統(tǒng)計(jì)計(jì)算課程設(shè)計(jì)報(bào)告書

..《統(tǒng)計(jì)計(jì)算》課程設(shè)計(jì)報(bào)告學(xué)院專業(yè)姓名學(xué)號(hào)評(píng)語(yǔ)：分?jǐn)?shù)題型一：1、某醫(yī)生隨機(jī)抽取正常人和腦病病人各11例,測(cè)定尿中類固醇排出量〔mg/dl,結(jié)果如表1。該醫(yī)生根據(jù)此資料算得正常人尿中類固醇排出量的均數(shù)=4.266mg/dl,標(biāo)準(zhǔn)差S1=0.985mg/dl；腦病病人尿中類固醇排出量的均數(shù)=5.732mg/dl,標(biāo)準(zhǔn)差S2=1.626mg/dl,配對(duì)t檢驗(yàn)結(jié)果,t=–3.098,P<0.05,故認(rèn)為腦病病人尿中類固醇排出量高于正常人。表1正常人和腦病病人尿中類固醇排出量〔mg/dl測(cè)定結(jié)果分組尿中類固醇排出量〔mg/dl正常人2.905.415.484.604.035.104.974.244.373.052.78腦病病人5.288.793.846.463.796.645.894.577.716.024.06[問(wèn)題1]1、該資料屬于何種設(shè)計(jì)方案？2、該醫(yī)生的統(tǒng)計(jì)處理是否正確？為什么？請(qǐng)用SAS程序和SAS結(jié)果解釋原因。答：1、該資料屬于完全隨機(jī)設(shè)計(jì)2、不正確；因?yàn)槌蓪?duì)組數(shù)據(jù)的比較是指在某個(gè)觀察值內(nèi)部進(jìn)行"以前"和"以后"情況的對(duì)比,而上述數(shù)據(jù)不符合這個(gè)要求,所以我們可以認(rèn)為該醫(yī)生的統(tǒng)計(jì)處理是不正確的,應(yīng)該采用獨(dú)立組兩樣本T檢驗(yàn)。SAS源程序：datatk1;dop=1to2;don=1to11;inputy;output;end;end;cards;2.90 5.41 5.48 4.60 4.03 5.10 4.97 4.24 4.37 3.05 2.785.28 8.79 3.84 6.46 3.79 6.64 5.89 4.57 7.71 6.02 4.06;procprint;run;procmeansnoprintdata=tk1;vary;byp;outputout=ty1css=ssn=nstd=s;run;dataty2;setty1;f=n-1;u=1/f;_type_=1;logs=2*f*log<s>;run;procmeansnoprintdata=ty2;varssnfulogs_type_;outputout=mx3sum=t_sst_nt_ft_ut_logsk;dataresult;setmx3;sc2=t_ss/t_f;fz=t_f*log<sc2>-t_logs;fm=1+1/3/<k-1>*<t_u-1/t_f>;df=k-1;chisqr=fz/fm;prob=1-probchi<chisqr,df>;procprintnoobs;varchisqrdfprob;run;procunivariatedata=tk1normal;vary;byp;run;procnpar1waydata=tk1wilcoxon;classp;run;SAS結(jié)果及分析：錄入數(shù)據(jù)：變量解釋：P=1為正常人,P=2為腦病病人；y為尿中類固醇排出量方差齊性檢驗(yàn)：輸出結(jié)果中,統(tǒng)計(jì)量的p值=0.12975>0.05,所以我們可以認(rèn)為正常人和腦病病人的尿中類固醇排出量方差齊性。正態(tài)性檢驗(yàn)的結(jié)果如下：p=1p=2因?yàn)槭切颖?所以觀察Shapiro-Wilk檢驗(yàn)結(jié)果：說(shuō)明在0.05水平下,正常人的尿中類固醇排出量的正態(tài)性統(tǒng)計(jì)量W的P值為：0.2259>0.05,腦病病人的尿中類固醇排出量的正態(tài)性統(tǒng)計(jì)量W的P值為：0.5404>0.05,所以正常人和腦病病人的尿中類固醇排出量都通過(guò)正態(tài)性檢驗(yàn),即正常人和腦病病人的尿中類固醇排出量的分布都服從正態(tài)分布。