jié)果選擇正確的統(tǒng)計(jì)量值和 P值、并作 出結(jié)果判斷。1、成組設(shè)計(jì)四格表資料2檢驗(yàn)四格表X 2檢驗(yàn)的條件：n :為總例數(shù)；A：為(所有各各中的)實(shí)際數(shù)；T：為(所有各各中的)理論數(shù)。n , T?？上惹笏母癖碇凶钚〉睦碚摂?shù)。2(1) T 5，而且n 40 直接用 檢驗(yàn)(2) 1 T 5，而且n 40 校正 2檢驗(yàn)(3) T 1 或n 40 確切概率法注意：上述條件是以理論數(shù)為依據(jù)，而非實(shí)際數(shù)檢驗(yàn)的適用條件及四格表專用公式:(1)/7 > 40且7工反2

32、少打Y - E-:二T (a t h)(c+d)(u + (h+d) n > 40 且 1 < F < 5U05)ad-bc'fn2(a 4 dji + c)(b t d)(I ad - be占v 4。或7 v 1Fisher確概率法ii注意e a 3込 b於檢驗(yàn)是否需要校正，關(guān)鍵要考核rm/n5?表3.5兩種藥物治療十二指腸球部潰瘍效果處理愈合未愈合合計(jì)愈合率（%呋喃硝胺組54(48.228(13.78 )6287.10甲氰咪胍組合計(jì)44(49.78 )20(14.22 )6468.75982812677.78四格表 x 2檢驗(yàn)Pearson x 2某醫(yī)學(xué)院隨機(jī)抽查

33、四年級和五年級學(xué)生的近視眼患病情況如下表，問兩個(gè)年級的近視眼患病率有無差另U?四年級和五年級學(xué)生的近視眼患病率比較年級檢查人數(shù)近視人數(shù)近視率（%四年級2827.14五年級14535.71四年級和五年級學(xué)生的近視眼患病患病率比較計(jì)算表年級近視人數(shù)無近視人數(shù)合計(jì)四年級22628五年級5914合計(jì)735427 14Tmin- 2.3342四格表校正兀2檢驗(yàn)例：某防疫站觀察當(dāng)?shù)氐囊粋€(gè)污水排放口，在高溫季節(jié)和低溫季節(jié)水樣的傷寒菌檢出情況，資料如下表，問兩 個(gè)季節(jié)污水的傷寒菌檢出率有無差別？高低溫季節(jié)污水中傷寒菌的檢出率季節(jié)氣溫陽性水樣數(shù)陰性水樣數(shù)合計(jì)陽性率（%高1 (4)11 (8)128.33低7 (

34、4)5 (8)1258.33合計(jì)8162433.33四格表確切概率法：表3.5 兩種藥物治療十二指腸球部潰瘍效果處理愈合未愈合合計(jì)愈合率（%呋喃硝胺組54(48.228(13.78 )6287.10甲氰咪胍組合計(jì)44(49.78 )20(14.22 )6468.75982812677.78Chi-Squ are T estsValu edfAsym p. S ig.(2-sided)Exact Sig.(2-sided)Exact Sig.(1-sided)Pearson C h i-Square6.133b1.013C on tinu ity C orrectio%5.1181.024Lik

35、e lih ood Ratio6.3041.012Fish er's E xact T est.018.011Line ar-by-Lin ear Association6.0841.014N of Valid C ase s126a. Computed on ly f or a 2x2 tableb. 0 cells (.0% ) have expected count less than 5. The minimum expected count is 13.78.2、配對設(shè)計(jì)四格表資料2檢驗(yàn)已確診肝癌患者10 0人，每個(gè)患者分別用甲、乙兩法檢測AFP，結(jié)果如下表。問甲、乙兩法AF

36、P陽性檢出率有無差別？甲、乙兩法AFP陽性檢出情況甲法-乙法-合計(jì)+ -+602080-101020合計(jì)7030100第一組 -第二組合計(jì)+ 十a(chǎn)b仃十bcdc+d合計(jì)a+cb+dn71.b+040,zG + c)2當(dāng) b+c<40,2/Ty 1-C|-l)2Q? + c)Ch i-Square TestsExact S ig.Valu e(2-sided)McNe mar Test.099aN of Valid C ases100a. Bino mial distribution used.【04真題】2、研究鹽酸丁咯地爾改善周圍血管閉塞性病變患者的皮膚微循環(huán)狀況，以安慰劑作對照得結(jié)果

