生物医学统计复习笔记.docx

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1、精品名师归纳总结资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -学习好资料欢迎下载绪论摸索2样本的平均身高只是甲、乙两班全部同学平均身高的一个点估量值。即使是按随机化原就进行抽样，由于存在抽样误差，样本均数与总体均数一般很难恰好相等。因此， 不能仅凭两个样本均数高低就作出两总体均数熟高熟低的判定，而应通过统计分析，进行统计推断，才能作出判定。定量资料的统计描述小结资料分布平均水平变异程度对称（正态）分布资料算术均数方差或标准差可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结经对数转换后近似对称分布的原始变量几何均数对数变换标准差反变换四分位数间距可编辑资料 - - -

2、 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结非对称分布、分布类型未知或末端无准确数值中位数四分位数间距可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结（1）某的咽喉癌的现患率为1.5/10 万频率 分母是全部可能的个体（2） 2007 年广州市食管癌的发病率1.2/10 万强度（3）某的每千人口的医师数为8 人（ 8 ）相对比（4）肺癌不同组织学分型所占的比例频率分布4 简述针对数值变量资料制作频数表的过程？ 答：（ 1）运算极差2分（ 2）确定组数、组段和组距2 分（ 3）列表划记2分常用参考值范畴的制定参考值正态分布法百分位数法范畴单侧双单侧双侧可编辑资料 -

3、 - - 欢迎下载精品名师归纳总结（ %）下限上限侧下限上限可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结X1.64 S90X1.28SX1.28SP5P95P10P90可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结95X1.96 SX1.64SX1.64SP2.5P97.5P5P95可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结99X2.58SX2.33SX2.33SPP P0.5P99.5199可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结

4、二项分布， Poisson分布和正态分布的特点可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 1 页，共 12 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -学习好资料欢迎下载二项分布Poisson 分布正态分布可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结数据类型条件离散型离散型连续型独立，重复，对立独立，重复，罕见医学中大部分计量资料， 可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结参数n， 条形，常呈偏峰，

5、与n, 有关条形，常呈正偏峰连续，对称图形特点n 5 且 n1 5可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结正态近似 20大部分情形可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结概率符合二项绽开式的各项有可加性，无可乘性便利运算与分析其它样本均数分布的特点1. 各样本均数未必等于总体均数。2. 样本均数之间存在差异。3. 样本均数的分布很有规律，环围着总体均数，中间多、两边少，左右基本对称。4. 样本均数的变异范畴较之原变量的变异范畴大大缩小。5. 随着样本量的增大，样本均数的变异范畴逐步缩小。 非正态总体样本均数的分布特点1.随着样本量的增大, 样本均数分布的对称性逐步改善。2.随着

6、样本量的增大, 样本均数的变异范畴逐步变窄。2. 抽样误差是由抽样造成的样本统计量与总体参数之间， 样本统计量之间的差异（ 2 分） 造成抽样误差的缘由是个体差异的存在（ 2 分）样本均数的标准差也就是标准误常用来估量抽样误差的大小（ 2 分）标准差与标准误.标准差： 反映 个体 变异程度的大小，常用于统计学描述，结合均数可以运算参考值范畴 。.标准误 ：反映 抽样误差 的大小，常用于统计学推断，结合均数可以运算置信区间 。.标准误的本质也是标准差，在数量上，标准误与标准差的大小呈正比、与样本量开根号后的值呈反比。.概率 probability ： 描述随机大事发生可能性大小的数值，用P 表示

7、。.频率 frequency ：在相同的条件下，独立重复做n 次试验，大事A 显现了 m 次，就比值 m/n 称为随机大事A 在 n 次试验中显现的频率。.随机大事的总体概率往往是未知的，人们常用样本中大事的实际发生率（即频率）来估量总体概率。.样本频率总是环绕总体概率随机的左右波动。可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 2 页，共 12 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -学习好资料欢迎下载.样

