醫(yī)學統(tǒng)計學習題(打印)(共17頁)

1、1簡要回答進行(jnxng)非參數(shù)統(tǒng)計檢驗的適用條件。答：（1）資料不符合參數(shù)統(tǒng)計(tngj)法的應(yīng)用條件（總體為正態(tài)分布、且方差相等）或總體分布類型未知；（2）等級資料；（3）分布呈明顯偏態(tài)又無適當?shù)淖兞哭D(zhuǎn)換方法使之滿足參數(shù)統(tǒng)計條件；（4）在資料滿足參數(shù)檢驗的要求時，應(yīng)首選參數(shù)法，以免降低檢驗效能。2你學過哪些設(shè)計的秩和檢驗(jinyn)，各有什么用途？答：（1）配對設(shè)計的符號秩和檢驗（Wilcoxon配對法）是推斷其差值是否來自中位數(shù)為零的總體的方法，可用于配對設(shè)計差值的比較和單一樣本與總體中位數(shù)的比較；（2）成組設(shè)計兩樣本比較的秩和檢驗（Wilcoxon兩樣本比較法）用于完全隨機設(shè)計的兩

2、個樣本的比較，目的是推斷兩樣本分別代表的總體分布是否吸納共同。（3）成組設(shè)計多樣本比較的秩和檢驗（Kruskal-Wallis檢驗），用于完全隨機設(shè)計的多個樣本的比較，目的是推斷兩樣本分別代表的總體的分布有無差別。（4）隨機區(qū)組設(shè)計資料的秩和檢驗（Friedman檢驗），用于配伍組設(shè)計資料的比較。試寫出非參數(shù)統(tǒng)計方法的主要有缺點。答：優(yōu)點：（1）適用范圍廣，不受總體分布的限制；（2）對數(shù)據(jù)的要求不嚴；（3）方法簡便，易于理解和掌握。缺點：如果對符合參數(shù)檢驗的資料用了非參數(shù)檢驗，因不能充分利用資料提供的信息，會使檢驗效能低于非參數(shù)檢驗；若要使檢驗效能相同，往往需要更大的樣本含量。1舉例說明總體與

3、樣本的概念統(tǒng)計學家用總體這個術(shù)語表示大同小異的對象全體，通常稱為目標總體，而資料常來源于目標總體的一個較小總體，稱為研究總體。實際中由于研究總體的個體眾多，甚至無限多，因此科學的辦法是從中抽取一部分具有代表性的個體，稱為樣本。例如，關(guān)于吸煙與肺癌的研究以英國成年男子為總體目標，1951年英國全部注冊醫(yī)生作為研究總體，按照實驗設(shè)計隨機抽取的一定量的個體則組成了研究的樣本。2舉例說明同質(zhì)與變異的概念同質(zhì)與變異是兩個相對的概念。對于總體來說，同質(zhì)是指該總體的共同特征，即該總體區(qū)別于其他總體的特征；變異是指該總體內(nèi)部的差異，即個體的特異性。例如，某地同性別同年齡的小學生具有同質(zhì)性，其身高、體重等存在變

4、異。3簡要闡述統(tǒng)計設(shè)計與統(tǒng)計分析的關(guān)系統(tǒng)計設(shè)計與統(tǒng)計分析是科學研究中兩個不可分割的重要方面。一般的，統(tǒng)計設(shè)計在前，然而一定的統(tǒng)計設(shè)計必然考慮其統(tǒng)計分析方法，因而統(tǒng)計分析又寓于統(tǒng)計設(shè)計之中；統(tǒng)計分析是在統(tǒng)計設(shè)計的基礎(chǔ)上，根據(jù)設(shè)計的不同特點，選擇相應(yīng)的統(tǒng)計分析方法對資料進行分析1.假設(shè)檢驗中檢驗水準以及P值的意義是什么？答 為判斷拒絕或不拒絕無效假設(shè)的水準，也是允許犯型錯誤的概率。值是指從規(guī)定的總體中隨機抽樣時，獲得等于及大于（負值時為等于及小于）現(xiàn)有樣本統(tǒng)計量的概率。2.t檢驗的應(yīng)用條件是什么？答 t檢驗的應(yīng)用條件：當樣本含量較?。〞r），要求樣本來自正態(tài)分布總體；用于成組設(shè)計的兩樣本均數(shù)比較時，

