醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)題庫

第 一 章 緒 論 習(xí) 題一、選擇題統(tǒng)計(jì)工作和統(tǒng)計(jì)爭論的全過程可分為以下步驟:〔D〕調(diào)查、錄入數(shù)據(jù)、分析資料、撰寫論文試驗(yàn)、錄入數(shù)據(jù)、分析資料、撰寫論文調(diào)查或試驗(yàn)、整理資料、分析資料設(shè)計(jì)、收集資料、整理資料、分析資料收集資料、整理資料、分析資料在統(tǒng)計(jì)學(xué)中，習(xí)慣上把〔B 〕的大事稱為小概率大事。A.P0.10B.P0.05P0.01C.P0.005D.P0.05E.P0.013～8計(jì)數(shù)資料 B.等級資料 C.計(jì)量資料 D.名義資料 E.角度資料144名婦女生育狀況如下：05人、125人、270人、330人、414人。該資料的類型是〔A。分別用兩種不同成分的培育基〔A與B〕培育鼠疫桿菌，重復(fù)試驗(yàn)單元數(shù)均為5個(gè)，記錄48小時(shí)各試驗(yàn)單元上生長的活菌數(shù)如下，A：48、84、90、123、171；B：90、116、124、225、84。該資料的類型是〔C ?？崭寡菧y量值，屬于〔C〕資料。用某種療法治療某病患者41人，治療結(jié)果如下：治愈8人、顯效23人、好轉(zhuǎn)6人、惡化3人、死亡1人。該資料的類型是〔B 。某血庫供給6094例ABO血型分布資料如下：O型1823、A型1598、B型2032、AB型641。該資料的類型是〔D 。100名18歲男生的身高數(shù)據(jù)屬于〔C 。二、問答題舉例說明總體與樣本的概念.小總體，稱為爭論總體。實(shí)際中由于爭論總體的個(gè)體眾多，甚至無限多，因此科學(xué)的方法是從中抽取一局部具有代表性的個(gè)體，稱為樣本。例如，關(guān)于吸煙與肺癌的爭論以英國成年男子為總體目標(biāo)，1951年英國全部注冊醫(yī)生作為爭論總體，依據(jù)試驗(yàn)設(shè)計(jì)隨機(jī)抽取的肯定量的個(gè)體則組成了爭論的樣本。舉例說明同質(zhì)與變異的概念答:同質(zhì)與變異是兩個(gè)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)分于其他總體的特征；變異是指該總體內(nèi)部的差異，即個(gè)體的特異性。例如，某地同性別同年齡的小學(xué)生具有同質(zhì)性，其身高、體重等存在變異。簡要闡述統(tǒng)計(jì)設(shè)計(jì)與統(tǒng)計(jì)分析的關(guān)系答：統(tǒng)計(jì)設(shè)計(jì)與統(tǒng)計(jì)分析是科學(xué)爭論中兩個(gè)不行分割的重要方面。一般的，統(tǒng)計(jì)設(shè)計(jì)在前，然而肯定的統(tǒng)計(jì)設(shè)計(jì)同特點(diǎn)，選擇相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)分析方法對資料進(jìn)展分析其次章其次章統(tǒng)計(jì)描述習(xí)題一、選擇題描述一組偏態(tài)分布資料的變異度，以〔D〕指標(biāo)較好。A.全距 B.標(biāo)準(zhǔn)差 C.變異系數(shù)D.四分位數(shù)間距 E.方差2．各觀看值均加〔或減〕同一數(shù)后〔B 。A.均數(shù)不變，標(biāo)準(zhǔn)差轉(zhuǎn)變 B.均數(shù)轉(zhuǎn)變，標(biāo)準(zhǔn)差不變C.兩者均不變 D.兩者均轉(zhuǎn)變 E.以上都不對3．偏態(tài)分布宜用〔C 〕描述其分布的集中趨勢。A.算術(shù)均數(shù) B.標(biāo)準(zhǔn)差 C.中位數(shù)D.四分位數(shù)間距 E.方差為了直觀地比較化療后一樣時(shí)點(diǎn)上一組乳腺癌患者血清肌酐和血液尿素氮兩項(xiàng)指標(biāo)觀測值的變異程度的大小，可選用的最正確指標(biāo)是〔E。標(biāo)準(zhǔn)差 B.標(biāo)準(zhǔn)誤 C.全距 D.四分位數(shù)間距 E.變異系數(shù)152〔C〕反映其平均滴度。算術(shù)均數(shù) B.中位數(shù) C.幾何均數(shù) D.眾數(shù) E.調(diào)和均數(shù)6.測量了某地237人晨尿中氟含量〔mg/L〕,結(jié)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～頻數(shù)：75 67 30 20 16 19 6 2 1 1宜用〔B〕描述該資料。A.算術(shù)均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差 B.中位數(shù)與四分位數(shù)間距 C.幾何均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差D.算術(shù)均數(shù)與四分位數(shù)間距E.中位數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差7．用均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差可以全面描述〔C〕資料的特征。A.正偏態(tài)資料 B.負(fù)偏態(tài)分布 C.正態(tài)分布D.對稱分布 E.對數(shù)正態(tài)分布8．比較身高和體重兩組數(shù)據(jù)變異度大小宜承受〔A。A.變異系數(shù) B.方差 C.極差D.標(biāo)準(zhǔn)差 E.四分位數(shù)間距9．血清學(xué)滴度資料最常用來表示其平均水平的指標(biāo)是〔C。A.算術(shù)平均數(shù) B.中位數(shù) C.幾何均數(shù)D.變異系數(shù) E.標(biāo)準(zhǔn)差10．最小組段無下限或最大組段無上限的頻數(shù)分布資料，可用〔C〕描述其集中趨勢。A.均數(shù) B.標(biāo)準(zhǔn)差 C.中位數(shù)D.四分位數(shù)間距 E.幾何均數(shù)164〔B〕描述該資料。算術(shù)均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差 B.中位數(shù)與四分位數(shù)間距 C.幾何均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差D.算術(shù)均數(shù)與四分位數(shù)間距E.中位數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差68〔C〕反映其平均滴度。算術(shù)均數(shù) B.中位數(shù) C.幾何均數(shù) D.眾數(shù) E.調(diào)和均數(shù)二、分析題請依據(jù)國際上對統(tǒng)計(jì)表的統(tǒng)一要求，修改下面有缺陷的統(tǒng)計(jì)表〔不必加表頭〕年齡年齡21-3031-4041-5051-6061-70性別男女男女男女男女男例數(shù)101481482372134922答案：性別年齡組21~3031~4041~5051~6061~70男1088221322女14143749.5202310調(diào)查內(nèi)容包括流行病學(xué)資料和臨床試驗(yàn)室檢查資料。調(diào)查結(jié)果列于表1。該醫(yī)生對表中的資料進(jìn)展了統(tǒng)計(jì)分析，認(rèn)為男性肺癌的發(fā)病率高于女性，而死亡狀況則完全相反。1某社區(qū)不同性別人群肺癌狀況性別檢查人數(shù)有病人數(shù)死亡人數(shù)死亡率〔%〕發(fā)病率〔%〕男10506350.00.57女9503266.70.32合計(jì)20239555.60.45該醫(yī)生所選擇的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)正確嗎？答：否2〕該醫(yī)生對指標(biāo)的計(jì)算方法恰當(dāng)嗎？答：否3〕應(yīng)當(dāng)如何做適當(dāng)?shù)慕y(tǒng)計(jì)分析？1某社區(qū)不同性別人群肺癌狀況性別檢查人數(shù)患病人數(shù)死亡人數(shù)死亡比〔‰〕現(xiàn)患率〔‰〕男1050632.8575.714女950322.1053.158合計(jì)2023952.54.53．1998〔%〕63.8420.76，衛(wèi)生院7.63，其他7.77；農(nóng)村婦女相應(yīng)的醫(yī)院20.38，婦幼保健機(jī)構(gòu)4.66，衛(wèi)生院16.38，其他58.58。試說明用何種統(tǒng)計(jì)圖表達(dá)上述資料最好。答：例如，用柱狀圖表示：第三章抽樣分布與參數(shù)估量習(xí)題一、選擇題1〔E 〕分布的資料，均數(shù)等于中位數(shù)。A.對數(shù) B.正偏態(tài) C.負(fù)偏態(tài) D.偏態(tài) E.正態(tài)對數(shù)正態(tài)分布的原變量X是一種〔D〕分布。正態(tài) B.近似正態(tài) C.負(fù)偏態(tài) D.正偏態(tài) E.對稱估量正常成年女性紅細(xì)胞計(jì)數(shù)的95%醫(yī)學(xué)參考值范圍時(shí)，應(yīng)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%醫(yī)學(xué)參考值范圍時(shí)，應(yīng)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分布的標(biāo)準(zhǔn)差和均數(shù)的關(guān)系是〔C 。A. B. C.=2D.= E.與無固定關(guān)系5330個(gè)，據(jù)此可估量該放射性物質(zhì)平均每分鐘脈沖計(jì)數(shù)33的95%可信區(qū)間為〔E 。33330A.3301.9633033D.332.5833

B.3302.58330E.(3301.96 330

C.331.96Piosson分布的方差和均數(shù)分別記為2和，當(dāng)滿足條件〔E〕時(shí)，Piosson 分布近似正態(tài)分布。接近0或1 B.

