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1、.第一章第一章绪论习题绪论习题一一、选择题选择题1统计工作和统计研究的全过程可分为以下步骤:（D）A.调查、录入数据、分析资料、撰写论文B.实验、录入数据、分析资料、撰写论文C.调查或实验、整理资料、分析资料D.设计、收集资料、整理资料、分析资料E.收集资料、整理资料、分析资料2.在统计学中，习惯上把（B）的事件称为小概率事件。A.P 0.1038A.计数资料B.等级资料C.计量资料D.名义资料E.角度资料3.某偏僻农村 144 名妇女生育情况如下：0 胎 5 人、1 胎 25 人、2 胎 70 人、3 胎 30 人、4 胎 14 人。该资料的类型是（A）。4.分别用两种不同成分的培养基（A

2、与 B）培养鼠疫杆菌，重复实验单元数均为5 个，记录 48 小时各实验单元上生长的活菌数如下，A：48、84、90、123、171；B：90、116、124、225、84。该资料的类型是（C）。5.空腹血糖测量值，属于（C）资料。6.用某种新疗法治疗某病患者41 人，治疗结果如下：治愈 8 人、显效 23 人、好转 6 人、恶化 3 人、死亡 1 人。该资料的类型是（B）。7.某血库提供 6094例 ABO 血型分布资料如下：O 型 1823、A 型 1598、B 型 2032、AB 型 641。该资料的类型是（D）。8.100 名 18 岁男生的身高数据属于（C）。二二、问答题问答题1举例说

3、明总体与样本的概念.答：统计学家用总体这个术语表示大同小异的对象全体，通常称为目标总体，而资料常来源于目标总体的一个较小总体，称为研究总体。实际中由于研究总体的个体众多，甚至无限多，因此科学的办法是从中抽取一部分具有代表性的个体，称为样本。例如，关于吸烟与肺癌的研究以英国成年男子为总体目标，1951 年英国全部注册医生作为研究总体，按照实验设计随机抽取的一定量的个体则组成了研究的样本。2举例说明同质与变异的概念答:同质与变异是两个相对的概念。对于总体来说，同质是指该总体的共同特征，即该总体区别于其他总体的特征；变异是指该总体内部的差异，即个体的特异性。例如，某地同性别同年龄的小学生具有同质性，

4、其身高、体重等存在变异。3简要阐述统计设计与统计分析的关系答：统计设计与统计分析是科学研究中两个不可分割的重要方面。一般的，统计设计在前，然而一定的统计设计.学习帮手.B.P 0.05或P 0.01C.P 0.005D.P 0.05E.P 0.01.必然考虑其统计分析方法，因而统计分析又寓于统计设计之中；统计分析是在统计设计的基础上，根据设计的不同特点，选择相应的统计分析方法对资料进行分析第二章第二章第二章统计描述习题第二章统计描述习题一一、选择题选择题1描述一组偏态分布资料的变异度，以（D）指标较好。A.全距B.标准差C.变异系数D.四分位数间距E.方差2各观察值均加（或减）同一数后（B）。

5、A.均数不变，标准差改变B.均数改变，标准差不变C.两者均不变D.两者均改变E.以上都不对3偏态分布宜用（C）描述其分布的集中趋势。A.算术均数B.标准差C.中位数D.四分位数间距E.方差4.为了直观地比较化疗后相同时点上一组乳腺癌患者血清肌酐和血液尿素氮两项指标观测值的变异程度的大小，可选用的最佳指标是（E）。A.标准差B.标准误C.全距D.四分位数间距E.变异系数5.测量了某地 152 人接种某疫苗后的抗体滴度，宜用（C）反映其平均滴度。A.算术均数B.中位数C.几何均数D.众数E.调和均数6.测量了某地 237 人晨尿中氟含量（mg/L）,结果如下：尿氟值：0.2 0.6 1.0 1.4

6、 1.8 2.2 2.6 3.0 3.4 3.8频数：7567302016196211宜用（B）描述该资料。A.算术均数与标准差B.中位数与四分位数间距C.几何均数与标准差D.算术均数与四分位数间距E.中位数与标准差7用均数和标准差可以全面描述（C）资料的特征。A.正偏态资料B.负偏态分布C.正态分布D.对称分布E.对数正态分布8比较身高和体重两组数据变异度大小宜采用（A）。A.变异系数B.方差C.极差D.标准差E.四分位数间距9血清学滴度资料最常用来表示其平均水平的指标是（C）。A.算术平均数B.中位数C.几何均数D.变异系数E.标准差10最小组段无下限或最大组段无上限的频数分布资料，可用（