8、本含量较大时，样本频率波动幅度较小，样本频率靠近于总体概率。置信区间的含义假如能够进行重复抽样试验，平均有1的置信区间包含了总体参数，而不是总体参数落在该范畴的可能性为1。在实际工作中， 只能依据一次试验结果运算一个置信区间，就认为该区间包含了相应总体参数，该结论犯错误的概率。置信区间一旦形成，它要么包含总体参数，要么不包含总体参数，二者必居其一，无概率可言。置信度是事前概率。简述假设检验的基本思想。可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结答：假设检验是在H 0 成立的前提下， 从样本数据中查找证据来拒绝H 0 、接受H 1 的一种“反可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可

9、编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结证”方法。假如从样本数据中得到的证据不足，就只能不拒绝H 0 ，暂且认为H 0 成立（因可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结为拒绝的证据不足） ，即样本与总体间的差异仅仅是由于抽样误差所引起。拒绝H 0 是依据可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结某个界值， 即依据小概率大事确定的。所谓小概率大事是指假如比检验统计量更极端（即肯定值更大）的概率较小，比如小于等于0.05（各种科研杂志习惯上采纳这一概率值），就认可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结为零假设的大事在某一次

10、抽样争论中不会发生，此时有充分理由拒绝H 0 ，即有足够证据推可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结断差异具有统计学意义。假设检验1st:提出假设并确定检验水准H0：140 g/LH1： 140g/L= 0.052nd:挑选检验方法并运算检验统计量3rd:确定 P 值4th:做出决策和结论（1）在= 0.05 的检验水准下，拒绝H0 ,接受 H1，差异有统计学意义统计学结论 。 可认为从事铅作业工人的血红蛋白与正常成年男性是不同的。（2）加之依据样本均数的信息，认为从事铅作业工人的血红蛋白低于正常成年男性（拒绝零假设时 ,专业结论，孰高孰低） 。区间估量与假设检验是由样本数据对总体参

11、数作出统计学推断的两种主要方法。 置信区间用于说明量的大小， 即推断总体参数的置信范畴。 而假设检验用于推断质的不同， 即判定两总体参数是否不等（1）盲目套用两独立样本的t 检验，由于未检查定量资料是否满意参数检验的前提条件。（2）如定量资料满意参数检验的前提条件，直接用秩和检验会降低检验功效。（3）如定量资料不满意正态性要求，直接用校正的t 检验（正态，方差不齐）也是不妥当的。（4）应当采纳哪种统计分析方法，要依据设计类型、资料是否满意参数检验的条件等方面综合考虑，应当事先选定统计分析方法，不能等到运算结果出来了，再确定统计分析方法参数检验和非参数检验的区分与优缺点参数非参数可编辑资料 -

12、- - 欢迎下载精品名师归纳总结学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 3 页，共 12 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -学习好资料欢迎下载适用条件正态分布、方差齐性非正态、方差不齐、等级、开口已知总体分布类型未知总体分布类型2检验方法t 检验、 Z 检验、方差分析秩和检验、检验应用参数间比较分布间比较可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结优缺点充分利用信息（原始数据）只利用秩次（缺失信息）可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归

13、纳总结受总体分布限定不受分布限定利用公式运算简洁、便利检验效能高检验效能低解题步骤 ：设计类型 -数据类型 - 统计描述 假设检验（假设检验的3 步骤、置信区间）T 检验、方差分析前都要考察正态性、方差齐性。方差齐性检验的检验水准经常用0.1 ，甚至用0.20，是为了增大检验功效。假设为各总体 的方差齐。方差分析的基本思想是什么？答：方差分析的基本思想是，对于不同设计的方差分析，其思想都一样，即均将处理间平均 变异与误差平均变异比较。不同之处在于变异分解的项目因设计不同而异。详细来讲，依据试验设计的类型和争论目的，将全部观测值总的离均差平方和及其自由度分解为两个或多个部分， 除随机误差作用外，