2較小 C.較小D.接近0.5 E.2

20二項(xiàng)分布的圖形取決于〔C 〕的大小。 B.n C.n與 D. E.10〔C〕小，表示用該樣本均數(shù)估量總體均數(shù)的牢靠性大。A.CV B.S C.X

D.R E.四分位數(shù)間距在參數(shù)未知的正態(tài)總體中隨機(jī)抽樣，

〔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，則其總體95%可信區(qū)間為〔B。A.742.58410D.7444B.E.741.96410741.964C.742.584一藥廠為了解其生產(chǎn)的某藥物〔同一批次〕的有效成分含量是否符合國家規(guī)定的標(biāo)準(zhǔn)，隨機(jī)抽取了該藥10片，得其樣本均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差；估量該批藥劑有效成分平均含量的95％可信區(qū)間時(shí)，應(yīng)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％，估量該地人群腎綜合征出血熱陰性感染率的95％可信區(qū)間時(shí)，應(yīng)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在某地承受單純隨機(jī)抽樣方法抽取10萬人，進(jìn)展一年損害死亡回憶調(diào)查，得損害死亡數(shù)為60人；估量該地1095％可信區(qū)間時(shí)，應(yīng)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關(guān)于以0為中心的t分布，錯誤的選項(xiàng)是〔A 。A.一樣時(shí)，t越大，P越大 B.t分布是單峰分布C.當(dāng)時(shí)，tu D.t分布以0為中心，左右對稱E.t分布是一簇曲線二、簡潔題1、標(biāo)準(zhǔn)差與標(biāo)準(zhǔn)誤的區(qū)分與聯(lián)系(XX)2答：標(biāo)準(zhǔn)差：S= ，表示觀看值的變異程度?？捎糜谟?jì)算變異系數(shù)，確定醫(yī)學(xué)參考值范圍，計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)nn 1 Sn誤。標(biāo)準(zhǔn)差是個(gè)體差異或自然變異，不能通過統(tǒng)計(jì)方法來掌握。標(biāo)準(zhǔn)誤：SX

，是估量均數(shù)抽樣誤差的大小。可以用來估量總體均數(shù)的可信區(qū)間，進(jìn)展假設(shè)檢驗(yàn)。可以通過增大樣本量來削減標(biāo)準(zhǔn)誤2、二項(xiàng)分布的應(yīng)用條件〔〕各觀看單位只能具有兩種相互獨(dú)立的一種結(jié)果〔2〕發(fā)生某結(jié)果的概率為，其對立結(jié)果的概率為〔1-〕〔3〕n次試驗(yàn)是在一樣條件下獨(dú)立進(jìn)展的，每個(gè)觀看單位的觀看結(jié)果不會影響到其他觀看單位的結(jié)果。3、正態(tài)分布、二項(xiàng)分布、poisson答：區(qū)分：二項(xiàng)分布、poisson分布是離散型隨機(jī)變量的常見分布，用概率函數(shù)描述其分布狀況，而正態(tài)分布是連續(xù)型隨機(jī)變量的最常見分布，用密度函數(shù)和分布函數(shù)描述其分布狀況。1〕二項(xiàng)分布與poisson分布的聯(lián)系，當(dāng)n很大，很小時(shí)，為一常數(shù)時(shí)，二項(xiàng)分布B(n,)近似聽從poissonP(n)二項(xiàng)分布與正態(tài)分布的聯(lián)系，當(dāng)n較大， 不接近0也不接近1，特別是當(dāng)n 和n(1)都大于5時(shí)，二項(xiàng)分布近似正態(tài)分布poisson

20時(shí)，poisson三、計(jì)算分析題1、如何用樣本均數(shù)估量總體均數(shù)的可信區(qū)間3種計(jì)算方法：n小，按t〔Xt〔

S ,XtX

S 〕2, X n足夠大時(shí)，tu分布，按正態(tài)分布原理，可信區(qū)間為，按正態(tài)分布原理，可信區(qū)間為Xu

2,

,Xu )X , X22202312011146.8cm7.6cm12011148.1cm7.1cm11答：此題男、女童樣本量均為120名〔大樣本95%置信區(qū)間。

Xu

SX估量男、女童身高的總體均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，因此可用正態(tài)近似法

2

p進(jìn)展估量。登革熱血凝抑制抗體反響陽性率的95%可信區(qū)間為〔0.0881±1.96*0.016〕=〔0.0568，0.119〕第四章數(shù)值變量資料的假設(shè)檢驗(yàn)習(xí)題一、選擇題在樣本均數(shù)與總體均數(shù)比較的t檢驗(yàn)中，無效假設(shè)是〔B 。樣本均數(shù)與總體均數(shù)不等 B.樣本均數(shù)與總體均數(shù)相等C.兩總體均數(shù)不等 D.兩總體均數(shù)相等E.樣本均數(shù)等于總體均數(shù)在進(jìn)展成組設(shè)計(jì)的兩小樣本均數(shù)比較的t檢驗(yàn)之前時(shí)，要留意兩個(gè)前提條件。一要考察各樣本是否來自正態(tài)分布總體，二要：(B)核對數(shù)據(jù) B.作方差齊性檢驗(yàn) C.求均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差D.求兩樣本的合并方差 E.作變量變換兩樣本均數(shù)比較時(shí)，分別取以下檢驗(yàn)水準(zhǔn)，以〔E〕所取其次類錯誤最小。A.0.01 B.0.05 C.0.10D.0.20 E.0.30正態(tài)性檢驗(yàn)，按0.10檢驗(yàn)水準(zhǔn)，認(rèn)為總體聽從正態(tài)分布。假設(shè)該推斷有錯，其錯誤的概率為〔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．關(guān)于假設(shè)檢驗(yàn)，下面哪一項(xiàng)說法是正確的〔C 。單側(cè)檢驗(yàn)優(yōu)于雙側(cè)檢驗(yàn)假設(shè)P，則承受H 犯錯誤的可能性很小0承受配對t檢驗(yàn)還是兩樣本t檢驗(yàn)是由試驗(yàn)設(shè)計(jì)方案打算的檢驗(yàn)水準(zhǔn)0.05用兩樣本u檢驗(yàn)時(shí)，要求兩總體方差齊性6．假設(shè)一組正常人的膽固醇值和血磷值均近似聽從正態(tài)分布。為從不同角度來分析該兩項(xiàng)指標(biāo)間的關(guān)系，可選用：(E)配對t檢驗(yàn)和標(biāo)準(zhǔn)差 B.變異系數(shù)和相關(guān)回歸分析C.成組t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn) D.變異系數(shù)和u檢驗(yàn)E.配對t檢驗(yàn)和相關(guān)回歸分析在兩樣本均數(shù)比較的t檢驗(yàn)中，得到tt能犯：(B)

P0.05，按0.05檢驗(yàn)水準(zhǔn)不拒絕無效假設(shè)。此時(shí)可0.05/2,A.第Ⅰ類錯誤 B.第Ⅱ類錯誤 C.一般錯誤 D.錯誤較嚴(yán)峻E.嚴(yán)峻錯誤二、簡答題假設(shè)檢驗(yàn)中檢驗(yàn)水準(zhǔn)P值的意義是什么？答：為推斷拒絕或不拒絕無效假設(shè)H0