所以選擇采用獨(dú)立組兩樣本T檢驗(yàn),輸出結(jié)果如下：結(jié)果表明：正常人和腦病病人的尿中類固醇排出量數(shù)據(jù)是方差齊性的〔Equal,所以觀察相應(yīng)Pooled方法的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的P值=0.0188<0.05,結(jié)論為正常人和腦病病人的尿中類固醇排出量有顯著差異。2、某研究者為研究核黃素缺乏對(duì)尿中氨基氮的影響,將60只Wistar大白鼠隨機(jī)分為核黃素缺乏、限食量、不限食量三組不同飼料組。每組20只大白鼠。一周后測(cè)尿中氨基氮的三天排出量,結(jié)果如表2。該研究者對(duì)上述資料采用了兩樣本均數(shù)t檢驗(yàn)進(jìn)行兩兩比較,得出結(jié)論：三組之間均數(shù)差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔P<0.05。檢驗(yàn)進(jìn)行兩兩比較,得出結(jié)論：三組之間均數(shù)差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔P<0.05。表2

3組大白鼠在進(jìn)食一周后尿中氨基氮的三天排出量〔mg核黃素缺乏組6.023.702.464.713.827.044.734.773.936.568.693.445.963.602.364.653.776.944.624.63限食量組3.233.472.593.302.604.993.204.273.148.427.142.493.133.262.503.212.614.903.234.07不限食量組8.215.665.347.366.845.205.114.699.3311.559.984.048.065.485.197.306.765.085.054.61[問(wèn)題2]1、這是什么資料？2、該資料屬于何種設(shè)計(jì)方案？3、該研究者處理方法是否正確？為什么？請(qǐng)用SAS程序和SAS結(jié)果解釋原因。答：1、這是一個(gè)單因素三水平的方差分析資料。2、該資料屬于單因素三個(gè)水平的均衡設(shè)計(jì)。3、研究者的處理方法不正確；因?yàn)閮瑟?dú)立組樣本均數(shù)t檢驗(yàn)要求每組觀察值是來(lái)自正態(tài)分布的總體的,而經(jīng)檢驗(yàn)證明,上述的三組數(shù)據(jù)并不服從正態(tài)分布,所以不可以采用兩獨(dú)立組樣本均數(shù)t檢驗(yàn)；而且對(duì)多個(gè)總體的均值進(jìn)行比較,應(yīng)用方差分析是更加常用的方法,所以此研究應(yīng)該考慮采用非參數(shù)方差分析。SAS程序：datatk12;dop=1to3;don=1to20;inputy;output;end;end;cards;6.02 3.70 2.46 4.71 3.82 7.04 4.73 4.77 3.93 6.568.69 3.44 5.96 3.60 2.36 4.65 3.77 6.94 4.62 4.633.23 3.47 2.59 3.30 2.60 4.99 3.20 4.27 3.14 8.427.14 2.49 3.13 3.26 2.50 3.21 2.61 4.90 3.23 4.078.21 5.66 5.34 7.36 6.84 5.20 5.11 4.69 9.33 11.559.98 4.04 8.06 5.48 5.19 7.30 6.76 5.08 5.05 4.61;procprint;run;procmeansnoprintdata=tk12;vary;byp;outputout=ty1css=ssn=nstd=s;run;dataty2;setty1;f=n-1;u=1/f;_type_=1;logs=2*f*log<s>;run;procmeansnoprintdata=ty2;varssnfulogs_type_;outputout=mx3sum=t_sst_nt_ft_ut_logsk;dataresult;setmx3;sc2=t_ss/t_f;fz=t_f*log<sc2>-t_logs;fm=1+1