5、要求兩樣本來自總體方差相等的總體。3.比較(bjio)型錯誤(cuw)和型錯誤(cuw)的區(qū)別和聯(lián)系。答 型錯誤拒絕了實際上成立的，型錯誤不拒絕實際上不成立的。通常，當樣本含量不變時，越小，越大；反之，越大，越小。4.如何恰當?shù)貞?yīng)用單側(cè)與雙側(cè)檢驗？答 在一般情況下均采用雙側(cè)檢驗，只有在具有充足理由可以認為如果無效假設(shè)不成立，實際情況只能有一種方向的可能時才考慮采用單側(cè)檢驗。1、方差分析的基本思想及應(yīng)用條件答：方差分析的基本思想就是根據(jù)試驗設(shè)計的類型，將全部測量值總的離均差平方和及其自由度分解為兩個或多個部分，除隨機誤差作用外，每個部分的變異可由某個因素的作用（或某幾個因素的交互作用）加以解釋，

6、如組間變異可有處理因素的作用加以解釋。通過比較不同變異來源的均方，借助F分布做出統(tǒng)計推斷，從而推論各種研究因素對試驗結(jié)果有無影響。 方差分析的應(yīng)用條件：（1）各樣本是相互獨立的隨機樣本，均服從正態(tài)分布；（2）相互比較的各樣本的總體方差相等，即具有方差齊性。2、在完全隨機設(shè)計資料的方差分析與隨機區(qū)組設(shè)計資料的方差分析在試驗設(shè)計和變異分解上有什么不同？完全隨機設(shè)計：采用完全隨機化的分組方法，將全部實驗對象分配到g個處理組（水平組），各組分別接受不同的處理。在分析時，隨機區(qū)組設(shè)計：隨機分配的次數(shù)要重復多次，每次隨機分配都對同一個區(qū)組內(nèi)的受試對象進行，且各個處理組受試對象數(shù)量相同，區(qū)組內(nèi)均衡。在分析時

7、，3、為何多個均數(shù)的比較不能直接做兩兩比較的t檢驗？多個均數(shù)的比較，如果直接做兩兩比較的t檢驗，每次比較允許犯第類錯誤的概率都是，這樣做多次t檢驗，就增加了犯第類錯誤的概率。因此多個均數(shù)的比較應(yīng)該先做方差分析，若多個總體均數(shù)不全相等，再進一步進行多個樣本均數(shù)間的多重比較。4、SNK-q檢驗和Dunnett-t檢驗都可用于均數(shù)的多重比較，它們有何不同？SNK-q檢驗常用于探索性的研究，適用于每兩個均數(shù)的比較Duunett-t檢驗多用于證實性的研究，適用于k-1個實驗組與對照組均數(shù)的比較。1列出檢驗的用途？答：推斷兩個總體率間或者構(gòu)成比見有無差別；多個總體率間或構(gòu)成比間有無差別；多個樣本率比較的的

8、分割；兩個分類變量之間有無關(guān)聯(lián)性以及頻數(shù)分布擬合優(yōu)度的檢驗。2檢驗的基本思想？答：值反映了實際頻數(shù)與理論頻數(shù)的吻合程度，若檢驗假設(shè)成立，實際頻數(shù)與理論頻數(shù)的差值會小，則值也會??；反之，若檢驗假設(shè)不成立，實際頻數(shù)與理論頻數(shù)的差值會大，則值也會大3四格表資料的檢驗的分析思路？答：（1）當且所有的時，用檢驗的基本公式或四格表資料檢驗的專用公式；當時，改用四格表資料的Fisher確切概率法。 （2）當，但有時，用四格(s )表資料檢驗的校正公式(gngsh)或改用四格表資料的Fisher確切(quqi)概率法 （3）當，或時，用四格表資料的Fisher確切概率法1詳述直線回歸分析的用途和分析步驟。答：