的水準(zhǔn)，也是允許犯Ⅰ型錯誤的概率。PH0

規(guī)定的總體中隨機(jī)抽樣時(shí)，獲得等于及大于〔負(fù)值時(shí)為等于及小于〕現(xiàn)有樣本統(tǒng)計(jì)量的概率。t檢驗(yàn)的應(yīng)用條件是什么？答t檢驗(yàn)的應(yīng)用條件：①當(dāng)樣本含量較小n5n30時(shí)的兩樣本均數(shù)比較時(shí)，要求兩樣原來自總體方差相等的總體比較Ⅰ型錯誤和Ⅱ型錯誤的區(qū)分和聯(lián)系。答Ⅰ型錯誤拒絕了實(shí)際上成立的H0越大；反之，越小

，Ⅱ型錯誤不拒絕實(shí)際上不成立的H0

越小，如何恰當(dāng)?shù)貞?yīng)用單側(cè)與雙側(cè)檢驗(yàn)？答在一般狀況下均承受雙側(cè)檢驗(yàn)，只有在具有充分理由可以認(rèn)為假設(shè)無效假設(shè)H0種方向的可能時(shí)才考慮承受單側(cè)檢驗(yàn)。三、計(jì)算題

不成立，實(shí)際狀況只能有一調(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)生記錄了某鄉(xiāng)村20名三歲男童頭圍，資料如下：48.2947.0349.1048.1250.0449.8548.9747.9648.1948.2549.0648.5647.8548.3748.2148.7248.8849.1147.8648.61解檢驗(yàn)假設(shè)這里n20,X48.55,S0.70查t臨界值表，單側(cè)t于一般三歲男童

1.729,得P0.05,在0.05H0.05,19

,可以認(rèn)為該地區(qū)三歲男童頭圍大101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123456123456789103.311.79.46.82.03.15.33.721.817.633.030.88.811.442.65.81.619.022.430.2化療前ALb化療后ALb解檢驗(yàn)假設(shè)n10,d120.9,d23330.97,d12.09

0.05,9

2.262,t2.262,P0.05,按0.05H0

,可以認(rèn)為化療對乳腺癌患者ALb的含量有影響。某醫(yī)生進(jìn)展一項(xiàng)藥臨床試驗(yàn)，試驗(yàn)組15人，心率均數(shù)為76.90，標(biāo)準(zhǔn)差為8.40；比照組16人，心率均73.106.84.試問在賜予藥治療之前，試驗(yàn)組和比照組病人心率的總體均數(shù)是否一樣？解方差齊性檢驗(yàn)查F0.05(14,15)

2.70,知P0.05,在0.05水平上不能拒絕H0

,可認(rèn)為該資料方差齊。兩樣本均數(shù)比較的假設(shè)檢驗(yàn)t

0.05,29

2.045,知P0.05,在0.05H

.所以可以認(rèn)為試驗(yàn)組和比照0組病人心率的總體均數(shù)一樣測得某市18歲男性20人的腰圍均值為76.5c10.6c25人的均值為69.2c6.5c18.解 方差齊性檢驗(yàn):查F0.05(19,24)

1.94,P0.05,在0.05水平上拒絕H0

,可認(rèn)為該資料方差不齊。兩樣本均數(shù)比較的假設(shè)檢驗(yàn)查t

0.05,30

2.042,知P0.05,在0.05水準(zhǔn)上拒絕H

.所以依據(jù)這份數(shù)據(jù)可以認(rèn)為該市180歲居民腰圍有性別差異53~121501.21μmol/L，0.28μmol/L；乙地3~12160名，血漿視黃醇均數(shù)為0.98μmol/L，標(biāo)準(zhǔn)差為0.34μmol/L.試問甲3~12解檢驗(yàn)假設(shè)n150,X這里，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在這里u0.821.96,P0.05,按0.05檢驗(yàn)水準(zhǔn)尚不能拒絕H0醇平均水平?jīng)]有差異

3~12第五章方差分析習(xí)題一、選擇題1．完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析中，必定有〔C 。SS組間

SS組內(nèi)

MS組間

MS組內(nèi)E.

＝SS總

＋SS組間

D.MS總

MS

＋MS組間 組間 組內(nèi)t2t檢驗(yàn)結(jié)果〔D。tF

方差分析結(jié)果更準(zhǔn)確Ft檢驗(yàn)結(jié)果更準(zhǔn)確 D.完全等價(jià)且tF

E.理論上不全都在隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的方差分析中，假設(shè)F處理各處理組間的總體均數(shù)不全相等各處理組間的總體均數(shù)都不相等各處理組間的樣本均數(shù)都不相等

F0.05(,)12

，則統(tǒng)計(jì)推論是〔A。處理組的各樣本均數(shù)間的差異均有顯著性各處理組間的總體方差不全相等4．隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)方差分析的實(shí)例中有〔E 。A.SS 不會小于SS B.MS 不會小于MS處理 區(qū)組 處理 區(qū)組C.F處理

值不會小于1 D.F區(qū)組

1E.F值不會是負(fù)數(shù)5．完全隨機(jī)設(shè)計(jì)方差分析中的組間均方是〔C 〕的統(tǒng)計(jì)量。A.表示抽樣誤差大小 B.表示某處理因素的效應(yīng)作用大小C.表示某處理因素的效應(yīng)和隨機(jī)誤差兩者綜合影響的結(jié)果。D.表示n個(gè)數(shù)據(jù)的離散程度 E.表示隨機(jī)因素的效應(yīng)大小6．完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料，假設(shè)滿足正態(tài)性和方差齊性。要對兩小樣本均數(shù)的差異做比較，可選擇〔A 。A.完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的方差分析 B.u檢驗(yàn) C.配對t檢驗(yàn)D.2檢驗(yàn) E.秩和檢驗(yàn)配對設(shè)計(jì)資料，假設(shè)滿足正態(tài)性和方差齊性。要對兩樣本均數(shù)的差異做比較，可選擇〔A 。隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的方差分析 B.u檢驗(yàn) C.成組t檢驗(yàn)D.2檢驗(yàn) E.秩和檢驗(yàn)對k個(gè)組進(jìn)展多個(gè)樣本的方差齊性檢驗(yàn)Bartlett法，得

2 P0.05 0.05， 按 檢驗(yàn)，可認(rèn)為〔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

不全相等變量變換中的對數(shù)變換〔xlgX或xlg(X)，適用于C ：使聽從Poisson分布的計(jì)數(shù)資料正態(tài)化使方差不齊的資料到達(dá)方差齊的要求使聽從對數(shù)正態(tài)分布的資料正態(tài)化使輕度偏態(tài)的資料正態(tài)化XXXX0.5變量變換中的平方根變換〔x

x

，適用于A ：使聽從Poisson分布的計(jì)數(shù)資料或輕度偏態(tài)的資料正態(tài)化使聽從對數(shù)正態(tài)分布的資料正態(tài)化使方差不齊的資料到達(dá)方差齊的要求使曲線直線化使率較大〔>70%〕的二分類資料到達(dá)正態(tài)的要求二、簡答題1、方差分析的根本思想及應(yīng)用條件個(gè)局部，除隨機(jī)誤差作用外，每個(gè)局部的變異可由某個(gè)因素的作用〔或某幾個(gè)因素的交互作用〕加以解釋，如組SS

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(jì)推斷，從而推組間論各種爭論因素對試驗(yàn)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(dú)立的隨機(jī)樣本，均聽從正態(tài)分布〔〕方差相等，即具有方差齊性。2、在完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析與隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析在試驗(yàn)設(shè)計(jì)和變異分解上有什么不同？總 組間 答：完全隨機(jī)設(shè)計(jì)：承受完全隨機(jī)化的分組方法，將全部試驗(yàn)對象安排到g個(gè)處理組〔水平組，各組分別承受不同的處理。在分析時(shí)，SS SS 總 組間 SS試對象數(shù)量一樣，區(qū)組內(nèi)均衡。在分析時(shí)， 總