14、每个部分的变异可由某个因素的作用加以说明，通过比较不同变异来源的均方，借助F 分布作出统计推断，从而推论各种争论因素对试验结果有无影响。方差分析步骤：.设计类型。.前提条件的判定：正态性、方差齐性。.统计学描述1 建立检验假设，确定检验水准。H0 ：三组大鼠的全肺湿重相等H1：三组大鼠的全肺湿重不全相等=0.052 运算检验统计量（以下可运算） 表 6-3争论 1 的方差分析表变异来源SSdfMSFP组间组内4.035总6.5633 确定 P 值，作出推断结论P =0.026 0.05，按=0.05 水准，拒绝H0，接受 H 1，差异有统计学意义。可以认为三组大鼠的全肺湿重不全相等4 该题拒绝

15、H0 ，因此需要进一步进行两两比较。LSD根依据专业学问，事先指定某些组均数间的比较 敏锐 可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结Bonfferoni经假设检验得出多个总体均数不全等后，可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 4 页，共 12 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -学习好资料欢迎下载进行的两两比较最为保守 可编辑资料 - - -

16、 欢迎下载精品名师归纳总结SNK经假设检验得出多个总体均数不全等后，进行的两两比较探干脆 可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结Dunnett-t多个组均数与指定组均数的比较（如多个处理组与对比组的比较）可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结留意 ：方差分析查单侧界值，方差齐性查双侧界值。2可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结分布1.连续型随机变量的概率函数。22n . 如2 随 机 变 量 x1、x2 ., xn相 互 独 立 且 服 从 标 准 正 态 分 布 ， 就 随 机 变 量可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结nxi所听从的分布是自由度为

17、的i 12 分布，其外形依靠于自由度的大小。可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结两组率的比较作四格表组别缓解未缓解合计 缓解率 %单纯化疗24.8107.21216.7复合化疗1411.21416.82850.0合计16244040.01、建立检验假设，确定检验水准H 0:1= 2 ，即两法总体缓解率相同。H 1: 1 2 ，即两法总体缓解率不同。 0.05。2、运算检验统计量本例有一个理论频数T11=4.8，小于 5 但大于 1，同时n= 40 ，因此 , 检验需使用连续性校正公式。3、确定 P 值，作出统计推断P =0.105 ，按 0.05 的检验水准，不拒绝H 0，差别无统

18、计学意义，尚不能认为两种治疗方案的总体缓解率不同。留意 ：当 n=40, 但是有一个理论频数 1=T5 时，检验需使用连续性校正公式。当 n40,有一个 T1 ，或 25%以上的格子理论频数 1=T5 ，用 Fisher，当连续性校正与 Fisher 相悖时， 用 Fisher.配对设计两组率的比较甲培育基合计+22-1840-21416合计243256乙培育基在配对的两组二分类资料比较中，由于只需考虑 b 和 c 的位置。b + c 40 时，用连续性校正公式。可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 5 页，共 12 页

19、- - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -学习好资料欢迎下载有序多分类资料比较比较两种药物疗效水平有无高低之分。用2 检验不能达到前述的分析目的，由于2 检验没有利用疗效结局的等级信息。个别情形下， 争论者仅关怀两个组中的患者在三个疗效的构成是否相同，可以选用2 检验。应使用秩和检验（混合编制）如结局变量为多分类有序变量，且期望比较各组患者在结局上的等级之间的差别是否具有统计学意义时，需要选用秩和检验。独立的多组二分类资料比较应采纳2 检验或 Fisher 精确概率法处理资料如

20、想进一步作两两比较，需依据比较的次数修正检验水准（Bonferroni ） 。2 检验条件资料类型公式应用条件备注可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结独立的两组二分类资料不校正校正n40 ，且全部T5 时n40，如有1T5 时假如 n40，或有 T 1 时，或 25%以上的格子理论频数1=T5用精确概率法可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结配对的两组二分类资料不校正b+c 40配对设计有专用的公式校正b+c40可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结处理方法：可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结RC列联