9、用途：定量描述兩變量之間的依存關(guān)系：對回歸系數(shù)進行假設(shè)檢驗時，若，可認為兩變量間存在直線回歸關(guān)系。利用回歸方程進行預測：把預報因子（即自變量）代入回歸方程對預報量（即因變量）進行估計，即可得到個體值的容許區(qū)間。利用回歸方程進行統(tǒng)計控制：規(guī)定值的變化，通過控制的范圍來實現(xiàn)統(tǒng)計控制的目標。分析步驟：首先控制散點圖：若提示有直線趨勢存在，可作直線回歸分析；若提示無明顯線性趨勢，則根據(jù)散點圖分布類型，選擇合適的曲線模型，經(jīng)數(shù)據(jù)變換后，化為線性回歸來解決。若出現(xiàn)一些特大特小的異常點，應(yīng)及時復核檢查。求出直線回歸方程，其中：，對回歸系數(shù)進行假設(shè)檢驗：方差分析，基本思想是將因變量的總變異分解為和，然后利用檢

10、驗來判斷回歸方程是否成立。檢驗：基本思想是利用樣本回歸系數(shù)與總體均數(shù)回歸系數(shù)進行比較來判斷回歸方程是否成立，實際應(yīng)用中用的檢驗來代替的檢驗。直線回歸方程的圖示回歸方程擬合效果評價：決定系數(shù)，如說明回歸能解釋，此方程較好校正決定系數(shù)直線回歸方程的區(qū)間估計：總體回歸系數(shù)的區(qū)間估計；的區(qū)間估計；個體值的容許區(qū)間；2直線相關(guān)與直線回歸的聯(lián)系和區(qū)別。答：區(qū)別：（1）資料要求不同 相關(guān)要求兩個變量是雙變量正態(tài)分布；回歸要求應(yīng)變量服從正態(tài)分布，而自變量是能精確測量和嚴格控制的變量。（2）統(tǒng)計意義不同 相關(guān)反映兩變量間的伴隨關(guān)系這種關(guān)系是相互的，對等的；不一定有因果關(guān)系；回歸則反映兩變量間的依存關(guān)系，有自變量

11、與應(yīng)變量之分，一般將“因”或較易測定、變異較小者定為自變量。這種依存關(guān)系可能是因果關(guān)系或從屬關(guān)系。（3）分析目的不同 相關(guān)分析的目的是把兩變量間直線關(guān)系的密切程度及方向用一統(tǒng)計指標表示出來；回歸分析的目的則是把自變量與應(yīng)變量間的關(guān)系用函數(shù)公式定量表達出來聯(lián)系：（1）變量間關(guān)系的方向一致 對同一資料，其與的正負號一致。 （2）假設(shè)檢驗等價 對同一樣本，由于計算較復雜，實際中常以的假設(shè)檢驗代替對的檢驗。（3）與值可相互換算 。（4）相關(guān)和回歸可以相互解釋。3簡述直線回歸分析的含義，寫出直線回歸分析的一般(ybn)表達式，試述該方程中各個符號的名稱及意義。答：直線回歸是用直線回歸方程表示兩個數(shù)量變量

12、間依存關(guān)系的統(tǒng)計分析方法，屬雙變量分析的范疇。如果某一個變量隨著另一個變量的變化而變化，并且它們的變化在直角坐標系中呈直線趨勢，就可以(ky)用一個直線方程來定量地描述它們之間的數(shù)量依存關(guān)系，這就是直線回歸分析。一般(ybn)表達式：，和分別為第個體的自變量和應(yīng)變量取值。稱為截矩，為回歸直線或其延長線與軸交點的縱坐標。稱為回歸直線的斜率。為誤差。4寫出直線回歸分析的應(yīng)用條件并進行簡要的解釋。答：線性回歸模型的前提條件是線性、獨立、正態(tài)與等方差。線性是指任意給定的所對應(yīng)的應(yīng)變量的總體均數(shù)與自變量呈線性關(guān)系。獨立是指任意兩個觀察單位之間相互獨立。否則會使參數(shù)估計值不夠準確和精確。正態(tài)性是指對任意給

13、定的值，均服從正態(tài)分布，該正態(tài)分布的均數(shù)就是回歸直線上與值相對應(yīng)的那個點的縱坐標。等方差是指在自變量的取值范圍內(nèi)，不論取什么值，都有相同的方差。5什么是曲線擬合？它一般分為哪兩類？答：曲線擬合是指選擇適當?shù)那€類型來擬合觀測數(shù)據(jù)，并用擬合的曲線方程分析兩變量間的關(guān)系。曲線擬合一般分為兩類：曲線直線化法和直接擬合曲線方程。為什么引入?yún)f(xié)方差分析？醫(yī)學研究中為了比較某些處理因素的實驗效應(yīng)，必須在實驗時保證處理因素以外的其他因素都相同，或者用統(tǒng)計學方法將干擾因素的效應(yīng)從總效應(yīng)中分解出去。協(xié)方差分析正是利用后者的方法處理問題。其適用于：一、影響實驗效應(yīng)的因素不可控制或很難控制；二、組間基線的不平衡性。2