SS SS SS處理 區(qū)組 組內(nèi)3、為何多個(gè)均數(shù)的比較不能直接做兩兩比較的t答：多個(gè)均數(shù)的比較，假設(shè)直接做兩兩比較的t檢驗(yàn)，每次比較允許犯第Ⅰ類錯誤的概率都是α，這樣做屢次t檢驗(yàn)，就增加了犯第Ⅰ類錯誤的概率。因此多個(gè)均數(shù)的比較應(yīng)領(lǐng)先做方差分析，假設(shè)多個(gè)總體均數(shù)不全相等，再進(jìn)一步進(jìn)展多個(gè)樣本均數(shù)間的多重比較4、SNK-q檢驗(yàn)和Dunnett-t檢驗(yàn)都可用于均數(shù)的多重比較，它們有何不同？答：SNK-qDuunett-t檢驗(yàn)多用于證明性的爭論，適用于k-1個(gè)試驗(yàn)組與比照組均數(shù)的比較。三、計(jì)算題1、某課題爭論四種衣料內(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(yàn)各種衣料棉花吸附十硼氫量有沒有差異。5-1各種衣料間棉花吸附十硼氫量12342.332.483.064.002.002.343.065.132.932.683.004.612.732.342.662.802.332.223.063.60承受完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的方差分析，計(jì)算步驟如下：Ho:各個(gè)總體均數(shù)相等H1:各個(gè)總體均數(shù)不相等或不全相等α=0.055-1各種衣料間棉花吸附十硼氫量衣料1 衣料2 衣料3 衣料4 合計(jì)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 總= 總*=0.809902*〔20-1〕=12.4629，=20-1=19總SS n(X組間 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組間

組間=12.4629-8.4338=4.0292，

=20-4=16組間組間MS 組間組間組間組內(nèi)組內(nèi)MS 組內(nèi)組內(nèi)

8.43384.0292

3=2.8113組內(nèi)2.8113F=0.2518=11.16

16=0.2518方差分析表變異來源SSνMSFP總12.462919組間8.433832.811311.16<0.01組內(nèi)4.0292160.2518 F

7.51

F11.167.51按1=3，

2=16F

0.01(2,16) ， ，P<0.01。α=0.05HH，可以認(rèn)為各種衣料中棉花吸附十硼氫量有差異。0 12、爭論中國各地區(qū)農(nóng)村33地區(qū)n沿海201.100.37內(nèi)陸230.970.29西部190.960.30解：Ho:各個(gè)總體均數(shù)相等H1:各個(gè)總體均數(shù)不相等或不全相等α=0.0500SS n(X組間 i i

X)2=0.2462，

=3-1=2SS n組內(nèi) i

i

=62-3=59組間組間MS 組間組間組間組內(nèi)組內(nèi)MS 組內(nèi)組內(nèi)組內(nèi)

0.24626.0713

2=0.123159=0.10290.1231F=0.1029=1.20方差分析結(jié)果變異來源SSνMSFP總6.317561組間0.246220.12311.20>0.05組內(nèi)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水準(zhǔn)尚不能拒絕Ho,故可以認(rèn)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63055-2.5區(qū)組 比照 A組 B組

C組 D組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：處理組間：Ho:各個(gè)處理組的總體均數(shù)相等H1:各個(gè)處理組的總體均數(shù)不相等或不全相等α=0.05區(qū)組間：Ho:各個(gè)區(qū)組的總體均數(shù)相等H1:各個(gè)區(qū)組的總體均數(shù)不相等或不全相等α=0.055-2.5區(qū)組 比照 A組

B組 C組 D組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 總

(X)2N

=19.8897，

=30-1=29總SS

n(Xi i

X)2=17.6613,

=5-1=4SS n(X區(qū)組 j j

X)2=1.1697,區(qū)組

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

〔5-6-=20誤差方差分析結(jié)果變異來源總SS19.8897ν29MS變異來源總SS19.8897ν29MSFP處理組17.661344.415383.41<0.01區(qū)組誤差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檢驗(yàn)進(jìn)展兩兩比較。Ho:AH1:A

,即任兩比照較組的總體均數(shù)相等B,即任兩比照較組的總體均數(shù)不相等Bα=0.05將四個(gè)樣本均數(shù)由小到大排列，并編組次：均數(shù)2.41202.46402.96804.0280組別2134組次12344個(gè)樣本均數(shù)兩兩比較的q檢驗(yàn)(Newman-Keuls法)比照組兩均數(shù)之差組數(shù)Q值P值1與20.052020.2317>0.051與30.556032.4775>0.05141.616047.2023<0.01230.504022.2458>0.052與41.564036.9691<0.01341.060024.7233<0.05按按α=0.0514，24，34H0

,差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，其他兩兩比較不拒絕H0

，差異無統(tǒng)24，14341223，13第六章分類資料的假設(shè)檢驗(yàn)習(xí)題一、選擇題2分布的外形〔D 。A.同正態(tài)分布 B.同t分布 C.為對稱分布D.與自由度有關(guān) E.與樣本含量n有關(guān)2．四格表的自由度〔B 。A.不肯定等于1 B.肯定等于1 C.等于行數(shù)×列數(shù)D.等于樣本含量－1 E.等于格子數(shù)－12

20.01,4

，則在=0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)下，可認(rèn)為〔A 。A.各總體率不全相等 B.各總體率均不等 C.各樣本率均不等D.各樣本率不全相等 E.至少有兩個(gè)總體率相等測得某地6094人的兩種血型系統(tǒng)，結(jié)果如下。欲爭論兩種血型系統(tǒng)之間是否有聯(lián)系，應(yīng)選擇的統(tǒng)計(jì)分析方法是〔B 。MNMNO431490902A388410800B495MNMNO431490902A388410800B495587950AB13717932A.秩和檢驗(yàn) B.2檢驗(yàn)C.RiditD.相關(guān)分析E.Kappa

MN假定兩種方法檢測結(jié)果的假陽性率和假陰性率均很低。現(xiàn)有50份血樣用甲法檢查陽性25份，用乙法檢查陽352313用〔D。u檢驗(yàn) B.t檢驗(yàn) C.配對t檢驗(yàn)D.配對四格表資料的2檢驗(yàn) E.四格表資料的

2檢驗(yàn)?zāi)翅t(yī)師欲比較兩種療法治療2型糖尿病的有效率有無差異，每組各觀看了30例，應(yīng)選用〔C。A.兩樣本率比較的u檢驗(yàn) B.兩樣本均數(shù)比較的u檢驗(yàn)C.四格表資料的2檢驗(yàn) D.配對四格表資料的2檢驗(yàn)E.四格表資料2檢驗(yàn)的校正公式用大劑量Vit.EVit.E12639〔D。t檢驗(yàn) B.2檢驗(yàn) C.F檢驗(yàn) D.Fisher準(zhǔn)確概率法E.四格表資料的2檢驗(yàn)校正公式欲比較胞磷膽堿與神經(jīng)節(jié)苷酯治療腦血管疾病的療效，將78例腦血管疾病患者隨機(jī)分為2組，結(jié)果如下。分析該資料，應(yīng)選用〔D 。兩種藥物治療腦血管疾病有效率的比較組別 有效 無效 合計(jì)胞磷膽堿組 46 6 52神經(jīng)節(jié)苷酯組 18 8 26合計(jì) 64 14 78t檢驗(yàn) B.2檢驗(yàn) C.F檢驗(yàn) D.Fisher準(zhǔn)確概率法E.四格表資料的2檢驗(yàn)校正公式9．當(dāng)四格表的周邊合計(jì)數(shù)不變，假設(shè)某格的實(shí)際頻數(shù)有變化，則其理論頻數(shù)〔C。A.增大 B.減小 C.不變 D.不確定E.隨該格實(shí)際頻數(shù)的增減而增減10．對于總合計(jì)數(shù)n為500的5個(gè)樣本率的資料作2檢驗(yàn)，其自由度為〔D 。A.499 B.496 C.1 D.4 E.9220.01,2