7、C）描述其集中趋势。A.均数B.标准差C.中位数D.四分位数间距E.几何均数.学习帮手.11现有某种沙门菌食物中毒患者164 例的潜伏期资料，宜用（B）描述该资料。A.算术均数与标准差B.中位数与四分位数间距C.几何均数与标准差D.算术均数与四分位数间距E.中位数与标准差12测量了某地 68 人接种某疫苗后的抗体滴度，宜用（C）反映其平均滴度。A.算术均数B.中位数C.几何均数D.众数E.调和均数二二、分析题分析题1请按照国际上对统计表的统一要求，修改下面有缺陷的统计表（不必加表头）年龄性别例数答案：年龄组性别21301014314081441508237516021349617022.21-

8、30男女101431-40男女81441-50男女823751-60男女2134961-70男22男女2某医生在一个有 5 万人口的社区进行肺癌调查，通过随机抽样共调查 2000 人，全部调查工作在 10 天内完成，调查内容包括流行病学资料和临床实验室检查资料。调查结果列于表 1。该医生对表中的资料进行了统计分析，认为男性肺癌的发病率高于女性，而死亡情况则完全相反。表 1 某社区不同性别人群肺癌情况性别检查人数有病人数死亡人数死亡率（%）男女合计1050950200063932550.066.755.6发病率（%）0.570.320.45.学习帮手.1）该医生所选择的统计指标正确吗？答：否2）

9、该医生对指标的计算方法恰当吗？答：否3）应该如何做适当的统计分析？表 1 某社区不同性别人群肺癌情况性别检查人数患病人数死亡人数死亡比（）男女合计31998 年国家第二次卫生服务调查资料显示，城市妇女分娩地点分布（%）为医院 63.84，妇幼保健机构20.76，卫生院 7.63，其他 7.77；农村妇女相应的医院 20.38，妇幼保健机构 4.66，卫生院 16.38，其他 58.58。试说明用何种统计图表达上述资料最好。答：例如，用柱状图表示：706050403020.3820100医院妇幼保健机构卫生院其他4.6620.7616.387.637.77城市农村63.8458.58现患率（）5

10、.7143.1584.5105095020006393252.8572.1052.5.学习帮手.第三章第三章抽样分布与参数估计习题抽样分布与参数估计习题一一、选择题选择题1（E）分布的资料，均数等于中位数。A.对数B.正偏态C.负偏态D.偏态E.正态2.对数正态分布的原变量X是一种（D）分布。A.正态B.近似正态C.负偏态D.正偏态E.对称3.估计正常成年女性红细胞计数的95%医学参考值范围时，应用（A.）。A.(xC.E.1.96s,x 1.96s)B.(x 1.96sx,x 1.96sx)D.(x 1.645s)(xlg x1.645slg x)(xlg x1.645slg x)4.估计正

11、常成年男性尿汞含量的95%医学参考值范围时，应用（E）。A.(xC.E.1.96s,x 1.96s)B.(x 1.96sx,x 1.96sx)D.(x 1.645s)(xlg x1.645slg x)(xlg x1.645slg x)5若某人群某疾病发生的阳性数X服从二项分布，则从该人群随机抽出n个人，阳性数X不少于k人的概率为（A）。A.P(k)P(k 1)P(n)B.P(k 1)P(k 2)P(n)C.P(0)P(1)P(k)D.P(0)P(1)P(k 1)E.P(1)P(2)P(k)6Piosson分布的标准差和均数的关系是（C）。A.B.C.=2D.=E.与无固定关系7用计数器测得某放

12、射性物质 5 分钟内发出的脉冲数为 330 个，据此可估计该放射性物质平均每分钟脉冲计数的 95%可信区间为（E）。A.330 1.96 330B.330 2.58 330C.331.96 33D.33 2.58 33E.(330 1.96 330)/58Piosson分布的方差和均数分别记为和，当满足条件（E）时，Piosson分布近似正态分布。2A.接近 0 或 1B.较小C.较小2D.接近 0.5E.2209二项分布的图形取决于（C）的大小。A.B.nC.n与D.E.学习帮手.10（C）小，表示用该样本均数估计总体均数的可靠性大。A.CVB.SC.XD.RE.四分位数间距11在参数未知的

