生物统计学习题参考答案

第一章统计数据的收集与整理11算术平均数是怎样计算的为什么要计算平均数答算数平均数由下式计算NYYNII1，含义为将全部观测值相加再被观测值的个数除，所得之商称为算术平均数。计算算数平均数的目的，是用平均数表示样本数据的集中点，或是说是样本数据的代表。12既然方差和标准差都是衡量数据变异程度的，有了方差为什么还要计算标准差答标准差的单位与数据的原始单位一致，能更直观地反映数据地离散程度。13标准差是描述数据变异程度的量，变异系数也是描述数据变异程度的量，两者之间有什么不同答变异系数可以说是用平均数标准化了的标准差。在比较两个平均数不同的样本时所得结果更可靠。14完整地描述一组数据需要哪几个特征数答平均数、标准差、偏斜度和峭度。15下表是我国青年男子体重（KG）。由于测量精度的要求，从表面上看像是离散型数据，不要忘记，体重是通过度量得到的，属于连续型数据。根据表中所给出的数据编制频数分布表。666964656466686562646961616866576669666570645867666667666662666664626265646566726066656161666762656561646264656265686865676862637065646562666263686568576766686364666864636064696566676767656767666864675966656356666363666763706770626472696767666864657161636164646769706664656463706462697068656365666468696563676370656867696665676674646965646565686765656667726567626771696565756269686865636666656261686564676664606168676359656064636962716960635967616869666469656867646466697368606063386267656569656765726667646164666363666666636563676866626361666163686566696466706970636465646767656662616565606365626664答首先建立一个外部数据文件，名称和路径为EDATAEXER15EDAT。所用的SAS程序和计算结果如下PROCFORMATVALUEHFMT56575657585958596061606162636263646564656667666768696869707170717273727374757475RUNDATAWEIGHTINFILEEDATAEXER15EDATINPUTBWRUNPROCFREQTABLEBWFORMATBWHFMTRUNTHESASSYSTEMCUMULATIVECUMULATIVEBWFREQUENCYPERCENTFREQUENCYPERCENT56573103105859413723606122732997626346153752506465832771585276667772572357836869451502809337071134329397772735172989937475207300100016将上述我国男青年体重看作一个有限总体，用随机数字表从该总体中随机抽出含量为10的两个样本，分别计算它们的平均数和标准差并进行比较。它们的平均数相等吗标准差相等吗能够解释为什么吗答用MEANS过程计算，两个样本分别称为1Y和2Y，结果见下表THESASSYSTEMVARIABLENMEANSTDDEVY11064500000035039660Y21063900000031780497随机抽出的两个样本，它们的平均数和标准差都不相等。因为样本平均数和标准差都是统计量，统计量有自己的分布，很难得到平均数和标准差都相等的两个样本。17从一个有限总体中采用非放回式抽样，所得到的样本是简单的随机样本吗为什么本课程要求的样本都是随机样本，应当采用哪种抽样方法，才能获得一随机样本答不是简单的随机样本。从一个有限总体中以非放回式抽样方法抽样，在前后两次抽样之间不是相互独立的，后一次的抽样结果与前一次抽样的结果有关联，因此不是随机样本。应采用随机抽样的方法抽取样本，具体说应当采用放回式抽样。18证明NINIIIIICYYYYYY1122,。其中若用CYYII或IICYY编码时，前式是否仍然相等答（1）令CYYII则CYY平均数特性之。NIINIINIIYYCYCYYY121212（2）令CYYII则CYY平均数特性之。2122112CYYCYCYYYNIINIINII用第二种编码方式编码结果，两式不再相等。19有一个样本NYYY,21，设B为其中任意一个数值。证明只有当YB时，NIBY12最小。这是平均数的一个重要特性，在后面讲到一元线型回归时还会用到该特性。答令2BYP，为求使P达最小之B，令02BBY则YNYBBY02。