，則在=0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)下，可認(rèn)為〔B 。A.各總體率均不等 B.各總體率不全相等 C.各樣本率均不等D.各樣本率不全相等 E.至少有兩個(gè)總體率相等12．某醫(yī)院用三種方案治療急性無黃疸性病毒肝炎254例，觀看結(jié)果如下。欲比較三種方案的療效有無差異，應(yīng)選擇的統(tǒng)計(jì)分析方法是〔A組別。三種方案治療肝炎的療效結(jié)果無效 好轉(zhuǎn) 顯效痊愈西藥組49 31 515中藥組45 9 224中西醫(yī)結(jié)合組15 28 1120A.秩和檢驗(yàn) B.2檢驗(yàn) C.t檢驗(yàn) D.u檢驗(yàn) E.Kappa檢驗(yàn)?zāi)吃囼?yàn)室分別用乳膠凝集法和免疫熒光法對58名可疑系統(tǒng)紅斑狼瘡患者血清中抗核抗體進(jìn)展測定：乳膠法13231133無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，應(yīng)選用〔D。A.u檢驗(yàn) B.t檢驗(yàn) C.配對t檢驗(yàn)D.配對四格表資料的2檢驗(yàn) E.四格表資料的2檢驗(yàn)14．某醫(yī)師欲比較兩種藥物治療高血壓病的有效率有無差異，每組各觀看了35例，應(yīng)選用〔C。A.兩樣本率比較的u檢驗(yàn) B.兩樣本均數(shù)比較的u檢驗(yàn)C.四格表資料的2檢驗(yàn) D.配對四格表資料的2檢驗(yàn)E.四格表資料的2檢驗(yàn)校正公式某醫(yī)師為爭論乙肝免疫球蛋白預(yù)防胎兒宮內(nèi)感染HBV33HBsAg〔22例〕和非預(yù)防組11例，觀看結(jié)果為：預(yù)防注射組感染率18.18%，非預(yù)防組感染率45.45應(yīng)選用〔D。t檢驗(yàn) B.2檢驗(yàn) C.F檢驗(yàn) D.Fisher準(zhǔn)確概率法E.四格表資料的2檢驗(yàn)校正公式343126例，有效者18例。分析該資料，應(yīng)選用〔E。t檢驗(yàn) B.2檢驗(yàn) C.F檢驗(yàn) D.Fisher準(zhǔn)確概率法E.四格表資料的2檢驗(yàn)校正公式二、簡答題1．列出2檢驗(yàn)的用途？答：推斷兩個(gè)總體率間或者構(gòu)成比見有無差異；多個(gè)總體率間或構(gòu)成比間有無差異；多個(gè)樣本率比較的的2分割；兩個(gè)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222檢驗(yàn)的根本思想？答：2H0

2值也會小；反之，假設(shè)檢驗(yàn)假設(shè)H0

不成立，實(shí)際頻數(shù)與理論頻數(shù)的差值會大，則2值也會大。3．四格表資料的2檢驗(yàn)的分析思路？1〕當(dāng)n40且全部的T5時(shí)，用2檢驗(yàn)的根本公式或四格表資料2檢驗(yàn)的專用公式；當(dāng)p時(shí)，改用四格表資料的Fisher22

(AT)2T(adbc)2n(ab)(cd)(ac)(bd)當(dāng)n40，但有1T5時(shí)，用四格表資料2檢驗(yàn)的校正公式或改用四格表資料Fisher校正公式：2c

((adbcn2)2n(ab)(cd)(ac)(bd)當(dāng)n40，或T1時(shí)，用四格表資料的Fisher三、問答題1．R×C1．答：R×C雙向無序R×C表 R×C表中的兩個(gè)分類變量皆為無序分類變量。對于該類資料①假設(shè)爭論目的為多個(gè)樣本率〔或構(gòu)成比〕的比較，可用行×列表資料的2檢驗(yàn)；②假設(shè)爭論目的為分析兩個(gè)分類變量之間有無關(guān)聯(lián)性以及關(guān)系的親熱程度時(shí)，可用行×列表資料的2檢驗(yàn)以及Pearson單向有序R×CR×C的通常是多個(gè)構(gòu)成比的比較，此種單向有序R×C表可用行×列表資料的2檢驗(yàn)；另一種狀況是R×C表中的分組變量為無序的，而指標(biāo)變量是有序的。其爭論目的通常是多個(gè)等級資料的比較，此種單向有序R×C表資料宜用秩和檢驗(yàn)或Ridit雙向有序?qū)傩砸粯覴×C表 R×C表中的兩分類變量皆為有序且屬性一樣。實(shí)際上是2×2配對設(shè)計(jì)的擴(kuò)展，即水平數(shù)3的診斷試驗(yàn)配伍設(shè)計(jì)。其爭論目的通常是分析兩種檢驗(yàn)方法的全都性，此時(shí)宜用全都性檢驗(yàn)〔或稱Kappa檢驗(yàn)。雙向有序?qū)傩圆煌琑×C表 R×C表中兩分類變量皆為有序的，但屬性不同。對于該類資料：①假設(shè)爭論目的為分析不同年齡組患者療效間有無差異時(shí)，可把它視為單項(xiàng)有序R×C②假設(shè)爭論目的為分析兩個(gè)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Pearson③假設(shè)爭論目的為分析兩個(gè)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(yàn)。四、計(jì)算題110005例染色體特別，問該地生兒染色體特別率是否低于一般？〔〕建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H:0.010單側(cè)0.05〔2〕計(jì)算統(tǒng)計(jì)量u本例0

0.01，10

10.010.99，n1000，依據(jù)題意〔3〕確定Pu1.589，P>0.05,按0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，不拒絕H0

,尚不能認(rèn)為該地生兒染色體特別率低于一般400369500477藥物的治愈率是否一樣？〔〕建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H:0 1 2單側(cè)0.05〔2〕計(jì)算統(tǒng)計(jì)量，做出推斷結(jié)論本例0

0.01，p1

369/4000.9225,p2

477/5000.954,p (369477)/(400500)0.94，依據(jù)題意c〔3〕確定Pu1.9773，P<0.05,按0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，拒絕H0

H1

，可以認(rèn)為這兩種藥物的治愈率不同。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像的淋巴腫瘤患者，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效果組別 合計(jì)

緩解率〔%〕單純化療

緩解 未緩解15 20 35

42.86復(fù)合化療1852378.26合計(jì)33255856.90〔〕建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H:0 1 H:

兩法總體緩解率一樣兩法總體緩解率不同1 1 2雙側(cè)0.05計(jì)算統(tǒng)計(jì)量，做出推斷結(jié)論本例n=58T

2325=

9.91442(1551820)258

RC 582 7.094 135233325確定P2(0.05,1)不同。

3.84，P<0.05,在0.05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)果有無差異？兩種方法的檢測結(jié)果血清+－++－+151025－21315合計(jì)172340〔〕建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)HBC 兩種方法的檢測結(jié)果一樣0HBC 兩種方法的檢測結(jié)果不同1雙側(cè)0.05計(jì)算統(tǒng)計(jì)量，做出推斷結(jié)論(1021)2b+c=12<40,用配對四格表資料的(1021)2確定P

4.083 124.083，P<0.05,在0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)下，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為兩種方法的檢測結(jié)果不同。5．250IL-8MMP-9水平，結(jié)果如下表，問兩種檢測指標(biāo)間是否存在關(guān)聯(lián)？IL-8MMP-9水平IL-8ⅠⅡⅢⅠⅠⅡⅢⅠ225027Ⅱ187020108Ⅲ05560115合計(jì)4013080250〔〕建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H:兩種檢測指標(biāo)間無關(guān)聯(lián)0H: 兩種檢測指標(biāo)間有關(guān)聯(lián)1雙側(cè)0.05計(jì)算統(tǒng)計(jì)量，做出推斷結(jié)論本例為雙向無序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確定P2129.8，P<0.05,在0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)下，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為兩種檢測指標(biāo)有關(guān)聯(lián)，進(jìn)一步Pearson列聯(lián)系數(shù)rp

0.5846，可以認(rèn)為兩者關(guān)系親熱。2n2一、 選擇題1．配比照較秩和檢驗(yàn)的根本思想是：假設(shè)檢驗(yàn)假設(shè)成立，則對樣原來說〔A 。A．正秩和與負(fù)秩和確實(shí)定值不會相差很大B．正秩和與負(fù)秩和確實(shí)定值相等C．正秩和與負(fù)秩和確實(shí)定值相差很大 D．不能得出結(jié)論E．以上都不對XX1 2

