医学统计学题库

1、仅供个人参考For pers onal use only in study and research; not for commercial use第一章绪论习题一、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 _0.10D. P _0.05B. P _ 0.05或 P - 0.01 C.E. P E0.01P 乞 0.00538A.

2、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60

3、94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 ）。& 100名18岁男生的身高数据属于（C ）。二、问答题1 .举例说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

4、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，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 不得用于商业用途仅供个人参考同特点，选择相应的统计分析方法对资料进行分析第二章 第二章统计描述习题一、选择题1描述一组偏态分布资料的变异度，以（D ）指标较好

5、。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 ）。A. 均数不变，标准差改变 B. 均数改变，标准差不变不得用于商业用途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

6、 ）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：0.20.61.01.41.822 2.63.03.43.8频 数： 75 67 30 20 16 19 6 211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

7、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（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 11现有某种沙门菌食物中毒患者 1 64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

8、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、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21-3031-4041-5051-6061-70性别男女男女男女男女男例数10148148237213 4922答案：性别年龄组21303140415051606170男1088221322女141437492 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

9、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（%发病率（%男10506350.00.57女9503266.70.32合计20009555.60.451）该医生所选择的统计指标正确吗？ 答：否2）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（o）现患率（。）男1050632.8575.714女950322.1053.158合计2000952.54.53. 1998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

10、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：第三章抽样分布与参数估计习题一、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. （x -1.96s,x 1.96s） B

11、.（X - 1.96sx,x 1.96sx）C. (Xigx 1.645sigx)d. ： (X 1.645s)E. ： (Xgx l.645sigx)4.估计正常成年男性尿汞含量的95%医学参考值范围时，应用（E ）。a. (x -1.96s,x + 1.96s)b. (X -1.96sX,x 1.96sx)c. （Xigx 1.645s）e. ： （Xgx 1.645sigx）5 若某人群某疾病发生的阳性数d. ： (x 1.645s)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.P(k) P(k 1) P(n)B.P(k 1) P(k 2) P(n)C.P(0

12、)P(1) P(k)D.P(0)P(1) P(k -1)E.P(1)P(2) P(k)Piosson分布的标准差-和均数的关系是A.B.C.D.E.与二无固定关系用计数器测得某放射性物质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（E330 _ 2.58、一 330（330 _ 1.96. 330）/5Piosson分布的方差和均数分别记为-2和，当满足条件（二2较小二2 _20A. 330 -1.96,330 B.D. 33_2.5&33E.A.二接近0或1 B.D.二接近0.5E.二项分布的图形取决于（C的大小。C.C.33 _ 1.96 .

13、 33E ）时，Piosson分布近似正态分布。A.二 B.n C.n 与二 D.E.10. （C ）小，表示用该样本均数估计总体均数的可靠性大。A. CV B. S C. 段 D. R E.四分位数间距11. 在参数未知的正态总体中随机抽样，X -卩 （E）的概率为5%。A. 1.96 口 B. 1.96 C. 2.58 D.t0.05/2,*SE.怙05/2，妄12. 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 ,贝U其总体均 数的95%可信区间为（B ）。A. 74 _ 2.58 4 10 B.74 _ 1.96 4 ：10 C. 7

14、4 _ 2.58 4D. 74 _4 4E.74 _ 1.96 413. 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 -to.O5/2,、SX，0.05/2,SX)B.(X 一1.96二X,X 1.96；X)C.(X 一 t.05/2, s, X t0.05/2.s)D.(XX ,X 1.96 . X)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

15、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 一 1.96；乂，X 1.96二乂）C.(X - t0.05/2.s, X t0.05/2. s)D.(X -1.96、X ,X 1.96. X)E.(p -1.96Sp, p 1.96Sp)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 一

16、1.96匚乂，X 1.96匚乂）C.(X - t0.05/2. S, Xt0.05/2. s)D.(X - 1.96 . X , X 1.96 - X)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i时，t越大，P越大B.t分布是单峰分布C.当时，t r UD.t分布以0为中心，左右对称E.t分布是一簇曲线二、简单题1、标准差与标准误的区别与联系答：标准差：s= （x X），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：E二-，是估计均数抽样误差