/3/<k-1>*<t_u-1/t_f>;df=k-1;chisqr=fz/fm;prob=1-probchi<chisqr,df>;procprintnoobs;varchisqrdfprob;run;procunivariatedata=tk12normal;vary;byp;run;procnpar1waydata=tk12wilcoxon;classp;run;procrankdata=tk12out=tsy3;vary;ranksr;procanovadata=tsy3;classp;modelr=p;meansp/bon;run;SAS結(jié)果及分析：〔1錄入數(shù)據(jù)：……變量解釋：P=1為核黃素缺乏飼料組,P=2為限食量飼料組,P=3為不限食量飼料組；y為進(jìn)食一周后尿中氨基氮的三天排出量〔mg方差齊性檢驗(yàn)：輸出結(jié)果中,統(tǒng)計(jì)量的p值=0.45370>0.05,所以我們可以認(rèn)為三組不同飼料組的大白鼠進(jìn)食一周后尿中氨基氮的三天排出量〔mg的方差是齊性的。正態(tài)性檢驗(yàn)的結(jié)果如下：p=1p=2p=3因?yàn)槭切颖?所以觀察Shapiro-Wilk檢驗(yàn)結(jié)果：說(shuō)明在0.05水平下,核黃素缺乏飼料組的大白鼠進(jìn)食一周后尿中氨基氮的三天排出量〔mg的正態(tài)性統(tǒng)計(jì)量W的P值為：0.2526>0.05；限食量飼料組的大白鼠進(jìn)食一周后尿中氨基氮的三天排出量〔mg的正態(tài)性統(tǒng)計(jì)量W的P值為：0.0001<0.05；不限食量飼料組的大白鼠進(jìn)食一周后尿中氨基氮的三天排出量〔mg的正態(tài)性統(tǒng)計(jì)量W的P值為：0.0256<0.05。所以除核黃素缺乏飼料組外,限食量飼料組和不限食量飼料組的大白鼠進(jìn)食一周后尿中氨基氮的三天排出量〔mg都不通過(guò)正態(tài)性檢驗(yàn),即核黃素缺乏飼料組的大白鼠進(jìn)食一周后尿中氨基氮的三天排出量〔mg是服從正態(tài)分布的,而限食量飼料組和不限食量飼料組的大白鼠進(jìn)食一周后尿中氨基氮的三天排出量〔mg的分布不是正態(tài)分布。所以選擇采用非參數(shù)方差分析,輸出結(jié)果如下：三組不同飼料組的大白鼠進(jìn)食一周后尿中氨基氮的三天排出量〔mg的均值分別為：29.500,17.950和44.050,可以初步看出三組不同飼料組的大白鼠進(jìn)食一周后尿中氨基氮的三天排出量〔mg是存在差異的。用Bonferroni法進(jìn)行多重比較,輸出結(jié)果說(shuō)明：三組不同飼料組的大白鼠進(jìn)食一周后尿中氨基氮的三天排出量〔mg之間有顯著差異。3、某醫(yī)師用改良的Seldinger’s插管技術(shù)對(duì)8例經(jīng)臨床和病理證實(shí)的惡性滋養(yǎng)細(xì)胞腫瘤進(jìn)行選擇性盆腔動(dòng)脈插管灌注化療。測(cè)定治療前后血中的HCG含量如表3。該醫(yī)師考慮到數(shù)據(jù)相差較大,采用對(duì)數(shù)變換后進(jìn)行兩樣本均數(shù)比較的t檢驗(yàn),得t=2.460,P＜0.05,差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義,故認(rèn)為治療前后血中HCG的含量有差別。表3灌注化療前后HCG含量測(cè)定結(jié)果〔pmol/L病例號(hào)灌注前〔X1灌注后〔X2lgX1lgX2112800002100006.10725.322227550033004.87793.518531245022104.09523.3444415000009.36.17610.968551000025004.00003.39796970012033.98683.080371558848254.19283.6835842239143.62562.9609[問(wèn)題3]1、這是什么資料?2、該實(shí)驗(yàn)屬于何種設(shè)計(jì)方案？3、該醫(yī)師統(tǒng)計(jì)方法是否正確？為什么？請(qǐng)用SAS程序和SAS結(jié)果解釋原因。答：1、這是成對(duì)組〔配對(duì)數(shù)據(jù)的資料。