，則配對資料的秩和檢驗(yàn)是〔E。XX1

的差數(shù)從小到大排序 B．分別按X和X1 2

從小到大排序C．XX1 E．XX1

綜合從小到大排序 X和X1 2的差數(shù)確實(shí)定值從小到大排序

的和數(shù)從小到大排序以下哪項(xiàng)不是非參數(shù)統(tǒng)計(jì)的優(yōu)點(diǎn)〔D。A．不受總體分布的限制 B．適用于等級資料C．適用于未知分布型資料 D．適用于正態(tài)分布資料E．適用于分布呈明顯偏態(tài)的資料4．等級資料的比較宜承受〔A 。秩和檢驗(yàn)B．F檢驗(yàn) 驗(yàn) D．2檢驗(yàn) E．u檢驗(yàn)在進(jìn)展成組設(shè)計(jì)兩樣本秩和檢驗(yàn)時(shí)，以下檢驗(yàn)假設(shè)哪種是正確的〔D。A．兩樣本均數(shù)一樣 B．兩樣本的中位數(shù)一樣C．兩樣本對應(yīng)的總體均數(shù)一樣 D．兩樣本對應(yīng)的總體分布一樣E．兩樣本對應(yīng)的總體均數(shù)不同6．以下檢驗(yàn)方法中，不屬于非參數(shù)檢驗(yàn)方法的是〔E。A．Friedman檢驗(yàn) B．符號檢驗(yàn) C．Kruskal-Wallis檢驗(yàn)D．Wilcoxon檢驗(yàn) E．t檢驗(yàn)7．成組設(shè)計(jì)兩樣本比較的秩和檢驗(yàn)中，描述不正確的選項(xiàng)是〔C 。A．將兩組數(shù)據(jù)統(tǒng)一由小到大編秩B．遇有一樣數(shù)據(jù)，假設(shè)在同一組，按挨次編秩C．遇有一樣數(shù)據(jù)，假設(shè)不在同一組，按挨次編秩D．遇有一樣數(shù)據(jù)，假設(shè)不在同一組，取其平均值E．遇有一樣數(shù)據(jù)，假設(shè)在同一組，取平均致詞二、簡答題1．簡要答復(fù)進(jìn)展非參數(shù)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的適用條件?！病迟Y料不符合參數(shù)統(tǒng)計(jì)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〔〕分布呈明顯偏態(tài)又無適當(dāng)?shù)淖兞哭D(zhuǎn)換方法使之滿足參數(shù)統(tǒng)計(jì)條件4〕應(yīng)首選參數(shù)法，以免降低檢驗(yàn)效能2．〔1〕配對設(shè)計(jì)的符號秩和檢驗(yàn)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(jì)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(jì)兩樣本比較的秩和檢驗(yàn)Wilcoxon兩樣本比較法〕用于完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的兩個(gè)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(jì)多樣本比較的秩和檢驗(yàn)Kruskal-Wallis檢驗(yàn)本分別代表的總體的分布有無差異〔〕隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的秩和檢驗(yàn)Friedman檢驗(yàn)，用于配伍組設(shè)計(jì)資料的比較。3〔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(yán)〔3〕檢驗(yàn)；假設(shè)要使檢驗(yàn)效能一樣，往往需要更大的樣本含量。三、計(jì)算題8份血清分別用HITAH7600〔儀器一〕和OLYMPUSAU640〔儀器二〕測乳酸脫氫酶LDH，結(jié)果見表7-。問兩種儀器所得結(jié)果有無差異？7-18〔U/L〕的比較編號儀器一儀器二11001202121130322022541862005195190615014871651808170171解：建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H：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M 0dH:M 0d計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量T值①求各對的差值 見表7-4第〔4〕欄。②編秩 見表7-4第〔5〕欄。③求秩和并確定統(tǒng)計(jì)量T。T

5.5 T

30.5 取T5.5。P值，做出推斷結(jié)論本例中n8，T5.5，查附表T界值表，得雙側(cè)P0.05；依據(jù)0.05檢驗(yàn)水準(zhǔn)，拒絕H，承受H。認(rèn)0 1為用方法一和方法二測得乳酸脫氫酶含量差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。7-48〔U/L〕的比較編號〔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名非被動吸煙者的碳氧血紅蛋白HbCO(%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？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(jì)很低123低82331中161127偏高10414高404解：〔1〕建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H：被動吸煙者的HbCO(%)與非被動吸煙者的HbCO(%)含量總體分布一樣0H：被動吸煙者的HbCO(%)與非被動吸煙者的HbCO(%)含量總體分布不同1〔2〕計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量T值①編秩②求秩和并檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量T1909，T1

1237.5,n1

39，n2

40，故檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量T1909，因n1

39，需要用u檢驗(yàn)；又因等級資料的一樣秩次過多，故：〔3〕P值，做出推斷結(jié)論P(yáng)0.050.05HHHbCO(%)與非被動吸煙者的HbCO(%)0 1含量總體分布不同7-5吸煙工人和不吸煙工人的HbCO(%)含量比較人數(shù)含量被動吸煙者非被動吸煙者合計(jì)

秩次范平均秩次圍

秩和被動吸煙者 非被動吸煙者〔〕 〔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合計(jì)394079——19091237.5受試者4人，每人穿四種不同的防護(hù)服時(shí)的收縮壓值如表，問四種防護(hù)服對收縮壓的影響有無顯著差異？四個(gè)受試者的收縮壓值有無顯著差異？表7-3 四種防護(hù)服與收縮壓值受試者編號防護(hù)服A防護(hù)服B防護(hù)服C防護(hù)服D1115135140135212212513512031101301361304120115120130解：關(guān)于四種防護(hù)服對收縮壓的影響：建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H：穿四種防護(hù)服后收縮壓總體分布一樣0H：41計(jì)算統(tǒng)計(jì)量M值①編秩②求秩和并計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量6159.59.5T 10，M(610)2(9.510)2(1510)2(9.510)241.543〕P值，做出推斷結(jié)論處理組數(shù)k4，配伍組數(shù)b4M

52M41.552P0.05，按0.05檢驗(yàn)水準(zhǔn)不拒0.05(4,4)H，尚不能認(rèn)為不同防護(hù)服對收縮壓影響有差異。0表7-5 關(guān)于四種防護(hù)服對收縮壓的影響受試者編號

防護(hù)服A

防護(hù)服B

防護(hù)服C

防護(hù)服D收縮壓秩次收縮壓秩次收縮壓秩次收縮壓秩次111511352.514041352.521222125313541201311011353136413024120211511263130469.5159.5關(guān)于四個(gè)受試者收縮壓值的差異：建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0：四個(gè)受試者的收縮壓值沒有差異H1：四個(gè)受試者的收縮壓值不同計(jì)算統(tǒng)計(jì)量M值①編秩②求秩和并計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量P值，做出推斷結(jié)論處理組數(shù)k4，配伍組數(shù)b4M

52M19.552P0.05，按0.05檢驗(yàn)水準(zhǔn)不拒0.05(4,4)H，尚不能認(rèn)為四個(gè)受試者的收縮壓值有差異。0表7-6 關(guān)于四個(gè)受試者收縮壓值的差異受試者編號

防護(hù)服A 防護(hù)服B 防護(hù)服C 防護(hù)服D收縮壓秩次收縮壓秩次收縮壓秩次收縮壓秩次111521353.51404135413.5212241252135212019311011353.513631302.51041203115112611302.57.5第八章直線回歸與相關(guān)習(xí)題一、選擇題直線回歸中，假設(shè)自變量X乘以一個(gè)不為0或1的常數(shù)，則有〔B 。A.截距轉(zhuǎn)變 B.回歸系數(shù)轉(zhuǎn)變 C.兩者都轉(zhuǎn)變D.兩者都不轉(zhuǎn)變 E.以上狀況都有可能2．假設(shè)直線相關(guān)系數(shù)r1，則肯定有〔C 。SS總