110检测菌肥的功效，在施有菌肥的土壤中种植小麦，成苗后测量苗高，共100株，数据如下1100937291858010510696101706795781057981967694100757250738771615268100997545767097628069838610048497083847875661006595851109766100506580848374748177757178768660706467636411010578508070745267908646693562976458649364编制苗高的频数分布表，绘制频数分布图，并计算出该样本的四个特征数。答首先建立一个外部数据文件，名称和路径为EDATAEXR110EDAT。SAS程序及结果如下OPTIONSNODATEPROCFORMATVALUEHFMT3544354445544554556455646574657475847584859485949510495104105114105114RUNDATAWHEATINFILEEDATAEXR110EDATINPUTHEIGHTRUNPROCFREQTABLEHEIGHTFORMATHEIGHTHFMTRUNPROCCAPABILITYGRAPHICSNOPRINTVARHEIGHTHISTOGRAM/VSCALECOUNTINSETMEANVARSKEWNESSKURTOSISRUNTHESASSYSTEMTHEFREQPROCEDURECUMULATIVECUMULATIVEHEIGHTFREQUENCYPERCENTFREQUENCYPERCENT35441100110045549900101000556411110021210065742323004444007584242400686800859411110079790095104151500949400105114660010010000111北太平洋宽吻海豚羟丁酸脱氢酶（HDBH）数据的接收范围频数表2如下（略作调整）HDBH数据的接收范围/UL1频数005时，则认为差异不显著；当P（5人均治愈）005所以该药物并不优于一般疗法。35给一组雌雄等量的实验动物服用一种药物，然后对存活的动物分成5只为一组，进行抽样试验。试验结果表明，5只均为雄性的频率为1/243，问该药物对雌雄的致死作用是否一致答设P为处理后雄性动物存活的概率，则3131243155PP因此，对雄性动物的致死率高于对雌性动物的致死率。36把成年椿象放在85下冷冻15分钟，然后在100个各含10只椿象的样本中计算死虫数，得到以下结果死虫数012345678910合计样本数421282214821000100计算理论频数，并与实际频数做一比较。答先计算死虫数CC04121228322414586271258死虫率258/10000258活虫率10742展开二项式（07420258）10得到以下结果00505901759002752202551901552800647900187743730210348638104375821051307106将以上各频率乘以100得到理论频数，并将实际数与理论数列成下表。死虫数实际数理论数偏差04511112117238228275053222553541415515586515621901710406800090001000037人类染色体一半来自父亲，一半来自母亲。在减数分裂时，46条染色体随机分配到两极，若不考虑染色体内重组，父亲的22条常染色体重新聚集在一极的概率是多少12条父亲染色体和11条母亲染色体被分配到同一极的概率又是多少常染色体的组合共有多少种从上述的计算可以看出变异的广泛性，若再考虑染色体内重组，新组合染色体的数目就更惊人了。答（1）P（父亲22条常染色体重新聚集于同一极）7221038221（2）P（12条父亲染色体和11条母亲染色体被分配到同一极）216106083888078352121211211231211（3）共有2224194304种。38生男生女的概率各为1/2，问在一个医院中，连续出生30名男孩及30名性别交错的新生儿的概率各为多少答P（连续出生30名男孩）103010231398247410731121P（30名性别交错不同者）9301068621912870536121239在显性基因频率很低时，出现显性性状的个体一般为杂合子。一名女子是蓬发者（显性性状），在她的全部六名孩子中，（1）其中第一名孩子，（2）其中第一和第二名孩子，（3）全部六名孩子，（4）任何一名曾孙（或曾孙女）中，发生蓬发的概率是多少答设P（子女蓬发）1/2P（子女非蓬发）11/2则（1）P（其中第一名子女蓬发）1/21/250015625（2）P（只有第一和第二名孩子蓬发）1/221/240015625（3）P（全部六名子女）1/260015625（4）P（任何一名曾孙蓬发）P（任何一名儿子蓬发）P（任何一名孙子蓬发|蓬发的儿子）P（任何一名曾孙蓬发|蓬发的孙子）1/21/21/21/21/21/20015625310在数量性状遗传中，F1的性状介于双亲之间，F2的性状向双亲方向分离。这是一个二项分布问题，根据二项展开式，计算控制某性状的基因个数，假设出现亲本性状的频率为A。