17、的大小。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二，其对立结果的概率为（1-二）（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、poiss on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，二很小

18、时，n_：二为一常数时，二项分布B（n,二）近似服从poisson分布P（n二）（2） 二项分布与正态分布的联系，当n较大，二不接近0也不接近1特别是当n二和n （1-二）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；- 20时，poisson分布近似正态分布。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）二未知且n小，按t分布的原理计算可信区间，可信区间为（X t：2，、SX，X t：2，、Sx ）（2）匚未知且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（3） b已知，按正态分布原理，可

19、信区间为（Xu刖crX）證咒,V2、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 X Ua/ Sx估计男、女童身高的总体均/2,V数的95濾信区间。(145.44，148.16)(146.83，149.37)男童的 95%ci为 146.8 - 1.96* 7.6 120 =女童的 95%CI为 148.1 二 1.96* 7.1 120 =3、按人口的1/20在

20、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,0.0881(1-0.0881)V 312=0.0160=1.60%np=312*0.0881=28 5,n（1-p）=284 5，因此可用正态近似法P 士 U/“Sp 进行估计。/2,v 登革热血凝抑制抗体反应阳性率的95%信区间为（0.0881 1.96*0.016 ）=（ 0.0568，0.119）第四章数值变量资料的假设检验习题一、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

21、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。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 )A. 大于0.10B.小于0.10C.

22、等于0.10D.等于，而1未知E.等于11 ,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H 0犯错误的可能性很小C. 米用配对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讨,Pa0.05，按G

23、 =0.05检验水准不拒绝无效假设。此时可能犯：（B）A.第I类错误 B. 第n类错误 C. 一般错误 D.错误较严重E.严重错误二、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H。的水准，也是允许犯I型错误的概率。P值是指从H。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 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I型错误和n型错误的区别和联系。答I型错误拒绝了实际上成立

24、的Ho,n型错误不拒绝实际上不成立的H。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H。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。三、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：48.29 47.03 49.10 48.12 50.04 49.85 48.97 47.96 48.19 48.25 49.06 48.56 47.85 48.3748.21 48.72 48.88 49.11 47

25、.86 48.61。试问该地区三岁男童头围是否大于一般三岁男童。解检验假设仅供个人参考这里 n =20,X =48.55,S =0.70查t临界值表，单侧to.05,19 =1.729,得Pc0.05,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）的数据如下，试分析化疗是否对ALb的含量有影响病人编号12345678910化疗前ALb含量3.311.79.46.82.03.15.33.721.817.6化疗后ALb含量33.030.88.811.442.65.81.619.022.

26、430.2解检验假设这里，n =10d 二 -120.9d2 =3330.97,d 二-12.09查表得双侧t0.05,9 =2.262,t a2.262,P 0.05,在a =0.05水平上不能拒绝 H。，可认为该资料方差齐。两样本均数比较的假设检验查t临界值表，t.05,29 =2.045,知PA0.05,在a =0.05水准上尚不能拒绝 H。.所以可以认为试验组和对照组 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

27、验：查F界值表， F0.05（19,24） = 1.94,知P :：: 0.05,在=0.05水平上拒绝H。，可认为该资料方差不齐。两样本均数比较的假设检验查t临界值表，t.05,30 =2.042,知P : 0.05,在-0.05水准上拒绝H。.所以根据这份数据可以认为该市18岁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1.21卩mol/L，标准差为0.28卩mol/L ;乙地312岁儿童160名，血浆视黄醇均数为0.98卩mol/L，标准差为0.34卩mol/L.试问甲乙两地312岁儿童血浆视黄醇平均水平有无差别？解检验假设m