21、表资料不能有 1/5 以上的格子中的理论频数小于5，或者不能有一个格子的理论频数小于 1。1.增大 n2.合并3.删除4.精确概率可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结法Pearson 相关分析应用条件.X 和 Y 为随机变量，各观看值相互独立.X 和 Y 均来自正态分布的总体.绘制散点图，考察两变量之间是否有线性趋势及可疑的反常点相关分析步骤可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 6 页，共 12 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结资料word 精心总结归纳

22、 - - - - - - - - - - - -学习好资料欢迎下载1前提条件判定、绘制散点图此例的患病率一般不听从正态分布，经秩次转换后的散点图，故此题应采纳Spearman秩相关。将碘含量 x和甲状腺肿患病率y转换为秩次后运算秩次的Pearson 相关系数， rs= 0.939 。假设检验：H0: s =0，即总体相关系数等于0。H 1: s 0，即总体相关系数不等于0 。 0.05。运算检验统计量及P 值。4结论：可以认为某省不同的区甲状腺肿的患病率与水体中碘含量呈负相关关系。（ 5）关系是否亲密，可求r 的 95%置信区间留意 ：分层资料盲目合并易出假象！当且仅当分层情形下两变量的关系不

23、会由于合并而被歪曲时才可考虑合并。即应保证所分析各样本均来自同一总体。线性相关应用中留意的问题1、r 接近零并不意味着两变量间肯定无相关性，结论应为“依据目前的数据尚不能认为两变量呈线性相关”2、相关未必真有内在联系3、显现反常值时慎用相关4、分层资料盲目合并宜显现假象5、一个变量的数值人为设定时莫做相关关联性分析与比较两个或多个频数分布的假设检验的异同关联性分析两个或多个频数分布的比较争论目的同一总体两种属性的联合概率分布两个或多个总体的概率分布可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结争论设计一份随机样本同时按两种属性分类两份或多份独立样本，每份样本有一个频率分布可编辑资料 - -

24、- 欢迎下载精品名师归纳总结检验假设独立性检验，两种属性是否有关联两个或多个总体的概率分布是否相同资料形式R C 列联表检验方法 2 检验线性相关与线性回来的区分和联系线性相关线性回来含义量化两个或多个变量之间的关联关系。考察关联的方向和程度。因变量 Y 与自变量X 的线性依存关系称为直线回来。两变量都是随机变量，并听从双变量正态分布，因变量是随机变量，线前提线性，独立性，独立，正态性，等方差（ LINE）可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 7 页，共 12 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - -

25、- 欢迎下载精品名师归纳总结资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -学习好资料欢迎下载定量争论数量上的关联关系1.描述两变量的线性依存关系用途2.猜测3.掌握1. 相关系数（ r ）和回来系数（b）正负一样。2. r 和 b 的假设检验等价。联系3. 当双变量正态分布时，可以用回来说明相关。可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结24. 由于打算系数R =SS回来/ SS总，其大小打算了相关的亲密程度。可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结线性相关系数r 与线性回来系数b 的关系相关系数（ r ）回来系数（ b）自变量每增加一个单位所可编辑资

26、料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结具有直线关系的两变量间相互关系的方向与密含义切程度对应的反应变量的平均变化量可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结单位没有单位有单位范畴-1 r 1- b +符号对同一双变量资料，回来系数与相关系数的正负号一样多重线性回来方程Yhate 为自变量X1、X2、X3的取值相对应的因变量Y 总体均数的估量值。b0 为常数项，统计学意义为当全部自变量为0 时因变量Y 的平均值。bi称偏回来系数。当方程中其他自变量保持常量时，Xi 每增加 或削减 一个单位， Y 平均变化bi 个单位。复相关系数（R）表示随机变量Y 与一组随机变量（X1，X2 ，.,XP

27、）之间的线性相关的程度。打算系数（ R2）R2=SS 回来 /SS总，回来所说明的变异占总变异的百分比可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 8 页，共 12 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -学习好资料欢迎下载校正打算系数反映模型拟成效 通过校正确定系数判定回来模型的拟合成效。通过 标准化偏回来系数（去掉单位的影响）来比较哪一个自变量对因变量的影响大。留意： 如某自变量对因变量有影响，这种影响的