13、正态总体中随机抽样，X（E）的概率为 5。A.1.96B.1.96C.2.58D.t0.05/2,SE.t0.05/2,SX12某地 1992 年随机抽取 100 名健康女性，算得其血清总蛋白含量的均数为74g/L，标准差为 4g/L，则其总体均数的 95%可信区间为（B）。A.74 2.58410B.741.96410C.74 2.584D.74 44E.741.96413一药厂为了解其生产的某药物（同一批次）的有效成分含量是否符合国家规定的标准，随机抽取了该药 10片，得其样本均数与标准差；估计该批药剂有效成分平均含量的95可信区间时，应用（A）。A.(X t0.05/2,sX,X t0.

14、05/2,sX)B.(X 1.96X,X 1.96X)C.(X t0.05/2,s,X t0.05/2,s)D.(X 1.96X,X 1.96X)E.(p 1.96sp,p 1.96sp)14在某地按人口的1/20随机抽取1000人，对其检测汉坦病毒IgG抗体滴度，得肾综合征出血热阴性感染率为5.25，估计该地人群肾综合征出血热阴性感染率的95可信区间时，应用（E）。A.(X t0.05/2,sX,X t0.05/2,sX)B.(X 1.96X,X 1.96X)C.(X t0.05/2,s,X t0.05/2,s)D.(X 1.96X,X 1.96X)E.(p 1.96sp,p 1.96sp)

15、15在某地采用单纯随机抽样方法抽取10万人，进行一年伤害死亡回顾调查，得伤害死亡数为60人；估计该地每 10 万人平均伤害死亡数的95可信区间时，应用（D）。A.(X t0.05/2,sX,X t0.05/2,sX)B.(X 1.96X,X 1.96X)C.(X t0.05/2,s,X t0.05/2,s)D.(X 1.96X,X 1.96X)E.(p 1.96sp,p 1.96sp)16关于以 0 为中心的t分布，错误的是（A）。A.相同时，t越大，P越大B.t分布是单峰分布C.当 时，t uD.t分布以 0 为中心，左右对称.学习帮手.E.t分布是一簇曲线二二、简单题简单题1、标准差与标准

16、误的区别与联系(X X)2答：标准差标准差：S=，表示观察值的变异程度。可用于计算变异系数，确定医学参考值范围，计算标准n 1S误。标准差是个体差异或自然变异，不能通过统计方法来控制。标准误：SX，是估计均数抽样误差的大n小。可以用来估计总体均数的可信区间，进行假设检验。可以通过增大样本量来减少标准误2、二项分布的应用条件答：（1）各观察单位只能具有两种相互独立的一种结果（2）已知发生某结果的概率为，其对立结果的概率为（1-）（3）n 次试验是在相同条件下独立进行的，每个观察单位的观察结果不会影响到其他观察单位的结果。3、正态分布、二项分布、poisson 分布的区别和联系答：区别：二项分布、

17、poisson 分布是离散型随机变量的常见分布，用概率函数描述其分布情况，而正态分布是连续型随机变量的最常见分布，用密度函数和分布函数描述其分布情况。联系：（1）二项分布与poisson 分布的联系，当 n 很大，很小时，n为一常数时，二项分布（2）二项分布与正态分布的联系，当n 较大，不接近0也不接近1，特别是当n和n(1)都大于5时，二项分布近似正态分布（3）poisson 分布与正态分布的联系，当三、计算分析题1、如何用样本均数估计总体均数的可信区间答：用样本均数估计总体均数有3 种计算方法：（1）未知且n小，按 t 分布的原理计算可信区间，可信区间为（B(n,)近似服从 poisson

18、 分布P(n)20时，poisson 分布近似正态分布。X t2,SX,X t2,SX）（2）未知且n足够大时，t 分布逼近u分布，按正态分布原理，可信区间为(X u2,SX,X u,SX)22,（3）已知，按正态分布原理，可信区间为(X uX,X u,X)22、某市 2002 年测得 120 名 11 岁男孩的身高均数为 146.8cm，标准差为 7.6cm，同时测得 120 名 11 岁女孩的.学习帮手.身高均数为 148.1cm，标准差为 7.1cm，试估计该地 11 岁男、女童身高的总体均数，并进行评价。答：本题男、女童样本量均为 120 名（大样本），可用正态近似公式均数的 95%置