答设P（正效应基因频率）P则311计算01，02，1，2，5时，泊松分布的1和2，绘制概率分布图并做比较。答泊松分布的概率函数EYYPY将01，02，1，2，5分别代入上式。（1）01时YPY009048100904820004524300001508400000037710101131623101121（2）02时YPY00818710163720016393000109240000054585201112362201121（3）1时YPY00367910367920183930061314001533PANAPNAPNLGLGLGLG500030666000051097000007299111111111121（4）2时YPYYPY0013536001203102707700034372027078000085933018049000019094009022100000038195003609（5）5时YPYYPY000067389003627100336910001813200842211000842430140412000343440175513000132150175514000047176014621500001572701044160000049148006528可见，随着的增大泊松分布越来越接502111707024141121121205117442023612151121近于“正态”的。312随机变量Y服从正态分布N5,42，求PY0，PY10，P0Y15，PY5，PY15的值。答210060524515155050101455151488806510507999302515245045151506510502514500358940251451010YPYPYPYPYP或者使用SAS程序计算，结果见下表OBSMUSIGMAY1LOWERPY2UPPERPMIDP154100894352540010565354001056515000621088814454505000055415000621313已知随机变量Y服从正态分布N0,52，求Y0分别使得PYY00025，PYY0001，PYY0095及PYY0090。答4156283150900501900225864515095050950631132625001050010899615002505002500000000000000000YYYYYPYYYYYPYYYYYPYYYYYP314细菌突变率是指单位时间（细菌分裂次数）内，突变事件出现的频率。然而根据以上定义直接计算突变率是很困难的。例如，向一试管中接种一定量的细菌，振荡培养后铺平板。在平板上发现8个突变菌落。这8个突变细菌究竟是8个独立的突变事件呢，还是一个突变细胞的8个子细胞是很难确定的。但是有一点是可以肯定的，即，没有发现突变细胞的平皿一定没有突变事件出现。向20支试管中分别接种2107个大肠杆菌，振荡培养后铺平板，同时接种T1噬菌体。结果在9个平皿中出现数量不等的抗T1噬菌体菌落。11个平皿上没有出现。已知平皿上突变菌落数服从泊松分布并且细胞分裂次数近似等于铺平板时的细胞数。利用泊松分布概率函数计算抗T1突变率。答已知接种细胞数为N，N即可认为是细胞分裂次数。若每一次细胞分裂的突变率为U，那么每一试管中平均有UN次突变事件发生（）。从泊松分布概率函数可知，无突变发生的概率F0EUN。实验结果无突变的平皿数为11个，即F011/20055。解下式550UNE即可求出突变率U。已知N02108，代入上式得到U3108。315一种新的血栓溶解药TPA，据说它能消除心脏病发作。在一次检测中的7名检测对象，年龄都在50岁以上，并有心脏病发作史。他们以这种新药治疗后，6人的血栓得到溶解，1人血栓没有溶解。假设TPA溶解血栓是无效的，并假设，不用药物在短时间内心脏患者血栓自己溶解的概率是很小的，如01。设Y为7名心脏患者中血栓在短时间内可以自动溶解的患者数。问（1）若药物是无效的，7名心脏患者中的6名血栓自动溶解的概率是多少（2）Y6是否为一稀有事件，你认为药物是否有效答（1）01109N7Y6，30060000901016790106161667CP（2）10000000107777CPPY6000000630000000164106。结论在不用药的情况下，7名病人中6名患者的血栓自动溶解的事件是一个小概率事件，因此药物有效。316一农药商声称，用他的农药喷洒玉米后，90的玉米植株中不再有活的玉米螟。为了验证这种说法，喷药后随机抽出25株玉米，发现7株中仍有活的玉米螟。（1）若农药商的说法是正确的，在25株玉米中包含7株和7株以上有活玉米螟的概率是多少（2）在25株玉米中有7株有活玉米螟，你是否认为农药有效率达不到90答（1）00909010901090109010901090109010161719662520552521442522332523222524125250025CCCCCCCYPYP（2）是317设计一实验用来检验号称心灵感应者是否有特异功能ESP。将5张卡片洗匀随机抽出一张，不准心灵感应者看，让他判断是哪一张。实验共重复20次，记录正确判断次数（假设20次重复间是随机的）。