14、協(xié)方差分析的應(yīng)用條件一、因變量的樣本來自于方差相等的正態(tài)分布總體；二、各樣本的回歸系數(shù)本身有統(tǒng)計學意義，但各樣本的回歸系數(shù)間差別無統(tǒng)計學意義；三、協(xié)變量是數(shù)值變量，而且本身不受處理因素影響。3協(xié)方差分析的步驟一、判斷因變量是否服從正態(tài)總體且總體方差齊；二、分別對各處理組的因變量與協(xié)變量進行線性回歸分析；三、檢驗各處理組的總體回歸系數(shù)是否相等；四、若滿足協(xié)方差分析的應(yīng)用條件，則進一步比較各處理組因變量的總體修正均數(shù)是否相等；五、若各組的修正均數(shù)不等或不完全相等，則需進行兩兩比較。1RC表的分析思路答：RC表可分為雙向無序、單向有序、雙向有序?qū)傩韵嗤碗p向有序?qū)傩圆煌念愲p向無序RC表 RC表中的

15、兩個分類變量皆為無序分類變量。對于該類資料若研究目的(md)為多個樣本率（或構(gòu)成比）的比較，可用行列表(li bio)資料的檢驗(jinyn)；若研究目的為分析兩個分類變量之間有無關(guān)聯(lián)性以及關(guān)系的密切程度時，可用行列表資料的檢驗以及Pearson列聯(lián)系數(shù)進行分析。單向有序RC表 有兩種形式：一種是RC表的分組變量是有序的，但指標變量是無序的，其研究目的通常是多個構(gòu)成比的比較，此種單向有序RC表可用行列表資料的檢驗；另一種情況是RC表中的分組變量為無序的，而指標變量是有序的。其研究目的通常是多個等級資料的比較，此種單向有序RC表資料宜用秩和檢驗或Ridit分析。雙向有序?qū)傩韵嗤琑C表 RC表中的

16、兩分類變量皆為有序且屬性相同。實際上是22配對設(shè)計的擴展，即水平數(shù)的診斷試驗配伍設(shè)計。其研究目的通常是分析兩種檢驗方法的一致性，此時宜用一致性檢驗（或稱Kappa檢驗）。雙向有序?qū)傩圆煌琑C表 RC表中兩分類變量皆為有序的，但屬性不同。對于該類資料： 若研究目的為分析不同年齡組患者療效間有無差別時，可把它視為單項有序RC表資料，選用秩和檢驗；若研究目的為分析兩個有序分類變量間是否存在相關(guān)關(guān)系，宜用等級相關(guān)分析或Pearson積矩相關(guān)分析； 若研究目的為分析兩個有序分類變量間是否存在線性變化趨勢，宜用有序分組資料的線性趨勢檢驗1.調(diào)查顯示，我國農(nóng)村地區(qū)三歲男童頭圍均數(shù)為48.2cm，某醫(yī)生記錄了

17、某鄉(xiāng)村20名三歲男童頭圍，資料如下：48.29 47.03 49.10 48.12 50.04 49.85 48.97 47.96 48.19 48.25 49.06 48.56 47.85 48.37 48.21 48.72 48.88 49.11 47.86 48.61。試問該地區(qū)三歲男童頭圍是否大于一般三歲男童 。1.解 檢驗假設(shè) 這里的水準上拒絕可以認為該地區(qū)三歲男童頭圍大于一般三歲男童。2. 分別從10例乳癌患者化療前和化療后1天的尿樣中測得尿白蛋白(ALb,mg/L)的數(shù)據(jù)如下,試分析化療是否對ALb的含量有影響病人編號12345678910化療前ALb含量3.311.79.46.