19、信区间。男童的 95%CI 为146.8 1.96*X u2,SX估计男、女童身高的总体7.67.1120120=（145.44，148.16）女童的 95%CI 为148.11.96*=（146.83，149.37）3、按人口的 1/20 在某镇随机抽取 312 人，做血清登革热血凝抑制抗体反应检验，得阳性率为 8.81%，求该镇人群中登革热血凝抑制抗体反应阳性率的95%可信区间。答:本例中，Sp0.0881(10.0881)=0.0160=1.60%312np=312*0.0881=28 5,n(1-p)=284 5，因此可用正态近似法pu,Sp进行估计。2登革热血凝抑制抗体反应阳性率的9

20、5%可信区间为（0.08811.96*0.016）=（0.0568，0.119）第四章第四章数值变量资料的假设检验习题数值变量资料的假设检验习题一一、选择题选择题1在样本均数与总体均数比较的t检验中，无效假设是（B）。A.样本均数与总体均数不等B.样本均数与总体均数相等C.两总体均数不等D.两总体均数相等E.样本均数等于总体均数2在进行成组设计的两小样本均数比较的t检验之前时，要注意两个前提条件。一要考察各样本是否来自正态分布总体，二要：(B)A.核对数据B.作方差齐性检验C.求均数、标准差D.求两样本的合并方差E.作变量变换3两样本均数比较时，分别取以下检验水准，以（E）所取第二类错误最小。

21、A.0.01B.0.05C.0.10D.0.20E.0.304正态性检验，按 0.10检验水准，认为总体服从正态分布。若该推断有错，其错误的概率为（D）。.学习帮手.A.大于 0.10B.小于 0.10C.等于 0.10D.等于，而未知E.等于1，而未知5关于假设检验，下面哪一项说法是正确的（C）。A.单侧检验优于双侧检验B.若P，则接受H0犯错误的可能性很小C.采用配对t检验还是两样本t检验是由实验设计方案决定的D.检验水准只能取 0.05E.用两样本u检验时，要求两总体方差齐性6假设一组正常人的胆固醇值和血磷值均近似服从正态分布。为从不同角度来分析该两项指标间的关系，可选用：(E)A.配对

22、t检验和标准差B.变异系数和相关回归分析C.成组t检验和F检验D.变异系数和u检验E.配对t检验和相关回归分析7在两样本均数比较的t检验中，得到t t0.05/2,，P 0.05，按 0.05检验水准不拒绝无效假设。此时可能犯：(B)A.第类错误B.第类错误C.一般错误D.错误较严重 E.严重错误二二、简答题简答题1.假设检验中检验水准以及P值的意义是什么？答：为判断拒绝或不拒绝无效假设H0的水准，也是允许犯型错误的概率。P值是指从H0规定的总体中随机抽样时，获得等于及大于（负值时为等于及小于）现有样本统计量的概率。2.t检验的应用条件是什么？答t检验的应用条件：当样本含量较小（n 50或n

23、30时），要求样本来自正态分布总体；用于成组设计的两样本均数比较时，要求两样本来自总体方差相等的总体3.比较型错误和型错误的区别和联系。答 型错误拒绝了实际上成立的H0，型错误不拒绝实际上不成立的H0。通常，当样本含量不变时，越小，越大；反之，越大，越小4.如何恰当地应用单侧与双侧检验？答 在一般情况下均采用双侧检验，只有在具有充足理由可以认为如果无效假设H0不成立，实际情况只能有一种方向的可能时才考虑采用单侧检验。.学习帮手.三三、计算题计算题1.调查显示，我国农村地区三岁男童头围均数为 48.2cm，某医生记录了某乡村 20 名三岁男童头围，资料如下：48.2947.0349.1048.1

24、250.0449.8548.9747.9648.1948.2549.0648.5647.8548.3748.2148.7248.8849.1147.8648.61。试问该地区三岁男童头围是否大于一般三岁男童。解 检验假设H0:0,H1:0 0.05这里n 20,X 48.55,S 0.70t X 048.5548.2 2.241,v n1 20119S/n0.70/20查t临界值表，单侧t0.05,191.729,得P 0.05,在 0.05的水准上拒绝H0,可以认为该地区三岁男童头围大于一般三岁男童2.分别从 10 例乳癌患者化疗前和化疗后 1 天的尿样中测得尿白蛋白(ALb,mg/L)的数