28、 =150,X1 =1.21,S =0.28这里，1Jn2 =160, X2 =0.98,S2 =0.34人*M/n 1 M/n21.21-0.980.282/150 0.342/160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岁儿童血浆视黄不得用于商业用途仅供个人参考醇平均水平没有差别第五章方差分析习题、选择题1 完全随机设计资料的方差分析中，必然有B.MS组间:MS组内C. SS、= SS且间+ SS组内D.MS总总、=MS组间+ MS组内E.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

29、且F = 1 B.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 = .$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（口辺，则统计推论是（A ）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都不相等D. 处理组的各样本均数间的差别均有显着性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（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

30、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。要对两小样本均数的差别做比较，可选择（AA.完全随机设计的方差分析D. 检验B. u检验 C.配对t检验E.秩和检验7 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（AA.随机区组设计的方差分析B.2检验u检验 C.成组t检验D.E.8 对k个组进行多个样本的方差齐性检验（秩和检验法），得 2Bartlett20.05,屮,P 0.05按。=0.05检验，可认为(B )A. -12,-B._ 2

31、k不全相等D.X!,X2, ,Xk不全相等C. Si,S2,，Sk不全相等e. m,，不全相等不得用于商业用途9变量变换中的对数变换（x =lg X或x =lg（X +1）,适用于（C ）：A. 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（30%的二分类资料达到正态的要求10.变量变换中的平方根变换（x 仝X或x “次 0.5 ），适用于（A ）：A. 使服从Poisson分布的计数资料或轻度偏态的资料正态化B. 使服从对数正态分布的资料正态化C. 使方差不齐的资料达到方差齐的要求

32、D. 使曲线直线化E. 使率较大（70%的二分类资料达到正态的要求二、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：（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

33、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总二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总二SSb里S&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，如果直接做两两比较的t检验，每次比较允许犯第I类错误的概率都是a，这样做多次t检验，就增加了犯第I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

34、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？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Duu nett-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、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各种衣料间棉花吸附十硼氢量衣料1衣料2衣料3衣料42.332.483.064.002.002.343.065.132.932.683.004.612.732.342.662.802.

35、332.223.063.60米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a =0.05表5-1各种衣料间棉花吸附十硼氢量衣料1衣料2衣料3衣料4合计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 )0.36710.17580.17410.90070.80990 ( S)2SS、= S总八 总=0.80990 2 * ( 20-1 ) =12.

36、4629 , 总=20-仁192SSa间二 、ni(Xj - X) =5 (2.4640-2.9680 ) 2+5 (2.4120-2.9680 )i22V+5 (2.9680-2.9680 ) +5 (4.0280-2.9680 ) =8.4338 , 组间=4-仁3SSa间=SS、一 SS组间=12.4629-8.4338=4.0292 , 组内=20-4=16MS组间MS组内二 8.43383=2.8113MO29%=0.25182.8113F=11.160.2518方差分析表变异来源SSVMSFP总12.462919组间8.433832.811311.160.01组内4.0292160

37、.2518按v 1=3,2=16查 F界值表，得 F.01(2,16)= 7.51 , F= 11.16 A 7.51 ,故 P 0.05组内6.0713590.1029按 1 =2， 2 =59 查 f 界值表，得 Fo.o5(2,59)= 3.93， F = 1.20 ： 3.93，故 P 0.05。按a =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第1区1.43.31.91.82.

38、0第2区1.53.61.92.32.3第3区1.54.32.12.32.4第4区1.84.12.42.52.6第5区1.54.21.81.82.6第6区1.53.31.72.42.1A组B组C组区组对照解：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a =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a =0.052SS总二 X=19.8897，.总=30-仁29表5-2.大鼠经5种方法染尘后全肺湿重区组对照A组B组C组D组第1区1.43.31.91.82.052.0800第2区1.53.61.92.32.352.32