28、大小及方向通过偏回来系数来反映，要比较各个自变量对因变量的影响，就用标准化偏回来系数。多重线性回来模型中偏回来系数的含义是什么？答：偏回来系数的含义是：在掌握其他自变量的水平不变的情形下，该自变量每转变一个单位，反应变量平均转变的单位数。多重线性回来的前提条件（LINE ）：.1.线性 Line：因变量和自变量组合之间的关系有线性趋势。（残差图）.2.独立 Independence：样本中的个体之间相互独立。（专业学问、 D-W 统计量）.3.正态 Normal ：给定各个X 值后，相应的Y 值听从正态分布。（残差直方图）.4.等方差 Equal variance：各 X 值变动时，相应的Y

29、有相同的变异度。 （残差图）自变量挑选方法Enter : 强行进入法，候选变量全部纳入模型，不作任何挑选。一般生物学上认为有意义的，需纳入校正其他的因素时可使用Enter 法。Stepwise：逐步法，确定两个界值 引入和 剔除，用于变量入选或剔除，当在候选 变量中偏回来平方和最大者P 值小于 引入时， 引入相应变量， 当已进入回来方程的变量中偏回来平方和最小者，P 值大于 剔除时，剔除相应变量。如此反复，直至未入选的变量中无符合条件的选入项，入选的变量中无可剔除的项，此时即到回来方程。当自变量较多，而样本量相对不足时，一般使用forward法或 stepwise 法，而不使用backward

30、 法。最优子集法 是从（ 2p-1）个自变量子集回来方程中，挑选出一个或几个最优的回来子集，p 为自变量个数从检验多重共线性的两个指标，方差膨胀因子（VIF ）、容忍度（ Tolerance）的大小可见存在多重共线性。其中，方差膨胀因子过大（一般不应大于4）或容忍度过小（一般不应小于 0.25）就存在共线性。一般而言，对于试验争论样本量应为自变量数目的5-10 倍，对于人群的争论样本量应为自变量数目的20 倍。哑变量季节为无序多分类变量，各季节之间相互独立，赋值为1、2、3、 4 只是为便利而取的代码，本身含义上并无大小之分，回来拟合时需要采纳哑变量 纳入回来模型。. V1. V2. V3.

31、春. 0. 0. 0. 夏. 1. 0. 0. 秋. 0. 1. 0. 冬. 0. 0. 1由于哑变量V1 、V2 、V3 是同一变量季节的不同取值，因此在分析时应当同时进入或移出方程，即使只有部分哑变量具有统计学意义。试验设计年龄、性别、家庭经济状况等非试验因素需要掌握，应明确纳入、排除标准，可采纳分可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 9 页，共 12 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -学习

32、好资料欢迎下载层设计来掌握，使非试验因素在各组之间分布均衡同质性：人群的性别、年龄、民族、职业、文化程度和经济状况、病情和病程等。动物的种类、品系、年龄、性别、体重、窝别和养分状况等随机： 针对大量、不行掌握的非处理因素均衡： 针对已知、可掌握的非处理因素常见对比形式(1) 空白对比：对比组无任何处理（非盲）、(2) 标准对比：常规、参考值（平行对比）(3) 自身对比：前后对比、左右对比(4) 相互对比：不同处理组之间(5) 试验对比：对比组常规处理，试验组附加因素(6) 历史对比：历史上同类（同一）争论作为对比对比的意义1 区分处理因素与非处理因素的效应，是比较的必要基础。2. 排除和削减试

33、验误差。临床试验的分期.I 期：正常人。有效性、耐受性、剂量探究（探究）。.期：病人。临床有效性安全性剂量初步评判（探索+评判）.期：大样本、多中心。进一步临床观看评判（验证）。.期：超大样本、多中心。药品上市后的监测，侧重不良反应（不良反应）双模拟 一般指试验药和对比药都做成对方的样子，这样患者就分不清是那种药了，举例： A 药是胶囊， B 药是片剂，假如不做模拟剂的话一看就清晰是哪种药，可是假如这样服用： A 胶囊 +B 模拟片剂， B 片剂 +A 模拟胶囊，患者就分不清了，有利于试验的进行。2 单模拟一般用于药物量效关系的试验中，比如想看看同一种药的不同剂量的试验结果，如 1 片剂量组和