25、据如下,试分析化疗是否对ALb 的含量有影响病人编号化疗前3.3ALb 含量化疗后33.0ALb 含量解 检验假设30.88.811.442.65.81.619.022.430.211.79.46.82.03.15.33.721.817.612345678910H0:d 0,H1:d 0 0.052这里，n 10,d 120.9,d 3330.97,d 12.09.学习帮手.Sdd2(d)2/nn13330.97(120.9)2/10 4.56101t d 012.09 2.653,v 1019Sd/n4.56/10查表得双侧t0.05,9 2.262,t 2.262,P 0.05,按 0.0

26、5检验水准拒绝H0,可以认为化疗对乳腺癌患者 ALb 的含量有影响。3.某医生进行一项新药临床试验，已知试验组 15 人，心率均数为 76.90，标准差为 8.40；对照组 16 人，心率均数为 73.10，标准差为 6.84.试问在给予新药治疗之前，试验组和对照组病人心率的总体均数是否相同？解方差齐性检验22H0:122,H1:122 0.05S128.402F 21.51,v115114,v2161152S26.84F0.05(14,15)2.70,知P 0.05,在 0.05水平上不能拒绝H0,可认为该资料方差齐。查F界值表，两样本均数比较的假设检验H0:12,H1:12 0.052c2

27、(n11)S12(n21)S2(151)8.402(161)6.842S 58.26n1n2215162t X1 X2Sc2(1/n11/n2)76.9073.101.385258.26(1/15 1/16)v n1n22 15162 29t0.05,29 2.045,知P 0.05,在 0.05水准上尚不能拒绝H0.所以可以认为试验组和对照组查t临界值表，病人心率的总体均数相同4.测得某市 18 岁男性 20 人的腰围均值为 76.5cm，标准差为 10.6cm；女性 25 人的均值为 69.2cm，标准差为6.5cm。根据这份数据可否认为该市18 岁居民腰围有性别差异？.解方差齐性检验:.

28、学习帮手.22H0:122,H1:122 0.05S1210.62F 2 2.66,v1 20119,v2 251 24S26.52F0.05(19,24)1.94,知P 0.05,在 0.05水平上拒绝H0,可认为该资料方差不齐。查F界值表，两样本均数比较的假设检验H0:12,H1:12 0.05t X1 X2SSn1n2212276.569.210.66.5202522 2.700410.626.52222(Sx1Sx2)2025v 4302222Sx1Sx4210.6 6.5 n11n212025201251t0.05,30 2.042,知P 0.05,在 0.05水准上拒绝H0.所以根

29、据这份数据可以认为该市18 岁查t临界值表，居民腰围有性别差异5 欲比较甲、乙两地儿童血浆视黄醇平均水平，调查甲地 312 岁儿童 150 名，血浆视黄醇均数为 1.21mol/L，标准差为 0.28mol/L；乙地 312 岁儿童 160 名，血浆视黄醇均数为 0.98mol/L，标准差为 0.34mol/L.试问甲乙两地 312 岁儿童血浆视黄醇平均水平有无差别？解解检验假设2H0:12,H1:12 0.05这里，n1150,X11.21,S1 0.28n2160,X2 0.98,S2 0.34X1 X2u 1.210.980.28/150 0.34/16022S/n1S/n221220.

30、82在这里u 0.82 1.96,P 0.05,按 0.05检验水准尚不能拒绝H0,可以认为甲乙两地 312 岁儿童血浆视黄醇平均水平没有差别第五章第五章方差分析习题方差分析习题一一、选择题选择题.学习帮手.1完全随机设计资料的方差分析中，必然有（C）。A.SS组间 SS组内B.MS组间 MS组内C.SS总SS组间SS组内D.MS总 MS组间MS组内E.组间组内2当组数等于 2 时，对于同一资料，方差分析结果与t检验结果（D）。A.完全等价且F tB.方差分析结果更准确C.t检验结果更准确D.完全等价且t A.各处理组间的总体均数不全相等B.各处理组间的总体均数都不相等C.各处理组间的样本均数

31、都不相等D.处理组的各样本均数间的差别均有显著性E.各处理组间的总体方差不全相等4随机区组设计方差分析的实例中有（E）。FE.理论上不一致3在随机区组设计的方差分析中，若F处理 F0.05(1,2)，则统计推论是（A）。A.SS处理不会小于SS区组B.MS处理不会小于MS区组C.F处理值不会小于 1D.F区组值不会小于 1E.F值不会是负数5完全随机设计方差分析中的组间均方是（C）的统计量。A.表示抽样误差大小B.表示某处理因素的效应作用大小C.表示某处理因素的效应和随机误差两者综合影响的结果。D.表示n个数据的离散程度E.表示随机因素的效应大小6完全随机设计资料，若满足正态性和方差齐性。要对