37、如下表。問鹽酸丁 咯地爾是否具有改善缺血組織的皮膚微循環(huán)作用？（15分）鹽酸丁咯地爾改善缺血組織的皮膚微循環(huán)狀況處理例數(shù)改善數(shù)改善率（%鹽酸丁咯地爾組201575.00安慰劑組16212.50要求： 請寫出上述題目假設(shè)檢驗(yàn)過程 ：檢驗(yàn)假設(shè)、檢驗(yàn)水準(zhǔn)、計(jì)算表、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法、檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值和P值，并作出結(jié)果判斷。Chi-Square TefftsValuedfAsyrnp* Si?(2-sidedJEkart Si粵*(Z-side(JExact Sig.(IridecJFearsan Chi-Square13. 932b1.000Cmtimity Gorrertian111.5371.001Lnk

38、elihaod Rfftia15. 2451.000Fisher s 氐act Test.000.000Linear->jrLinear AssQciat ion13. 5451.000N of Valid Cases36a. CcmpdtEd only for a tableh 0 cell 5 (. OK) ha/a es<pected count l&ss than 5. The minunun expscrted count is T. 5民【06真題】五、某醫(yī)院收治了 186例重癥乙型腦炎患者，隨機(jī)分成兩組，分別用同樣的方法治療，但其中一組加定量的人工牛黃，治療結(jié)

39、果如下所示，問加人工牛黃是否增加該方劑的療效？ （20分）療法治療例數(shù)有效例數(shù)有效率不加人工牛黃712636.6%加人丁-牛黃1156859.1%合計(jì)1£69450.5%要求：請寫出上述題目假設(shè)檢驗(yàn)過程：檢驗(yàn)假設(shè)、檢驗(yàn)水準(zhǔn)、計(jì)算表、檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算公式、檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值和P值，并作出結(jié)果判斷?！?5真題】五、為觀察藥物 A、B治療某病的療效，某醫(yī)生將100例該病患者隨機(jī)分成兩組，一組 40人，服A藥；另一組60人，服B藥。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：服 A藥的40人中有30人治愈；服B藥的60人中有11人治愈。問A、B兩藥對該病的療 效有無差別？ ( 20分)要求： 請寫出上述題目假設(shè)檢驗(yàn)過程 ：檢驗(yàn)假設(shè)

40、、檢驗(yàn)水準(zhǔn)、計(jì)算表、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法、檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值和P值，并作出結(jié)果判斷。Chi-Square TestsValuedfAsymp. Sig.(2-sided)Exact Sig. (2-sided)Exact Sig. (1-sided)Pearson Chi-Square10.550b1.001Continuity Correction a9.0971.003Likelihood Ratio10.4271.001Fisher's Exact Test.002.001Linear-by-Linear Association10.4331.001N of Valid Cases90a Co

41、mputed only for a 2x2 tableb. 0 cells (.0%) have expected count less than 5. The minimum expected count is 11.00.【答案】jszb1、 此資料是按服 A、B藥療效(治愈、未治愈)分類的二分類資料，即計(jì)數(shù)資料。2、將100例該病患者隨機(jī)分成兩組，屬于完全隨機(jī)設(shè)計(jì)方案。2、3、該資料的目的是通過兩樣本率的比較來推斷它們分別代表的兩總體率有無差別，是成組設(shè)計(jì)兩樣本率比較, 因此，統(tǒng)計(jì)方法選用 成組設(shè)計(jì)四格表資料2檢驗(yàn)(Chi-Square Test )。4、列出計(jì)算表:處理治愈未治愈合計(jì)治