SS殘

＝SS殘

＝SS總 SS總

SS回

以上都不正確相關(guān)系數(shù)r與打算系數(shù)r2在含義上是有區(qū)分的，下面的幾種表述，哪一種最正確？〔D 。r值的大小反映了兩個(gè)變量之間是否有親熱的關(guān)系r值接近于零，說明兩變量之間沒有任何關(guān)系r值接近于零，說明兩變量之間有曲線關(guān)系r2值接近于零，說明直線回歸的奉獻(xiàn)很小r2值大小反映了兩個(gè)變量之間呈直線關(guān)系的親熱程度和方向4．不同地區(qū)水中平均碘含量與地方性甲狀腺腫患病率的資料如下：地區(qū)編號1234……17碘含量〔單位〕10.02.02.53.5……24.5患病率〔％〕40.537.739.020.0……0.0爭論者欲通過碘含量來推測地方性甲狀腺腫的患病率，應(yīng)選用〔B 。A.相關(guān)分析 B.回歸分析 C.等級相關(guān)分析D.2檢驗(yàn) E.t檢驗(yàn)X與Y的標(biāo)準(zhǔn)差相等時(shí)，以下表達(dá)〔B〕正確。ba B.br C.b1D.r1 E.以上都不正確利用直線回歸估量X值所對應(yīng)Y值的均數(shù)可信區(qū)間時(shí)〔E 〕可減小區(qū)間長度。增加樣本含量 B.令X值接近其均數(shù) C.減小剩余標(biāo)準(zhǔn)差D.減小可信度 E.以上都可以〔按專業(yè)學(xué)問都應(yīng)取雙側(cè)檢驗(yàn)1組資料：n1

5，r1

0.857；2n2

8，r2

0.712。在沒有具體資料和各種統(tǒng)計(jì)用表的條件下，可作出的結(jié)論是〔A 。缺少作出明確統(tǒng)計(jì)推斷的依據(jù) B.因n2

n，故r1

有顯著性意義C.因rr，故r有顯著性意義D.rr都有顯著性意義12 112

都沒有顯著性意義1 2某監(jiān)測站同時(shí)用極譜法和碘量法測定了水中溶解氧的含量，結(jié)果如下。假設(shè)擬用極譜法替代碘量法測定水中溶解氧的含量，應(yīng)選用〔B 。水樣號12345678910極譜法〔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相關(guān)分析 B.回歸分析 C.等級相關(guān)分析D.2檢驗(yàn) E.t檢驗(yàn)對兩個(gè)數(shù)值變量同時(shí)進(jìn)展相關(guān)和回歸分析，r有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔P0.05(B)A．b無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義 B．b有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義C．不能確定b有無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義 D．以上都不是(B)A．t檢驗(yàn)B．回歸分析 C．相關(guān)分析 D．2檢驗(yàn)11．在直線回歸分析中，回歸系數(shù)b確實(shí)定值越大(D)A．所繪制散點(diǎn)越靠近回歸線 B．所繪制散點(diǎn)越遠(yuǎn)離回歸線C．回歸線對x軸越平坦 D．回歸線對x軸越陡12．yxy2.03.0xx1y變化幾個(gè)單位？(C)A．1 B．2 C．3 D．513．直線回歸系數(shù)假設(shè)檢驗(yàn)t，其自由度為〔A〕A．n2 B．n1 C．2n1 D．2(n1) 二、簡答題1．詳述直線回歸分析的用途和分析步驟。b進(jìn)展假設(shè)檢驗(yàn)時(shí)，假設(shè)P，可認(rèn)為兩變量間存在直線回歸關(guān)系。②利用回歸方程進(jìn)展推測：把預(yù)報(bào)因子〔X〕代入回歸方程對預(yù)報(bào)量〔即因變量Y〕進(jìn)展估量，即可得到個(gè)體Y值的容許區(qū)間。③利用回歸方程進(jìn)展統(tǒng)計(jì)掌握：規(guī)定YX的范圍來實(shí)現(xiàn)統(tǒng)計(jì)掌握的目標(biāo)。分析步驟：①首先掌握散點(diǎn)圖：假設(shè)提示有直線趨勢存在，可作直線回歸分析；假設(shè)提示無明顯線性趨勢，則依據(jù)散點(diǎn)圖分布類型，選擇適宜的曲線模型，經(jīng)數(shù)據(jù)變換后，化為線性回歸來解決。假設(shè)消滅一些特大特小的特別點(diǎn)，應(yīng)準(zhǔn)時(shí)復(fù)核檢查。②求出直線回歸方程abXblXYl

abX?③對回歸系數(shù)b進(jìn)展假設(shè)檢驗(yàn)：YSS總成立。t

SS回歸

XXSS

F檢驗(yàn)來推斷回歸方程是否檢驗(yàn)：根本思想是利用樣本回歸系數(shù)b與總體均數(shù)回歸系數(shù)rR2R20.9說明回歸能解釋90%，此方程較好

(y)2(yy)2

SS回歸，SS總R2adj

⑥直線回歸方程的區(qū)間估量：總體回歸系數(shù)Y?

的區(qū)間估量；個(gè)體值Y的容許區(qū)間2．直線相關(guān)與直線回歸的聯(lián)系和區(qū)分。1〕資料要求不同Y聽從正態(tài)分布，而自變X是能準(zhǔn)確測量和嚴(yán)格掌握的變量〔2〕統(tǒng)計(jì)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)系或附屬關(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)系的親熱程度及方向用一統(tǒng)計(jì)指標(biāo)表示出來數(shù)公式定量表達(dá)出來聯(lián)系〔1變量間關(guān)系的方向全都r與b〔假設(shè)檢驗(yàn)等價(jià)tlYYlYYlXX

t，b由于tb

r的假設(shè)檢驗(yàn)代替對b〔3〕r與b值可相互換算br

〔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表達(dá)式，試述該方程中各個(gè)符號的名稱及意義。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。Yi

Xi

X和Yi i

分別為第i個(gè)體的自變量和應(yīng)變量取值。稱為截矩，為回歸直線或y軸交點(diǎn)的縱坐標(biāo)。稱為回歸直線的斜率。i寫出直線回歸分析的應(yīng)用條件并進(jìn)展簡要的解釋。

為誤差。答：線性回歸模型的前提條件是線性、獨(dú)立、正態(tài)與等方差。X所對應(yīng)的應(yīng)變量YX呈線性關(guān)系獨(dú)立是指任意兩個(gè)觀看單位之間相互獨(dú)立。否則會使參數(shù)估量值不夠準(zhǔn)確和準(zhǔn)確?！?〕XYX值相對應(yīng)的那個(gè)點(diǎn)的縱坐標(biāo)。(4)XX取什么值，Y都有一樣的方差什么是曲線擬合？它一般分為哪兩類？答：曲線擬合是指選擇適當(dāng)?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三、計(jì)算題某爭論人員測定了12名安康婦女的年齡X〔歲〕和收縮壓Y〔KPa，測量數(shù)據(jù)見表1，X〔歲〕Y〔KPa〕

表8-1 12名安康婦女年齡和收縮壓的測量數(shù)據(jù)594259427236634755493842686019.616.621.215.719.817.019.919.315.318.620.120.5078367333799X631，X234761，Y224.25，Y24234.141，XY12026.77X與Y之間的直線回歸方程解l XX

X2

(X)2n

3476163121580.9212X52.58，Y18.69lb XYlXX

234.961580.92

0.149，aYbX18.690.14952.5810.856故所求直線回歸方程為Y

10.8560.149X.X與Y之間的直線關(guān)系是否存在？〕H0，即認(rèn)為安康婦女的年齡與收縮壓之間不存在直線關(guān)系0H0，即認(rèn)為安康婦女的年齡與收縮壓之間存在直線關(guān)系1SS

Y2

(Y)2

4234.141224.25243.469，v

n111總 YYSS

l2XY

n 12 總234.96234.920，v 1回歸 XY lXX

1580.92 回歸SS SS剩余

SS

43.46934.9208.549，v剩余

n210MSF 回歸MS剩余

34.92018.54910

40.85。由v1v1

10P0.01，按0.05H0

H1

。故可認(rèn)為安康婦女的年齡與收縮壓之間存在直線關(guān)系估量總體回歸系數(shù)95%可信區(qū)間。MSS 剩余b l

8.549101580.92

0.023，t

0.05/2,10

2.228，則總體回歸系數(shù)95%可信區(qū)間為XX(0.1492.2280.020.1492.2280.023)(0.090.200)A、B〔見表8-2〕。問由此而得的兩樣本回歸系數(shù)相差是否顯著？表8-2 家兔皮膚損傷程度〔評分〕時(shí)間〔分〕X36