32、两小样本均数的差别做比较，可选择（A）。A.完全随机设计的方差分析B.u检验C.配对t检验D.检验E.秩和检验27配对设计资料，若满足正态性和方差齐性。要对两样本均数的差别做比较，可选择（A）。A.随机区组设计的方差分析B.u检验C.成组t检验D.检验E.秩和检验28对k个组进行多个样本的方差齐性检验（Bartlett 法），得0.05,，P 0.05按 0.05检验，可认为22（B）。222222A.1,2,k全不相等B.1,2,k不全相等C.S1,S2,Sk不全相等D.X1,X2,Xk不全相等E.1,2,k不全相等9变量变换中的对数变换（x lg X或x lg(X 1)），适用于（C）：A

33、.使服从 Poisson分布的计数资料正态化B.使方差不齐的资料达到方差齐的要求.学习帮手.C.使服从对数正态分布的资料正态化D.使轻度偏态的资料正态化E.使率较小（70%）的二分类资料达到正态的要求二二、简答题简答题1、方差分析的基本思想及应用条件答：方差分析的基本思想就是根据试验设计的类型，将全部测量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，每个部分的变异可由某个因素的作用（或某几个因素的交互作用）加以解释，如组间变异SS组间可有处理因素的作用加以解释。通过比较不同变异来源的均方，借助F分布做出统计推断，从而推论各种研究因素对试验结果有无影响。方差分析的应用条件：

34、（1）各样本是相互独立的随机样本，均服从正态分布；（2）相互比较的各样本的总体方差相等，即具有方差齐性。2、在完全随机设计资料的方差分析与随机区组设计资料的方差分析在试验设计和变异分解上有什么不同？答：完全随机设计：采用完全随机化的分组方法，将全部实验对象分配到 g 个处理组（水平组），各组分别接受不同的处理。在分析时，SS总 SS组间 SS组内随机区组设计：随机分配的次数要重复多次，每次随机分配都对同一个区组内的受试对象进行，且各个处理组受试对象数量相同，区组内均衡。在分析时，SS总 SS处理 SS区组 SS组内3、为何多个均数的比较不能直接做两两比较的t 检验？答：多个均数的比较，如果直接

35、做两两比较的 t 检验，每次比较允许犯第类错误的概率都是，这样做多次 t检验，就增加了犯第类错误的概率。因此多个均数的比较应该先做方差分析，若多个总体均数不全相等，再进一步进行多个样本均数间的多重比较4、SNK-q 检验和 Dunnett-t检验都可用于均数的多重比较，它们有何不同？.学习帮手.答：SNK-q 检验常用于探索性的研究，适用于每两个均数的比较Duunett-t检验多用于证实性的研究，适用于 k-1个实验组与对照组均数的比较。三三、计算题计算题1、某课题研究四种衣料内棉花吸附十硼氢量。每种衣料各做五次测量，所得数据如表 5-1。试检验各种衣料棉花吸附十硼氢量有没有差异。表 5-1

36、各种衣料间棉花吸附十硼氢量衣料 12.332.002.932.732.33采用完全随机设计的方差分析，计算步骤如下：Ho:各个总体均数相等H1:各个总体均数不相等或不全相等=0.05表 5-1 各种衣料间棉花吸附十硼氢量衣料 12.33衣料 22.482.342.68衣料 33.063.063.00衣料 44.005.134.61合计衣料 22.482.342.682.342.22衣料 33.063.063.002.663.06衣料 44.005.134.612.803.60Xij2.002.93.学习帮手.2.732.332.342.2252.663.0652.803.60520（N）2.9

37、680niXi52.46402.41202.96804.0280（X）Si0.36710.17580.17410.90070.80990（S）2SS总=S总*总=0.80990 *（20-1）=12.4629，总=20-1=192SS组间ni(Xi X)i2=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，组间=4-1=3SS组间 SS总SS组间=12.4629-8.4338=4.0292，组内=20-4=16MS组间MS组内SS组间SS组内组间8.43384.02923=2.8113