2、該實(shí)驗(yàn)屬于配對(duì)比較設(shè)計(jì)方案。3、該醫(yī)師統(tǒng)計(jì)方法不正確；因?yàn)閮瑟?dú)立組樣本均數(shù)t檢驗(yàn)要求每組觀察值是來(lái)自正態(tài)分布的總體的,而經(jīng)檢驗(yàn)證明,上述的兩組數(shù)據(jù)并不都服從正態(tài)分布,所以不可以采用兩獨(dú)立組樣本均數(shù)t檢驗(yàn),而應(yīng)考慮采用非參數(shù)檢驗(yàn)；而且上述數(shù)據(jù)的內(nèi)部有明顯地進(jìn)行了"以前"和"以后"情況的對(duì)比,所以不應(yīng)該采用簡(jiǎn)單的兩樣本均數(shù)比較的t檢驗(yàn),而應(yīng)考慮采用成對(duì)組〔配對(duì)檢驗(yàn),所以綜上所述：上述數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)分析應(yīng)考慮采用成對(duì)組Wilcoxon符號(hào)秩檢驗(yàn)。SAS源程序：datatk13;inputxy;diff=x-y;cards;6.1072 5.32224.8779 3.51854.0952 3.34446.1761 0.96854 3.39793.9868 3.08034.1928 3.68353.6256 2.9609;procprint;run;procunivariatedata=tk13normal;vardiff;run;SAS結(jié)果及分析：〔1因?yàn)閮山M數(shù)據(jù)相差較大,所以首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)變換,來(lái)保證兩組數(shù)據(jù)的方差齊性,然后再對(duì)對(duì)數(shù)變換后的數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)的檢驗(yàn)分析。原數(shù)據(jù)的方差齊性檢驗(yàn)：輸出結(jié)果中,統(tǒng)計(jì)量的p值=0.000011015<0.05,所以我們可以認(rèn)為為對(duì)數(shù)化前的灌注化療前后HCG含量測(cè)定結(jié)果〔pmol/L的方差是非齊性的。對(duì)數(shù)變換后的方差齊性檢驗(yàn)：輸出結(jié)果中,統(tǒng)計(jì)量的p值=0.65009>0.05,所以我們可以認(rèn)為為對(duì)數(shù)化后的灌注化療前后HCG含量測(cè)定結(jié)果〔pmol/L的方差是齊性的?！?錄入數(shù)據(jù)：變量解釋：x為灌注前HCG含量測(cè)定結(jié)果的對(duì)數(shù)化結(jié)果〔pmol/L；y為灌注后HCG含量測(cè)定結(jié)果的對(duì)數(shù)化結(jié)果〔pmol/L；diff為灌注前后HCG含量測(cè)定結(jié)果的對(duì)數(shù)化結(jié)果的差值。因?yàn)槭切颖?所以觀察Shapiro-Wilk檢驗(yàn)結(jié)果：正態(tài)性檢驗(yàn)的結(jié)果來(lái)看,P值<0.0001<0.05,所以在0.05顯著性水平下拒絕灌注化療前后HCG含量測(cè)定結(jié)果的差值服從正態(tài)分布,故可采用非參數(shù)的符號(hào)檢驗(yàn)和符號(hào)秩和檢驗(yàn)。而從符號(hào)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量M=4,P=0.0078<0.05來(lái)看,在0.05顯著性水平下,我們可以認(rèn)為灌注化療前后HCG含量的測(cè)定結(jié)果有差異。題型二：設(shè)有一個(gè)由兩個(gè)服務(wù)臺(tái)串聯(lián)組成的服務(wù)機(jī)構(gòu)〔雙服務(wù)太串聯(lián)排隊(duì)系統(tǒng)。顧客在第一個(gè)服務(wù)臺(tái)接受服務(wù)后進(jìn)入第二個(gè)服務(wù)臺(tái),服務(wù)完畢后離開(kāi)。