假设心灵感应者是猜的，没有ESP，那么（1）每次得到正确结果的概率是什么（2）在20次重复中，期望正确判断数是多少（3）正确判断6次和6次上的概率是多少（4）假设心灵感应者在20次重复中判断正确6次，是否可以证明心灵感应者不是猜的，而是真正的ESP答（1）P1/5。（2）EYNP201/54。（3）19605451545162002020146620CCYP（4）不能。因为在猜想的情况下，20次重复中判断正确6次的概率为0196，将近20，已不是小概率事件，非心灵感应者有可能得到这样的结果。318据一个生化制药厂报告，在流水线上每8小时的一个班中，破碎的安瓿瓶数服从泊松分布，15。问（1）夜班破碎2个瓶子的概率是多少（2）在夜班打碎2个以下的概率是多少（3）在早班破碎2个以上的概率是多少（4）在一天连续三班都没有破碎的概率（假设三班间是独立的）答（1）25102512512P（2）55803350223015105110511510PP（3）191001212PPPXP（4）记A为每个班没有破碎的事件，则01102230033PAAAP第四章抽样分布41第四章的习题读者可以照常练习。在这里，利用SAS软件包中的“正态分布随机数函数”做一抽样试验，进行一个类似的演示。假定总体平均数8，标准差2，用下式Y82正态分布随机数，获得一个服从（8，22）分布的正态总体。从该正态总体中随机抽取含量为100的样本，共抽取10000个样本。计算每一样本的SSY和2,，然后计算样本平均数、样本方差和样本标准差的平均数SSY,2以及它们的标准差SSYSSS,2。用上述结果与SSY和2,分布的特征数分别见41，42式；414，415式以及418，419式比较。看一看抽样的结果是否能够很好地估计总体参数。抽样试验还可以进一步深入，计算每一样本的T。然后计算T的平均数和标准差，用计算的结果与T分布的特征数比较，见48，49式。看一看抽样的结果与总体参数的一致性是否很好。为了与问题的要求一致，抽样分两部分进行，下面先讨论样本平均数、样本方差和样本标准差的分布。SAS程序如下OPTIONSNODATEDATAVALUEN100M10000DFN1DOI1TOMRETAINSEED3053177DOJ1TONY82NORMALSEEDOUTPUTENDENDDATADISVSETVALUESQYYYBYIIFFIRSTITHENSUMY0SUMYYIFFIRSTITHENSUMSQY0SUMSQYSQYMYSUMY/NVACEYSUMSQYMYSUMY/DFSTDYSQRTVACEYIFLASTITHENOUTPUTRUNPROCMEANSMEANVARSTDVARMYSTDYVACEYTITLESAMPLINGDISTRIBUTIONMU8SIGMA2RUN程序运行的结果见下表SAMPLINGDISTRIBUTIONMU8SIGMA2VARIABLEMEANVARIANCESTDDEVMY800052180039486701987126STDY199497800020498901431743VACEY400043410329495305740169下面将相应的参数值，列成一个对应的表格，以便能够在抽样的结果与总体参数间做一个很清楚地比较。变量2Y800000040002000S199500020201420S2400000323205685从表中可以看出，样本统计量的抽样结果与总体参数基本上是一致的。当样本含量继续增加，这种一致性会来得更好。以下是问题的第二部分，这部分的程序与第一部分没有多大区别，完全可以与第一部分合并一起完成，读者可以尝试自己完成这项工作。OPTIONSNODATEDATAVALUEN100M10000DFN1DOI1TOMRETAINSEED3053177DOJ1TONY82NORMALSEEDOUTPUTENDENDDATADISVSETVALUESQYYYBYIIFFIRSTITHENSUMY0SUMYYIFFIRSTITHENSUMSQY0SUMSQYSQYMYSUMY/NVACEYSUMSQYMYSUMY/DFSTDYSQRTVACEYTMY8SQRTN/STDYIFLASTITHENOUTPUTRUNPROCMEANSMEANSTDVARTTITLESAMPLINGDISTRIBUTIONMU8SIGMA2RUN程序运行的结果见下表SAMPLINGDISTRIBUTIONMU8SIGMA2ANALYSISVARIABLETMEANSTDDEV0002178310050935T分布的特征数T00000，T10102。抽样的结果与总体参数的一致性也是很好的。第五章统计推断51统计假设有哪几种它们的含义是什么答有零假设和备择假设。零假设假设抽出样本的那个总体之某个参数（如平均数）等于某一给定的值。备择假设在拒绝零假设后可供选择的假设。52小概率原理的含义是什么它在统计假设检验中起什么作用答小概率的事件，在一次试验中，几乎是不会发生的。若根据一定的假设条件，计算出来该事件发生的概率很小，而在一次试验中，它竟然发生了，则可以认为假设的条件不正确，从而否定假设。