38、组内16=0.25182.8113F=11.160.2518方差分析表变异来源总组间组内.学习帮手.SS12.46298.43384.029219316MS2.81130.2518F11.16P0.01.按1=3，2=16 查 F 界值表，得F0.01(2,16)7.51，F11.16 7.51，故P 0.052=59 查 F 界值表，得F0.05(2,59)3.93，F1.203.93，故P 0.05。按=0.05 水准尚不能拒绝 Ho,故可以认为各组总体均数相等3、将同性别、体重相近的同一配伍组的5 只大鼠，分别用 5 种方法染尘，共有 6 个配伍组 30 只大鼠，测得的各鼠全肺湿重，见下

39、表。问 5 种处理间的全肺湿重有无差别？表 5-2.大鼠经 5 种方法染尘后全肺湿重区组第 1 区第 2 区第 3 区第 4 区第 5 区第 6 区1.41.51.51.81.51.5对照3.33.64.34.14.23.3A 组1.91.92.12.41.81.7B 组1.82.32.32.51.82.4C 组2.02.32.42.62.62.1D 组解：处理组间：Ho:各个处理组的总体均数相等H1:各个处理组的总体均数不相等或不全相等=0.05区组间：Ho:各个区组的总体均数相等H1:各个区组的总体均数不相等或不全相等.学习帮手.=0.05表 5-2.大鼠经 5 种方法染尘后全肺湿重区组对

40、照A 组3.33.64.34.14.23.361.53330.136663.80000.4561B 组1.91.92.12.41.81.761.96670.2503C 组1.82.32.32.51.82.462.18330.3061D 组2.02.32.42.62.62.162.33330.2503555555302.36330.82816njXj2.08002.32002.52002.68002.38002.2000（N）(X)(S)第1区1.4第2区1.5第3区1.5第4区1.8第5区1.5第6区1.5niXiSiSS总X 2(X)2N=19.8897，总=30-1=292SS处理组ni(

41、Xi X)=17.6613,处理组=5-1=4iSS区组nj(Xj X)=1.1697,区组=6-1=52jSS误差=19.8897-17.6613-1.1697=1.0587，误差=（5-1）（6-1）=20方差分析结果变异来源总处理组区组误差按1=4，SS19.889717.66131.16971.0587294520MS4.41530.23390.0529F83.414.42P0.010.012=20 查 F 界值表，得F0.01(4,20)5.17，F83.415.17，.学习帮手.故P 0.01。按=0.05 水准，拒绝H0,接受H1，可以认为 5 种处理间的全肺湿重不全相等。按1=

42、5，2=20 查 F 界值表，得F0.05(5,20)3.29，F 4.423.29，故P0.050.050.050.011与30.55601 与 41.61602 与 30.50402与41.5640.学习帮手.3 与 41.060024.72330.05,按 0.05的检验水准，不拒绝H0,尚不能认为该地新生儿染色体异常率低于一般2现用某种新药治疗患者 400 例，治愈 369 例，同时用传统药物治疗同类患者 500 例，477 例治愈。试问两种药物的治愈率是否相同？答：（1）建立检验假设，确定检验水准H0:12H1:12单侧 0.05（2）计算统计量，做出推断结论本例0 0.01，p1

43、369/400 0.9225,p2 477/500 0.954,pc(369477)/(400 500)0.94，根据题意u p1 p20.92250.954 1.97731111pc(1 pc)()0.940.06()n1n2400500（3）确定 P 值，做出推断结论。u 1.9773，P0.05,按 0.05的检验水准，拒绝H0,接受H1，可以认为这两种药物的治愈率不同。.学习帮手.3某医院分别用单纯化疗和符合化疗的方法治疗两组病情相似的淋巴肿瘤患者，两组的缓解率如下表，问两疗法的总体缓解率是否不同？两种疗法的缓解率的比较效果组别缓解单纯化疗复合化疗合计答：（1）建立检验假设，确定检验水

44、准H0:12两法总体缓解率相同H1:12两法总体缓解率不同双侧 0.05（2）计算统计量，做出推断结论本 例n=58,最 小 理 论 频 数TRC=2合计未缓解20525352358缓解率（%）15183342.8678.2656.902325 9.914 4，用 四 格 表 资 料 的2检 验 专 用 公 式58(1551820)258 7.094135233325（3）确定 P 值，做出推断结论。2(0.05,1)3.84，P0.05,在 0.05的检验水准下，差异有统计学意义，可以认为两种治疗方案的总体缓解率不同。4分别用对同一批口腔颌面部肿瘤患者定性检测唾液和血清中癌胚抗原的含量，得到