18、82.03.15.33.721.817.6化療后ALb含量33.030.88.811.442.65.81.619.022.430.22.解 檢驗(jinyn)假設(shè) 這里(zhl)，查表得雙側(cè),按檢驗(jinyn)水準拒絕,可以認為化療對乳腺癌患者ALb的含量有影響。3.某醫(yī)生進行一項新藥臨床試驗，已知試驗組15人，心率均數(shù)為76.90，標準差為8.40；對照組16人，心率均數(shù)為73.10，標準差為6.84.試問在給予新藥治療之前，試驗組和對照組病人心率的總體均數(shù)是否相同？.解 方差齊性檢驗 可認為該資料方差齊。兩樣本均數(shù)比較的假設(shè)檢驗 查所以可以認為試驗組和對照組病人心率的總體均數(shù)相同。4.測

19、得某市18歲男性20人的腰圍均值為76.5cm，標準差為10.6cm；女性25人的均值為69.2cm，標準差為6.5cm。根據(jù)這份數(shù)據(jù)可否認為該市18歲居民腰圍有性別差異？解 方差齊性檢驗: 可認為該資料方差不齊。 兩樣本均數(shù)比較的假設(shè)檢驗 查所以根據(jù)這份數(shù)據(jù)(shj)可以認為該市18歲居民腰圍有性別差異。5欲比較(bjio)甲、乙兩地兒童血漿視黃醇平均水平，調(diào)查甲地312歲兒童150名，血漿視黃醇均數(shù)為1.21mol/L，標準差為0.28mol/L；乙地312歲兒童(r tng)160名，血漿視黃醇均數(shù)為0.98mol/L，標準差為0.34mol/L.試問甲乙兩地312歲兒童血漿視黃醇平均水

20、平有無差別？.解 檢驗假設(shè) 這里，0.82在這里檢驗水準尚不能拒絕,可以認為甲乙兩地312歲兒童血漿視黃醇平均水平?jīng)]有差別。1、某課題研究四種衣料內(nèi)棉花吸附十硼氫量。每種衣料各做五次測量，所得數(shù)據(jù)如表5-1。試檢驗各種衣料棉花吸附十硼氫量有沒有差異。表5-1 各種衣料間棉花吸附十硼氫量衣料1衣料2衣料3衣料42.332.483.064.002.002.343.065.132.932.683.004.612.732.342.662.802.332.223.063.601.采用完全隨機設(shè)計的方差分析，計算步驟如下：Ho:各個總體均數(shù)相等H1:各個總體均數(shù)不相等或不全相等=0.05=*=0.8099

21、02 *（20-1）=12.4629，=20-1=19=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=3=12.4629-8.4338=4.0292，=20-4=16=2.8113=0.2518F=11.16按=0.05水準(shuzhn)，拒絕,接受(jishu)，可以認為各種衣料中棉花(min hua)吸附十硼氫量有差異。2、研究中國各地區(qū)農(nóng)村3歲兒童的血漿視黃醇水平，分成三個地區(qū)：沿海、內(nèi)陸、西部，數(shù)據(jù)如下表,問三個地區(qū)農(nóng)村3歲兒童的血漿視黃醇水平有無差異。地區(qū)n沿海

22、201.100.37內(nèi)陸230.970.29西部190.960.30Ho:各個總體均數(shù)相等 H1:各個總體均數(shù)不相等或不全相等 =0.0500=0.2462，=3-1=2=6.0713，=62-3=59=0.1231=0.1029F=1.20 按=2，=59查F界值表，得，故P 0.05。按=0.05水準尚不能拒絕Ho,故可以認為各組總體均數(shù)相等。3、將同性別、體重相近的同一配伍組的5只大鼠，分別用5種方法染塵，共有6個配伍組30只大鼠，測得的各鼠全肺濕重，見下表。問5種處理間的全肺濕重有無差別？表5-2. 大鼠經(jīng)5種方法染塵后全肺濕重區(qū)組對照A組B組C組D組第1區(qū)1.43.31.91.82.