小概率原理是显著性检验的基础，或者说显著性检验是在小概率原理的基础上建立起来的。53什么情况下用双侧检验什么情况下可用单侧检验两种检验比较，哪一种检验的效率更高为什么答以总体平均数为例，在已知不可能小于0时，则备择假设为HA0，这时为上尾单侧检验。在已知不可能大于0时，则备择假设为HA|T|101411728301917P005，尚无足够的理由拒绝H0。510以每天每千克体重52MOL5羟色胺处理家兔14天后，对血液中血清素含量的影响如下表9Y/（GL1）S/（GL1）N对照组420121125羟色胺处理组8491119检验5羟色胺对血液中血清素含量的影响是否显著答首先，假定总体近似服从正态分布（文献中没有给出）。方差齐性检验的统计假设为21210AHH根据题意，本题之平均数差的显著性检验是双侧检验，统计假设为21210AHH程序如下OPTIONSNODATEDATACOMMONINPUTN1M1S1N2M2S2DFAN11DFBN21VARAS12VARBS22IFVARAVARBTHENFVARA/VARBELSEFVARB/VARAIFVARAVARBTHENFUTAILP1PROBFF,DFA,DFBELSEFUTAILP1PROBFF,DFB,DFADFN1N22TABSM1M2/SQRTDFAVARADFBVARB1/N11/N2/DFUTAILP1PROBTT,DFKVARA/N1/VARA/N1VARB/N2DF01/K2/DFA1K2/DFBT0ABSM1M2/SQRTVARA/N1VARB/N2UTAILP01PROBTT0,DF0FFFUTAILPFUTAILPDFDFTTTUTAILPUTAILPOUTPUTDFDF0TT0TUTAILPUTAILP0OUTPUTCARDS124201219849111PROCPRINTIDFVARFUTAILPTDFTUTAILPTITLETTESTFORNONPRIMALDATARUN结果如下TTESTFORNONPRIMALDATAFFUTAILPTDFTUTAILP11883004132083227719000046339E811883004132084311018136954346E8首先看F检验，方差齐性检验是双侧检验，当显著性概率P0025，方差具齐性。T检验上侧尾区显著性概率P0025，因此，尚无足够的理由拒绝H0，5羟色胺对动物体重的影响不显著。51218岁汉族男青年与18岁维族男青年50米跑成绩（S）如下表10汉族N150Y748S048维族N100Y741S069问（1）检验两者平均成绩差异是否显著（2）检验两个民族个体间成绩的整齐程度差异是否显著答首先，假定总体近似服从正态分布（文献中没有给出），则方差齐性检验的统计假设为21210AHH根据题意，本例平均数差的显著性检验是双侧检验，统计假设为21210AHH结果如下TTESTFORNONPRIMALDATAFFUTAILPTDFTUTAILP206641000029498094606248000017252206641000029498088213161981018951从结果中可以看出（1）方差齐性检验表明，两者方差不具齐性。这也就回答了第二问，两个民族个体间成绩的整齐程度差异显著。（2）由于方差不具齐性，应看结果的第二行。检验统计量T的显著性概率P018951，P0025，结论是汉族和维族18岁男青年50米跑平均成绩差异不显著。513一种内生真菌PIRIFORMOSPORAINDICA侵染大麦后，可以提高其产量。为此，做了以下试验对该假设进行检验，所得结果如下表11Y/（GPOT1）S/（GPOT1）N侵染组5991736未侵染组5393616检验侵染组与未侵染组的产量差异是否显著答首先，假定总体近似服从正态分布（文献中没有给出），则方差齐性检验的统计假设为21210AHH根据题意，本例平均数差的显著性检验是双侧检验，统计假设为21210AHH结果如下TTESTFORNONPRIMALDATAFFUTAILPTDFTUTAILP435434006611536713710000000215374354340066115367137718150038003统计量F的显著性概率P0066115，P0025，结论是方差具齐性。在方差具齐性时，T检验使用第一行的结果。统计量T的显著性概率P00021537，P|T|1000350000003445611015785603363正态概率图中的散点虽然不甚集中，但趋势仍然是一条直线，可以认为是近似正态分布的。统计量T的显著性概率P03363，P005。因此，独立读片和不用CAD连续读片的结果差异不显著。（2）独立阅读与借助CAD连续阅读间的差异显著性检验。所用程序与（1）基本上是一样的，这里不再给出，只给出结果PAIREDTTESTREADINDEPENDENTLYREADWITHCADANALYSISVARIABLEYNMEANSTDERRORTPROB|T|1001100000006211101771022501103差数的正态性检验表明，差数近似服从正态分布。统计量T的显著性概率P01103，P005。结论是尚无足够的理由拒绝H0。