45、结果如下表，问这两种方法的检测结果有无差别？两种方法的检测结果唾液血清合计.学习帮手.+合计答：（1）建立检验假设，确定检验水准H0:B C两种方法的检测结果相同H1:B C两种方法的检测结果不同双侧 0.05（2）计算统计量，做出推断结论15217101323251540(10 2 1)2 4.0831本例 b+c=1240,用配对四格表资料的检验校正公式10222（3）确定 P 值，做出推断结论。2 4.083，P0.05,在 0.05的检验水准下，差异有统计学意义，可以认为两种方法的检测结果不同。5测得 250 例颅内肿瘤患者的血清IL-8IL-8 与与 MMP-9MMP-9 水平，结果

46、如下表，问两种检测指标间是否存在关联？血清 IL-8IL-8 与与 MMP-9MMP-9 水平MMMMP-9P-9合计答：（1）建立检验假设，确定检验水准H0:两种检测指标间无关联.学习帮手.IL-8IL-8合计221804057055130020608027108115250.H1:两种检测指标间有关联双侧 0.05（2）计算统计量，做出推断结论A2本例为双向无序 RC 表,用式 n(1)求得nRnC2250(222227401)129.82713010840108130108801151301158052182702202552602(31)(31)4（3）确定 P 值，做出推断结论。21

47、29.8，P0.05,在 0.05的检验水准下，差异有统计学意义，可以认为两种检测指标有关联，进一步计算 Pearson列联系数，以分析其关联密切程度。2列联系数rp 0.5846，可以认为两者关系密切。2n第七章第七章非参数检验习题非参数检验习题一一、选择题选择题1配对比较秩和检验的基本思想是：若检验假设成立，则对样本来说（A）。A正秩和与负秩和的绝对值不会相差很大B正秩和与负秩和的绝对值相等C正秩和与负秩和的绝对值相差很大D不能得出结论E以上都不对2设配对资料的变量值为X1和X2，则配对资料的秩和检验是（E）。A把X1和X2的差数从小到大排序B分别按X1和X2从小到大排序C把X1和X2综合

48、从小到大排序D把X1和X2的和数从小到大排序E把X1和X2的差数的绝对值从小到大排序3下列哪项不是非参数统计的优点（D）。A不受总体分布的限制B适用于等级资料C适用于未知分布型资料D适用于正态分布资料E适用于分布呈明显偏态的资料4等级资料的比较宜采用（A）。A秩和检验BF检验Ct检验D检验Eu检验25在进行成组设计两样本秩和检验时，以下检验假设哪种是正确的（D）。A两样本均数相同B两样本的中位数相同.学习帮手.C两样本对应的总体均数相同D两样本对应的总体分布相同E两样本对应的总体均数不同6以下检验方法中，不属于非参数检验方法的是（E）。AFriedman 检验B符号检验CKruskal-Wal

49、lis检验DWilcoxon 检验Et检验7成组设计两样本比较的秩和检验中，描述不正确的是（C）。A将两组数据统一由小到大编秩B遇有相同数据，若在同一组，按顺序编秩C遇有相同数据，若不在同一组，按顺序编秩D遇有相同数据，若不在同一组，取其平均值E遇有相同数据，若在同一组，取平均致词二二、简答题简答题1简要回答进行非参数统计检验的适用条件。答：（1）资料不符合参数统计法的应用条件（总体为正态分布、且方差相等）或总体分布类型未知；（2）等级资料；（3）分布呈明显偏态又无适当的变量转换方法使之满足参数统计条件；（4）在资料满足参数检验的要求时，应首选参数法，以免降低检验效能2 你学过哪些设计的秩和检

50、验，各有什么用途？答：（1）配对设计的符号秩和检验（Wilcoxon 配对法）是推断其差值是否来自中位数为零的总体的方法，可用于配对设计差值的比较和单一样本与总体中位数的比较；（2）成组设计两样本比较的秩和检验（Wilcoxon 两样本比较法）用于完全随机设计的两个样本的比较，目的是推断两样本分别代表的总体分布是否吸纳共同。（3）成组设计多样本比较的秩和检验（Kruskal-Wallis 检验），用于完全随机设计的多个样本的比较，目的是推断两样本分别代表的总体的分布有无差别。（4）随机区组设计资料的秩和检验（Friedman 检验），用于配伍组设计资料的比较。3 试写出非参数统计方法的主要优缺