23、0第2區(qū)1.53.61.92.32.3第3區(qū)1.54.32.12.32.4第4區(qū)1.84.12.42.52.6第5區(qū)1.54.21.81.82.6第6區(qū)1.53.31.72.42.1處理(chl)組間： Ho:各個(gg)處理組的總體均數(shù)相等 H1:各個處理(chl)組的總體均數(shù)不相等或不全相等 =0.05區(qū)組間： Ho:各個區(qū)組的總體均數(shù)相等 H1:各個區(qū)組的總體均數(shù)不相等或不全相等 =0.05=19.8897，=30-1=29=17.6613, =5-1=4=1.1697, =6-1=5=19.8897-17.6613-1.1697=1.0587，=（5-1）（6-1）=20 方差分析結(jié)果

24、按=4，=20查F界值表，得，故P 0.01。按=0.05水準，拒絕,接受，可以認為5種處理間的全肺濕重不全相等。按=5，=20查F界值表，得，故P0.05,按的檢驗水準，不拒絕,尚不能認為該地新生兒染色體異常率低于一般。2現(xiàn)用某種新藥治療患者400例，治愈369例，同時用傳統(tǒng)藥物治療同類患者500例，477例治愈。試問兩種藥物的治愈率是否相同？答：（1）建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準 : 單側(cè) （2）計算統(tǒng)計量，做出推斷結(jié)論 本例，根據(jù)題意（3）確定P值，做出推斷結(jié)論。，P0.05,按的檢驗水準，拒絕,接受，可以認為這兩種藥物的治愈率不同。3某醫(yī)院分別用單純化療和符合化療的方法治療兩組病情相似的

25、淋巴腫瘤患者，兩組的緩解率如下表，問兩療法的總體緩解率是否不同？兩種療法的緩解率的比較組別效果合計緩解率（%）緩解未緩解單純化療15203542.86復合化療1852378.26合計33255856.90答：（1）建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準 : 兩法總體緩解率相同 兩法總體(zngt)緩解率不同 雙側(cè) （2）計算統(tǒng)計(tngj)量，做出推斷結(jié)論 本例n=58 ,最小理論(lln)頻數(shù)，用四格表資料的檢驗專用公式 （3）確定P值，做出推斷結(jié)論。 ，P0.05, 在的檢驗水準下，差異有統(tǒng)計學意義，可以認為兩種治療方案的總體緩解率不同。4分別用對同一批口腔頜面部腫瘤患者定性檢測唾液和血清中癌胚抗原的

26、含量，得到結(jié)果如下表，問這兩種方法的檢測結(jié)果有無差別？兩種方法的檢測結(jié)果 唾液 血清合計計172340答：（1）建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準 : 兩種方法的檢測結(jié)果相同 兩種方法的檢測結(jié)果不同 雙側(cè) （2）計算統(tǒng)計量，做出推斷結(jié)論 本例b+c=1240,用配對四格表資料的檢驗校正公式 （3）確定P值，做出推斷結(jié)論。，P0.05, 在的檢驗水準下，差異有統(tǒng)計學意義，可以認為兩種方法的檢測結(jié)果不同。5測得250例顱內(nèi)腫瘤患者的血清IL-8與MMP-9水平，結(jié)果如下表，問兩種檢測指標間是否存在關(guān)聯(lián)？血清IL-8與MMP-9水平MMP-9IL-8合計22502718702010

27、805560115合計4013080250答：（1）建立(jinl)檢驗假設(shè)，確定檢驗水準 : 兩種檢測(jin c)指標間無關(guān)聯(lián) 兩種檢測指標(zhbio)間有關(guān)聯(lián) 雙側(cè) （2）計算統(tǒng)計量，做出推斷結(jié)論 本例為雙向無序RC表,用式求（3）確定P值，做出推斷結(jié)論。，P0.05, 在的檢驗水準下，差異有統(tǒng)計學意義，可以認為兩種檢測指標有關(guān)聯(lián)，進一步計算Pearson列聯(lián)系數(shù)，以分析其關(guān)聯(lián)密切程度。 列聯(lián)系數(shù) ，可以認為兩者關(guān)系密切。1對8份血清分別用HITAH7600全自動生化分析儀（儀器一）和OLYMPUS AU640全自動生化分析儀（儀器二）測乳酸脫氫酶（LDH），結(jié)果見表7-1。問兩種儀器