因此，独立读片与借助CAD连续读片间的差异不显著。（3）不用CAD连续阅读与借助CAD连续阅读间的差异显著性检验。PAIREDTTESTREADWITHOUTCADREADWITHCADANALYSISVARIABLEYNMEANSTDERRORTPROB|T|1001450000004277203390067800080正态性的条件基本可以满足，T的显著性概率P00080，P0025，方差具齐性。统计量T的显著性概率P0045492，P0025，方差具齐性。统计量T的显著性概率P0008180，P005。结论是尚无足够的理由拒绝H0。因此，B组药物对改善病程的效果不显著。517一项为促进肺癌筛查的非专业健康顾问培训项目，共有79名不同背景的人员参加。培训结束后，她（他）们对培训手册中的各项内容进行了评价，有46人认为手册中所提供的信息非常有用，34人认为手册中的家庭作业非常有用14。请检验培训人员对这两项内容的评价差异是否显著答H012HA12所用程序如下OPTIONSNODATEDATABINOMIALINPUTN1Y1N2Y2MPY1Y2/N1N2UABSY1Y205MPABSN1N2/SQRTMP1MPN1N2UTAILP1PROBNORMUKEEPUUTAILPCARDS79467934PROCPRINTIDUVARUTAILPTITLESIGNIFICANCETESTFORBINOMIALDATARUN结果见下表SIGNIFICANCETESTFORBINOMIALDATAUUTAILP1829930033630本例为双侧检验，当显著性概率P0025。因此，尚无足够的理由拒绝H0，培训人员对这两项的评价无显著性差异。518加入抗生素后的几个小时内，多形核白细胞迅速地提高了对BORRELIA螺旋体的吞噬速度，在此期间血浆中螺旋体的总数明显减少。设计一实验将被BORRELIA螺旋体感染的血液，放在37培养两小时。在此期间，吞噬细胞不断地增加。如果在被感染的血液中添加青霉素G和四环素可促进吞噬细胞进一步地增加。以下是在感染的血液中分别添加青霉素G、四环素和不添加抗生素的三个处理，在培育两小时后多形核白细胞的个数15处理YSN添加青霉素G组31707100添加四环素组26741100不添加抗生素组12729100检验添加抗生素是否显著提高多形核白细胞的数量答首先，假定总体近似服从正态分布（文献中没有给出）。方差齐性检验的统计假设为21210AHH根据题意，本题之平均数差的显著性检验是单侧检验，统计假设为21210AHH（1）添加青霉素G组（组1）与对照组（组2）间的比较TTESTFORNONPRIMALDATAPENICILLINGCONTROLFFUTAILPTDFTUTAILP1716330636881198000017163306368811104970从结果中可以看出，显然方差不具齐性。此时的DF110497，P值为0，结论是添加青霉素G后，极显著地提高了多形核白细胞的数量。（2）添加四环素组（组1）与对照组（组2）间的比较TTESTFORNONPRIMALDATATETRACYCLINECONTROLFFUTAILPTDFTUTAILP199881000332822787761980000199881000332822787761782280方差不具齐性，应使用方差不具齐性的T检验。统计量T的显著性概率P0，拒绝H0。说明添加四环素后，极显著地提高了多形核白细胞地数量。519用免疫抑制药物单独或配伍处理被单纯疱疹病毒感染的小鼠，以下是用免疫抑制药物CTS和CTSATS处理小鼠，其红斑持续的天数16处理Y/DS/DN单独使用CTS46635672混合使用CTSATS90468753注CTSCELLOPHANETAPESTRIPPING，透明胶带剥离。推断两种不同处理，在红斑持续天数上的效应差异是否显著答首先，假定总体近似服从正态分布（文献中没有给出）。方差齐性检验的统计假设为21210AHH根据题意，本题之平均数差的显著性检验是双侧检验，统计假设为21210AHH程序前面已经给过，这里不再给出，只给出结果。TTESTFORNONPRIMALDATAFFUTAILPTDFTUTAILP372403000000189024634361230000000044923724030000001890242411972514000032349首先，可以判断出方差不具齐性。这时的T424199，DF72514，检验统计量T的显著性概率P0000032349，远远小于0005，拒绝H0。结论是CTS单独使用与CTSATS混合使用，在红斑持续天数上的差异极显著。520一项关于手术后患者药物直接从小肠吸收的研究，得到下表中的结果17（节录的一部分）药物代谢动力学参数口服庆大霉素80MG后的CMAX和MRT受试者CMAX/（GML1）MRT/MIN手术前手术后手术前手术后0138431371080211694110910348271724550449529885055948144132066741122126073337138122087860101940933662448510554612113311764893112126340119150注CMAXMAXIMUMPLASMACONCENTRATIONACHIEVED（达到的最大血浆浓度）。