AY11.02.5

皮膚損傷程度

BY22.35.093.693.67.61210.015.21515.318.01825.027.62132.340.22．解：〔1〕X與Y、Y之間的回歸直線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計(jì)算t值：(Y)2

[(XX)(YY)]2 (YY)2 1 1 63.14查t值表，做結(jié)論

1 1 1 1

(XX)2以v77410查表得，tt 0.700，故P0.5，不拒絕H，尚不能認(rèn)為兩樣本回歸系數(shù)相差顯0.5,10 0著15相關(guān)程度并進(jìn)展假設(shè)檢驗(yàn)。表8-3 15名學(xué)生歷史與語文成績學(xué)生編號123456789101112131415X889583937678858490818073797295語文Y788583907580838585827580867590解：由以上數(shù)據(jù)計(jì)算得：〔1〕

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

343.73，lXY

378.07則相關(guān)系數(shù)r

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

0.7266

3.813，vn213查t界值表，得P0.005。按0.05的水準(zhǔn)，拒絕H，承受H，認(rèn)為學(xué)生的歷史和語文成績存在直線相關(guān)0 1關(guān)系。在高血壓腦出血微創(chuàng)外科治療預(yù)后因素的爭論中，調(diào)查了13例的術(shù)前GCS值與預(yù)后，見表，試作等級相關(guān)分析。表8-4 高血壓腦出血微創(chuàng)外科治療術(shù)前GIS值與預(yù)后評測編號12345678910111213GSC7.011.04.06.011.014.05.05.013.012.014.06.013.0預(yù)后評測分值6.07.02.55.48.39.03.94.68.67.99.25.68.7解：將兩個(gè)變量的觀看值分別由小到大編秩求各觀看單位的兩變量的秩次之差d、d的平方d2及其總和 d2，

n13，

d25.5rs

1

6 d2n(n21)

1 65.5 0.985。13(1321)對該相關(guān)系數(shù)進(jìn)展假設(shè)檢驗(yàn)：〔5〕H： 00 sH： 01 srs0.001(13)

0.824P0.001，按0.05水準(zhǔn)拒絕，承受，可以認(rèn)為在高血壓腦出血微創(chuàng)外科治療中，術(shù)前GSC表8-5 高血壓腦出血微創(chuàng)外科治療術(shù)前GIS值與預(yù)后評測編號 術(shù)前GSC值秩次

預(yù)后評測分值秩次〔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合計(jì)5.5問答題1．2．協(xié)方差分析的應(yīng)用條件3．協(xié)方差分析的步驟一、選擇題

第九章協(xié)方差分析習(xí)題第十章試驗(yàn)設(shè)計(jì)概述習(xí)題00097072小時(shí)內(nèi)病癥消逝?！币虼?，推斷此藥治療兒童的上呼吸道感染是格外有效的，可以推廣應(yīng)用。這項(xiàng)推論。不正確，因所作的比較不是按率計(jì)算的不正確，因未設(shè)比照組或比照組不正確，因未作統(tǒng)計(jì)學(xué)假設(shè)檢驗(yàn)正確，由于比較的是病癥消逝率正確，由于有效率到達(dá)97.0%2．。A.試驗(yàn)比照 B.空白比照 C.勸慰劑比照 D.標(biāo)準(zhǔn)比照 歷史比照3．試驗(yàn)設(shè)計(jì)的三個(gè)根本要素是〔。A.處理因素、受試對象、試驗(yàn)效應(yīng) B.受試對象、試驗(yàn)效應(yīng)、觀看指標(biāo)C.隨機(jī)、重復(fù)、比照E.比照、重復(fù)、盲法

D.同、均衡、隨機(jī)試驗(yàn)設(shè)計(jì)中要求嚴(yán)格遵照四個(gè)根本原則，其目的是為了。便于統(tǒng)計(jì)處理C.便于進(jìn)展試驗(yàn)E.盡量削減或消退抽樣誤差

B.格掌握或消退隨機(jī)誤差的影響D.量削減或抵消非試驗(yàn)因素的干擾試驗(yàn)設(shè)計(jì)和調(diào)查設(shè)計(jì)的根本區(qū)分是〔。試驗(yàn)設(shè)計(jì)以動物為對象 .查設(shè)計(jì)以人為對象C.試驗(yàn)設(shè)計(jì)可隨機(jī)分組E.兩者無區(qū)分二、計(jì)算題

D.驗(yàn)設(shè)計(jì)可人為設(shè)置處理因素某醫(yī)院為考核某藥物的治療效果，擬進(jìn)展一現(xiàn)場試驗(yàn)，該病的發(fā)病率一105%以上才有α=0.05，β=0.10〕某爭論所欲爭論婦女在孕期服用某藥物對生兒體重的影取100為3650g，該地生兒的誕生體重均值3500g，標(biāo)準(zhǔn)差為514g，該藥物假設(shè)有增加生兒體重的作用，那么其可能性有多大〔α=0.05〕第十一章常用試驗(yàn)設(shè)計(jì)方法習(xí)題一、選擇題為爭論雙酚A2SD4A＋鄰苯二甲酸飼料〔A和鄰苯二甲酸4〔完全隨機(jī)設(shè)計(jì) B.隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì) 拉丁方設(shè)計(jì) D.穿插設(shè)計(jì)E.CC不行無視。假設(shè)期望試驗(yàn)次數(shù)盡可能少一些，設(shè)計(jì)時(shí)最好選擇〔。正交設(shè)計(jì) B.析因設(shè)計(jì) C.拉丁方設(shè)計(jì) 裂區(qū)設(shè)計(jì) 穿插設(shè)計(jì)22、3，又無適宜的正交表可供選用時(shí)，設(shè)計(jì)時(shí)最好選擇〔。完全隨機(jī)設(shè)計(jì) .機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì) C析因設(shè)計(jì)D.拉丁方設(shè)計(jì) .叉設(shè)計(jì)以下試驗(yàn)設(shè)計(jì)中，一樣條件下所需樣本含量最少的是〔 。完全隨機(jī)設(shè)計(jì) .機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì) C析因設(shè)D.拉丁方設(shè)計(jì) .叉設(shè)計(jì)欲分析某抗腫瘤藥物對來自中國、美國和伊朗的腫瘤患者各分期的治療效果，應(yīng)當(dāng)承受何種分析方法〔 。2檢驗(yàn)

B和檢驗(yàn) .檢驗(yàn)D.t二、思考題

一名醫(yī)生欲爭論某藥對高血壓病的治療效果較之常規(guī)藥物是否有提高?？蛇x用何種試驗(yàn)設(shè)計(jì)。假設(shè)要考慮治療階段和受試對象的影響，應(yīng)當(dāng)承受那種設(shè)計(jì)，選取20名患者，試述設(shè)計(jì)過程及如何對其進(jìn)展分組。某地發(fā)生農(nóng)藥中毒大事，23名中毒者被送往醫(yī)院治療，治療前及治療12天后均有測得的血藥濃度。某爭論生經(jīng)過配對t檢驗(yàn)，得出結(jié)論：該治療有效。請?jiān)u述該生的方法及結(jié)論。假設(shè)有錯誤，如何改進(jìn)。第十二章動物試驗(yàn)設(shè)計(jì)概述習(xí)題問答題：1、動物試驗(yàn)設(shè)計(jì)中，選擇試驗(yàn)動物的根本原則是什么？2、欲比較甲、乙、丙、丁四種飼料對小白鼠血糖的影響，試驗(yàn)對象為8窩小白鼠，每窩四只，應(yīng)承受何種試驗(yàn)設(shè)計(jì)？并寫出該設(shè)計(jì)方法方差分析表中的局部內(nèi)容。第十三章臨床試驗(yàn)設(shè)計(jì)概述習(xí)題一、選擇題：1、在雙盲試驗(yàn)中，始終處于盲態(tài)的是( )A.