42、愈率(%A藥30 (16.4 ) a10 (23.6 ) b40 (a+ b)75.0B藥11 (24.6 ) c49 (35.4 ) d60 (c+d)18.3合計(jì)41 (a + c)59 (b+ d)100 (n)41.05、假設(shè)檢驗(yàn)過程如下:(1) 建立假設(shè)檢驗(yàn)，確立檢驗(yàn)水準(zhǔn)：H0: A藥和B藥的治愈率相同，即n 1=n 2= 41.0%H1: A藥和B藥的治愈率不同，即n 1工冗2a = 0.05(2) 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量2值:理論數(shù)(T)值的計(jì)算：Tjec =依據(jù)公式兀 計(jì)算T值，并添入計(jì)算表中;由于總例數(shù)n = 100;最小T值=16.4 ;滿足T 5，而且n 40條件，因此直接用2檢

43、驗(yàn)(ad-bcfn(a-i-&)(ed)(a+V=( 2-1 ) (2-1 )= 1(3) 確定P值，做出統(tǒng)計(jì)推斷：根據(jù)SPSS軟件有關(guān)分析結(jié)果，2= 10.550 ,v= 1P= 0.001 v 0.05根據(jù)a =0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，拒絕 H0,接受H1，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義 因此認(rèn)為A藥和B藥的治愈率有差別?！局R點(diǎn)解析】Jszb1、成組設(shè)計(jì)四格表資料2檢驗(yàn)未校正的 .Peai'sori 卡方 檢驗(yàn)療效Total組界J舊刑型 Count瞞wiWmsS別129231111521 nn n%st nr新刑艷 Count%wiWin 別LDL2922 3%1301 %77.7%Tot

44、alCount% wdhina 別23081 6%5218.4%2831 oO.o%Tests治愈率ValuedfAsYmp. SiQ (2-sided)Exd SiQ. (2-sided)Exact Sig. (1-sidedPearson Chi-Square二刃屮1 1J2i (F值Ontinuity Correction-1 94E11E3LlkBimood Ratio2 3531.123Fishar's； Exact Test1270S2Lj near-by-LinearAssociation2 3911.122N of Vai id Cases262a G(jmput0(j

45、 onty for 之 2x2 tetJeb. 0 cells( 0%)have expectscount than 5 The minimum expected oount is 23 970格理論數(shù)小于5,最小理論數(shù)為23* 97oTotal未患病患病分組斯防護(hù)衣 Count% WtHin分組1493.3%11 E115mn notjI日防護(hù)衣Count% vrltnin 分組1864 3%10|35 7% 128inqTotalCount% Wthin分組3274 4%11256%43100.0分組 1 SiSStS JlCr osstalxiLitioii卜患病率ClU-Squafe

46、Tests連續(xù)性校ValuedfAsymp Sig(2-slded)Exact Sig(2-sidedDE xactSia (1-sided)Pearson Chi-S口umm4 1?qb1.Q37正的卡方Continuity OorrecUon2 93B110B7 |卜P值檢驗(yàn)Likelihood Ratio Fisher's Exact TestUnear-t)-LiriearAs social on NofValid Cases5.0561228431i.025.040.065.038a CompulPdoniyfof a 2j(2tabimb 1 cells (55 0>

47、) have expected count less than 5. The minimum expected count Ie 3. £4I格理論數(shù)小于5,最小理論數(shù)為£84分組'黒病情況門門沖亦1呵伽Fisher精確概 率法患桁情況Total未愈分粗 AS5Count怡thin分組2222%777S%9100.0%Count% within分組g90 0%110 0%10.100.0%TotalCount% wimm分蛆1157 9%942 1%1 id10D. 0%riti-Si|Udi« Testsn<40ValuedfAsymp Sig (

48、2-sided)Exact Sig. QEided)Exact Sig(1-sided)Pearson Chi-Square Continuity Correction1 Ufcelihood Ratio8竝尹63639.82S111003.012002Fisher'S Exact Test005 |005Lmaar-D- Linudr AssociationN of Valid Cases8 457191D24P值a Com口utmcl 門11忖陽蠱 2x2tablE也 2 cells (50 0%) harve expecled count ie$ thn 5- The minimum expected count is 3 792格理論數(shù)小于5,小理論數(shù)為3.792、配對設(shè)計(jì)四格表資料2檢驗(yàn)CountSt標(biāo)法 飯向