MRTMEANRESIDENCETIME（平均残留时间）。答000DADHH（1）检验CMAX因数据无法进行正态性变换，需用非参数统计。这里从略。（2）检验MRT数据严重偏离正态性，无法进行正态性变换，需用非参数统计。这里从略。（注遇到这种情况应分析造成严重偏离正态性的原因。是整个趋势还是个别数据如果是个别数据，还要从生物学角度分析出现这种情况的原因。）521根据IKDC（INTERNATIONALKNEEDOCUMENTATIONCOMMITTEE）膝盖损伤客观评分标准，评价了外科手术前和手术24个月后膝盖退行性变异的得分。共有32名患者接受手术，术前评分属于近似正常者6人，术后为15人18；推断手术效果是否显著答H012HA12程序与17题相似，不再给出过程。以下是计算的结果SIGNIFICANCETESTFORBINOMIALDATAUUTAILP2262900011821P|T|902222222096864420229415708243T的双侧显著性概率P08243，显然两种透析方法之间的差异是不显著的。523女性在绝经前后很多生理指标都发生了改变，下面摘录了体重指数（BMI）,血清瘦素（LEP）和血清雌二醇（E2）含量。其中的LEP和E2的原始数据不符合正态分布，因此做了对数变换，下面给出的数据是经对数变换后的结果20（平均数标准差）样本含量（N）BMILEP/（MGL1）E2/（PMMOLL1）绝经前222340308091018227016绝经后702490318087025205018请推断，上述指标在绝经前和绝经后个体之间变差的差异是否显著答可以使用本章第10题的程序，只利用其中方差齐性检验部分，不考虑对平均数的检验。统计假设为21210AHH（1）“体重指数”结果见下表FTESTFORNONPRIMALDATABMIFFUTAILPTDFTUTAILP10659904537519439790000000275111065990453751977003619180027849（2）“LEP”结果见下表FTESTFORNONPRIMALDATALEPFFUTAILPTDFTUTAILP19290100466880694829000000244481929010046688082241487304020742（3）“E2”结果见下表FTESTFORNONPRIMALDATAE2FFUTAILPTDFTUTAILP12656302785951276790000000000083471265630278595455023914390000014622从备择假设可以看出，本题的F检验为双侧检验。当F的显著性概率P|T|UNEQUAL6876095000001EQUAL6876098000000FORH0VARIANCESAREEQUAL,F143DF49,49PROBF02130表的最后一行给出方差齐性检验的结果，统计量F的显著性概率（双侧）大于005，因此方差具齐性。表的倒数第二行是方差具齐性时的T检验结果，T的显著性概率为0，因此灭菌与不灭菌处理，株高平均数的差异极显著。527接触稀土的人群（处理组）与不接触稀土的人群（对照组），他们的肝功能指标分别为23组别样本含量GTP/（UL1）GOT/（UL1）对照581866157816451129处理1021926183920571550注GTP丙氨酸氨基转移酶。GOT谷草转氨酶。数据为SY。分别比较两项肝功能指标在对照组和处理组之间的差异显著性。答首先，假定总体近似服从正态分布（文献中没有给出）。方差齐性检验的统计假设为21210AHH根据题意，本题之平均数差的显著性检验是双侧检验，统计假设为21210AHH（1）GTPTTESTFORNONPRIMALDATAGTPFFUTAILPTDFTUTAILP135816010381020856158000041753135816010381021752133950041407首先，方差是具齐性的。T的显著性概率P041753，P0025。因此接触与不接触稀土的人群其肝GTP活性差异不显著。（2）GOTTTESTFORNONPRIMALDATAGOTF第六章参数估计61以每天每千克体重52MOL5羟色胺处理家兔14天后，对血液中血清素含量的影响如下表9Y/（GL1）S/（GL1）N对照组420035125羟色胺处理组8490379建立对照组和5羟色胺处理组平均数差的095置信限。