假定顧客達(dá)到第一個(gè)服務(wù)臺(tái)的時(shí)間間隔是均值為1分鐘的指數(shù)分布,顧客在第一個(gè)和第二個(gè)服務(wù)臺(tái)的服務(wù)時(shí)間分別是均值為0.7分和0.9分的指數(shù)分布。請(qǐng)模擬這種雙服務(wù)臺(tái)串聯(lián)排隊(duì)系統(tǒng)〔分別模擬600分和1000分的系統(tǒng)；并估計(jì)出顧客在兩個(gè)服務(wù)臺(tái)的平均逗留時(shí)間和排隊(duì)中的顧客平均數(shù)。答：SAS源程序：datatk2;seed=123;dok=1to100;t=0;w1=0;w2=0;d=0;c1=0;c2=0;n=0;;dountil<tge600>;ct=ranexp<seed>/1;t=t+ct; fs=ranexp<seed>*0.7;ift>c1thendo; w1=0; c1=t+fs+w1;end;elsedo;w1=c1-t; c1=t+fs+w1;n=n+1;end;ss=ranexp<seed>*0.9;ifc1>c2thendo; w2=0; c2=c1+w2+ss;end;ifc1<c2&&t>c1thendo;w2=c2-c1; c2=c1+w2+ss;n=n+1;end;ifc1<c2&&t<c1thendo;w2=c2-c1; c2=c1+w2+ss;end;wz=c2-t;output;end;np=n/40;end;procprint;run;procmeansmean;varw1fsw2sswznp;run;SAS結(jié)果及分析：系統(tǒng)模擬結(jié)果輸出：……估計(jì)結(jié)果的統(tǒng)計(jì)輸出：當(dāng)t=600時(shí)：這種雙服務(wù)臺(tái)串聯(lián)排隊(duì)系統(tǒng)的600分鐘情況下,模擬估計(jì)出每名顧客在第一服務(wù)臺(tái)的平均排隊(duì)時(shí)間為：1.7266942,在第一服務(wù)臺(tái)的平均接受服務(wù)時(shí)間為：0.7032195；每名顧客在第二服務(wù)臺(tái)的平均排隊(duì)時(shí)間為：8.3409665,在第二服務(wù)臺(tái)的平均接受服務(wù)時(shí)間為：0.9071757,所以平均顧客在兩個(gè)服務(wù)臺(tái)的總逗留時(shí)間為：11.6780558,每15分鐘排隊(duì)中的顧客平均數(shù)為：10.5662692。當(dāng)t=1000時(shí)：這種雙服務(wù)臺(tái)串聯(lián)排隊(duì)系統(tǒng)的1000分鐘情況下,模擬估計(jì)出每名顧客在第一服務(wù)臺(tái)的平均排隊(duì)時(shí)間為：1.6781667,在第一服務(wù)臺(tái)的平均接受服務(wù)時(shí)間為：0.7003800；每名顧客在第二服務(wù)臺(tái)的平均排隊(duì)時(shí)間為：8.8269871,在第二服務(wù)臺(tái)的平均接受服務(wù)時(shí)間為：0.9020444,所以平均顧客在兩個(gè)服務(wù)臺(tái)的總逗留時(shí)間為：12.1075782,每15分鐘排隊(duì)中的顧客平均數(shù)為：17.5060748。開(kāi)始流程圖：開(kāi)始t>c1否是否是否計(jì)算該顧客在兩服務(wù)臺(tái)的總逗留時(shí)間：wz=c2-t計(jì)算該顧客離開(kāi)第二個(gè)服務(wù)臺(tái)的時(shí)間：c2=w2+t+ss計(jì)算在第二個(gè)服務(wù)臺(tái)前的等待時(shí)間：w2=0隊(duì)列中的等待人數(shù)：n=n+1計(jì)算在第一個(gè)服務(wù)臺(tái)前的等待時(shí)間：w1=0c1>c2計(jì)算并輸出服務(wù)臺(tái)服務(wù)系統(tǒng)的主要指標(biāo),如顧客在兩服務(wù)臺(tái)的總逗留時(shí)間,排隊(duì)中的顧客人數(shù)；并計(jì)算顧客在兩服務(wù)臺(tái)的平均總逗留時(shí)間和排隊(duì)中的顧客平均數(shù)模擬時(shí)鐘t>600〔或1000計(jì)算在第一個(gè)服務(wù)臺(tái)前的等待時(shí)間