28、所得結(jié)果有無差別？表7-1 8份血清用原法和新法測血清乳酸脫氫酶（U/L）的比較編號儀器一儀器二11001202121130322022541862005195190615014871651808170171（1）建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準：用方法一和方法二測得乳酸脫氫酶含量的差值的總體中位數(shù)為零，即:（2）計算檢驗統(tǒng)計量值求各對的差值 見表7-4第（4）欄。編秩 見表7-4第（5）欄。求秩和并確定統(tǒng)計量。 取。（3）確定值，做出推斷結(jié)論本例中，查附表界值表，得雙側(cè)；按照檢驗水準，拒絕，接受。認為用方法一和方法二測得乳酸脫氫酶含量差別有統(tǒng)計學意義。受試者4人，每人穿四種(s zhn)不同的防護

29、服時的收縮壓值如表，問四種(s zhn)防護服對收縮壓的影響(yngxing)有無顯著差別？四個受試者的收縮壓值有無顯著差別？表7-3 四種防護服與收縮壓值受試者編號防護服A防護服B防護服C防護服D1115135140135212212513512031101301361304120115120130（1）建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準：被動吸煙者的HbCO(%)與非被動吸煙者的HbCO(%)含量總體分布相同：被動吸煙者的HbCO(%)與非被動吸煙者的HbCO(%)含量總體分布不同（2）計算檢驗統(tǒng)計量值編秩求秩和并檢驗統(tǒng)計量，,，故檢驗統(tǒng)計量，因，需要用檢驗；又因等級資料的相同秩次過多，故：（3）

30、確定值，做出推斷結(jié)論，按檢驗水準，拒絕，接受，認為被動吸煙者的HbCO(%)與非被動吸煙者的HbCO(%)含量總體分布不同。40名被動吸煙者和38名非被動吸煙者的碳氧血紅蛋白HbCO(%)含量見表7-2。問被動吸煙者的HbCO(%)含量是否高于非被動吸煙者的HbCO(%)含量？表7-2 吸煙工人和不吸煙工人的HbCO(%)含量比較含量被動吸煙者非被動吸煙者合計很低123低82331中161127偏高10414高404關(guān)于四種(s zhn)防護服對收縮壓的影響：（1）建立檢驗假設(shè)，確定(qudng)檢驗水準：穿四種(s zhn)防護服后收縮壓總體分布相同：4個總體分布不同或不全相同（2）計算統(tǒng)計

31、量值編秩求秩和并計算檢驗統(tǒng)計量，（3）確定值，做出推斷結(jié)論處理組數(shù)，配伍組數(shù)查表，按檢驗水準不拒絕，尚不能認為不同防護服對收縮壓影響有差別。關(guān)于四個受試者收縮壓值的差別：（1）建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準：四個受試者的收縮壓值沒有差別：四個受試者的收縮壓值不同（2）計算統(tǒng)計量值編秩求秩和并計算檢驗統(tǒng)計量（3）確定值，做出推斷結(jié)論處理組數(shù)，配伍組數(shù)查表，按檢驗水準不拒絕，尚不能認為四個受試者的收縮壓值有差別。1某研究人員測定了12名健康婦女的年齡（歲）和收縮壓（），測量數(shù)據(jù)見表1， 表8-1 12名健康婦女年齡和收縮壓的測量數(shù)據(jù)（歲）594272366347554938426860（）19.601

32、6.6721.2815.7319.8617.0719.9319.3315.3318.6720.1920.59，（1）求與之間的直線回歸方程.（2）用方差分析的方法檢驗與之間的直線關(guān)系是否存在？（3）估計(gj)總體回歸系數(shù)的95%可信區(qū)間(q jin)。1 解：（1），故所求直線(zhxin)回歸方程為。（2）：，即認為健康婦女的年齡與收縮壓之間不存在直線關(guān)系 ：，即認為健康婦女的年齡與收縮壓之間存在直線關(guān)系 ，。由，查表得，按的水準拒絕，接受。故可認為健康婦女的年齡與收縮壓之間存在直線關(guān)系。（3），則總體回歸系數(shù)的95%可信區(qū)間為2用A、B兩種放射線分別局部照射家兔的某個部位，觀察照射不同時間放射性急性皮膚損傷程度（見表8-2）。問由此而得的兩樣本回歸系數(shù)相差是否顯著？解：（1）分別求出與、之間的回歸直線：，（）：，（）（2） ： ：計算(j sun)值：估計(gj)誤差平方和：查值表，做結(jié)論(jiln)以查表得，故，不拒絕，尚不能認為兩樣本回歸系數(shù)相差顯著。3某學