答程序如下OPTIONSNODATEDATACOMMONALPHA005INPUTN1M1S1N2M2S2DFAN11DFBN21VARAS12VARBS22IFVARAVARBTHENFVARA/VARBELSEFVARB/VARAIFVARAVARBTHENFUTAILP1PROBFF,DFA,DFBELSEFUTAILP1PROBFF,DFB,DFADFN1N22TTINV1ALPHA/2,DFDABSM1M2LCLDMSEQDTSQRTDFAVARADFBVARB/DFADFB1/N11/N2UCLDMSEQDTSQRTDFAVARADFBVARB/DFADFB1/N11/N2KVARA/N1/VARA/N1VARB/N2DF01/K2/DFA1K2/DFBT0TINV1ALPHA/2,DF0LCLDMSUNDT0SQRTVARA/N1VARB/N2UCLDMSUNDT0SQRTVARA/N1VARB/N2CARDS124200359849037PROCPRINTIDFVARFUTAILPALPHALCLDMSEQUCLDMSEQLCLDMSUNUCLDMSUNTITLE1CONFIDENCELIMITSONTHEDIFFERENCEOFMEANSTITLE2FORNONPRIMALDATARUN结果见下表CONFIDENCELIMITSONTHEDIFFERENCEOFMEANSFORNONPRIMALDATAFFUTAILPALPHALCLDMSEQUCLDMSEQLCLDMSUNUCLDMSUN111755042066005395907462093395336462664首先，方差是具齐性的。在方差具齐性的情况下，平均数差的095置信下限为395907，置信上限为462093。095置信区间为395907462093。62不同年龄的雄岩羊角角基端距如下表27年龄/AY/CMS/CMN4528922171355318124411建立平均数差的095置信区间，对应于H0120，HA120的假设，推断两者间的差异显著性。答结果如下CONFIDENCELIMITSONTHEDIFFERENCEOFMEANSFORNONPRIMALDATAFFUTAILPALPHALCLDMSEQUCLDMSEQLCLDMSUNUCLDMSUN126433034528005093873484127090910487090因为方差具齐性，所以平均数差的095置信区间为093873484127。置信区间内不包括0，因此两者间的差异是显著的。63了解我国风险识别、风险评价和风险缓解的现状，对于应对突发事件有重要作用。以下是关于应对突发公共卫生事件能力调查（共调查了60个单位）的部分数据28项目单位数识别了当地可能发生的突发公共卫生事件35对所识别的突发公共卫生事件进行了风险评价17根据风险评价结果确定了当地突发公共卫生事件的工作重点6分别计算上述三个项目的095置信区间。答程序如下OPTIONSNODATEDATACLBIN60M35PM/NALPHA005DOLPHI00001TOPBY000001LTAILP1PROBBNMLLPHI,N,M1IFABSLTAILPALPHA/20025，方差具齐性。方差具齐性时的095置信区间为00002615600021384。在置信区间内不包括0，因此紫杉醇和三尖杉宁碱的含量差异显著。66流行病学调查表明，高同型半胱氨酸（HOMOCYSTEINE，HCY）是导致动脉粥样硬化性血管病的一个新的独立危险因素。测定了脑梗死组和对照组的HCY，结果（SY）如下表31组别NHCY/（MOLL1）脑梗死952110558对照901583340计算两组平均数差的095置信区间，并解释所计算的结果。答结果如下CONFIDENCELIMITSONTHEDIFFERENCEOFMEANSFORNONPRIMALDATAFFUTAILPALPHALCLDMSEQUCLDMSEQLCLDMSUNUCLDMSUN2693460000020008005392068661932393589660411可以很明显看出，方差是不具齐性的。095置信区间为393589660411。置信区间内不包含0，因此脑梗死病人的同型半胱氨酸显著高于对照组。高同型半胱氨酸很可能是动脉粥样硬化性血管病的危险因素之一。6730名受试者同时采取两份静脉血，分别用传统的魏氏法和自动血沉仪测定血沉32，结果为分别H/MM72660魏氏法血沉仪法Y，MM/H59932魏氏法血沉仪法S。在005水平上，通过置信区间检验两种方法的差异显著性。答所用程序如下OPTIONSNODATEDATAESRINPUTNMEANSTDALPHA005TALPHATINVALPHA/2,N1LCLMMEANTALPHASTD/SQRTNUCLMMEANTALPHASTD/SQRTNCARDS300266729935PROCPRINTIDNVARMEANSTDALPHALCLMUCLMTITLE1CONFIDENCELIMITSFORMUTITLE2SIGMAISUNKNOWNRUN结果见下表CONFIDENCELIMITSFORMUSIGMAISUNKNOWNNMEANSTDALPHALCLMUCLM300266729935005085109138449在置信区间内包含0，因此传统魏氏法和自动血沉仪法测得的结果差异不显著。68生长激素缺乏症的患儿，在用生长激素治疗前和治疗6个月后的身高和体重数据如下表33项目治疗前（SY）治疗后（SY）样本含量N身高/CM108121141320体重/KG209222424320先用T检验，推断治疗前和治疗后的平均身高和平均体重在005水平上的差异显著性，再用治疗前和治