34、3 片剂量组的成效， 仍不能让人看出哪是1 片，哪是 3 片， 就可以实行以下方法， 1 片+2 片模拟剂和3 片作比较，就把这个问题解决了。.医学争论分类：调查争论和试验争论.试验设计方案：单因素设计、随机区组设计.调查设计类型：横断面、队列.概率抽样： 单纯随机、系统抽样.非概率抽样：偶遇抽样、立意抽样、雪球抽样、配额抽样单纯随机抽样系统抽样整群抽样分层抽样可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结优点简洁直观，是其他抽样方法的基础。均数（及比率）及其标准误运算简便易懂得，简便易行。可得到按比例安排的样本，样本在总体中的分布较匀称便于组织。节约经费，简洁掌握调查质量削减抽样误差。 可

35、对不同层采纳不 同 的 抽 样 方法。可对不同层进行独立分析可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结缺点当 总 体 变 异 大 观看单位按次序样 本 例 数 一 定 如分层变量挑选可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结时，代表性不如分层抽样。样本分散。难以组织调查有周期趋势或递增（减）时易产生偏差时，抽样误差大于单纯随机抽样不当，层内变异较大，层间变异小，分层抽样就失去意义可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 10 页，共 12 页 - - - - - -

36、- - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -学习好资料欢迎下载可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结适用范畴主要用于总体不太大的情形病例对比争论主要用于按抽样次序个体随机分布的情形主要用于群间差异较小的情形主要用于层间差异较大的情形可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结由于病例对比争论的样本不能代表总人群，病例对比争论无法运算发病率和患病率在病例对比争论中，我们通常用OR 值（比值比）来表示疾病与暴露之间关联的强度 OR=ad / bc队列争论在队列争论中，可以用相对危急度RR 来表

37、示暴露组的发病风险是对比组的多少倍。 RR=q1 / q2留意 ： 1）队列争论可以直接获得暴露组与非暴露组的发病率，可以运算RR 等指标，因此检验病因假说的才能较强。（ 2）不适于发病率很低的疾病的病因争论，并且队列争论费时费劲。（ 3）除暴露因素之外，其他因素在两组间应均衡可比。（ 4）留意对失访数据的分析。由于长期的争论与随访，队列争论的失访难以防止，应对失访数据进行报告，并分析失访数据是否存在偏性（如年龄，职业等）。对失访数据的分析可以采纳生存分析的方法。三种调查设计类型的区分横断面争论病例对比争论队列争论方式现况调查回忆性调查前瞻性或追踪调查可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归

38、纳总结人群已 存 在 某 种 “阳性”或“阴性 ”结果的人病例组与对比组无病的人群可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结研究探干脆由“果 ”推“因”由“因”及 “果”方向可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结研究多个因素能同时观看几个因因素素单个因素可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结优点探究多个因素, 周期短 ,成本低花费小、操作便利验证因果关系才能强可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结缺点只 有 一 个 时 点 的资料，不能推断因果关 系不能获得因果关系、易偏倚、耗资大、需较长时间、易失访、 一次一般争论一个因素可编辑资料 - - - 欢迎下载精

39、品名师归纳总结指标时点患病率不能运算患病率和发病率发病率可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结随机区组设计:优点： 每个区组内同质、均衡、误差小，掌握非处理因素，统计检验的效率高，统计分析也较简洁。缺点： 不能分析交互作用，另外假如一个区组内的观看对象发生意外时，就只好舍弃整个区组或不得已而采纳缺项估量的方法进行统计分析。残差图 ：随机分布、无特别值、无明显趋势变化，可认为满意方差分析的条件。析因设计当试验中设计k 个试验因素时，如将这k 个因素的水平全面组合（组合数为m）。如这可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 11 页，共 12 页 - - - -