39、00第3区1.54.32.12.32.452.5200第4区1.84.12.42.52.652.6800第5区1.54.21.81.82.652.3800第6区1.53.31.72.42.152.20006666630(N1.53333.80001.96672.18332.33332.3633(X )0.13660.45610.25030.30610.25030.82816(S )2SQ理组=送 n(Xi X) =17.6613， Y处理组=5-1=4i2SS区且nj(Xj -X) =1.1697,込组=6-1=5jSS误差=19.8897-17.6613-1.1697=1.0587，误差=(

40、5-1)( 6-1)=20方差分析结果变异来源SSVMSFP总19.889729处理组17.661344.415383.410.01区组1.169750.23394.42 5.17，故 P 0.01。按a =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 =5,十 2 =20 查 f 界值表，得 Fo.o5(5,2o)= 3.29 , F = 4.42 A 3.29 , 故 P0.051与30.556032.47750.051与41.616047.20080.052与41.564036.96910.013与41.060024.72330.05按按a =0.05水

41、准，1与4, 2与4, 3与4,拒绝H。，差异有统计学意义，其他两两比较不拒绝H。，差异无统计学意义。即衣料2与衣料4,衣料1与衣料4,衣料3与衣料4的棉花吸附十硼氢量有差异，还不能认为衣料1与衣料2,衣料2与衣料3,衣料1与衣料3的棉花吸附十硼氢量有差异。第六章分类资料的假设检验习题一、选择题1 2分布的形状（D ）。A.同正态分布B.同t分布C.为对称分布D.与自由度 有关E.与样本含量n有关2 四格表的自由度（B）。A.不一定等于1B.一定等于1C.等于行数x列数D.等于样本含量1E.等于格子数-13 5个样本率作比较， E2 =益01,4，则在G =0.05的检验水准下，可认为（A ）

42、。A.各总体率不全相等B.各总体率均不等C.各样本率均不等D.各样本率不全相等E.至少有两个总体率相等4 测得某地6094人的两种血型系统，结果如下。欲研究两种血型系统之间是否有联系，应选择的统计分析方法 是（B ）。某地6094人的ABO与 MN血型ABO血型-MN血型MNMNO431490902A388410800B495587950AB13717932A.秩和检验B. $检验 c.Ridit 检验 D.相关分析E.Kappa 检验5 假定两种方法检测结果的假阳性率和假阴性率均很低。现有50份血样用甲法检查阳性25份，用乙法检查阳性不得用于商业用途仅供个人参考配对t检验四格表资料的 2检验

43、6 .某医师欲比较两种疗法治疗2型糖尿病的有效率有无差别，每组各观察了30例，应选用（C ）。35份，两法同为阳性和阴性的分别为23份和13份。欲比较两种方法检测结果的差别有无统计学意义，应选用（D ）。A. u检验 B.t检验 C.D.配对四格表资料的2检验E.不得用于商业用途A.两样本率比较的u检验 B.两样本均数比较的u检验C. 四格表资料的2检验 D. 配对四格表资料的 2检验E.四格表资料2检验的校正公式7 .用大剂量 Vit.E治疗产后缺乳，以安慰剂对照，观察结果如下：Vit.E组，有效12例，无效6例；安慰剂组有效3例，无效9例。分析该资料，应选用（D ）。A. t检验 B. 检

44、验 C. F检验 D.FisherE.四格表资料的2检验校正公式8.欲比较胞磷胆碱与神经节苷酯治疗脑血管疾病的疗效，将精确概率法78例脑血管疾病患者随机分为2组，结果如下。分析该资料，应选用（D ）。两种药物治疗脑血管疾病有效率的比较组另U有效无效合计胞磷胆碱组46652神经节苷酯组18826合计641478A. t检验 B. 2检验 C. F检验 D.Fisher 精确概率法E.四格表资料的2检验校正公式9 .当四格表的周边合计数不变，若某格的实际频数有变化，则其理论频数（C ）。A. 增大 B. 减小 C.不变 D.不确定E.随该格实际频数的增减而增减10. 对于总合计数n为500的5个样本率的资料作2检验，其自由度为（D ）。A. 499 B. 496 C. 1 D. 4 E. 911. 3个样本率作比较，驚01,2，则在口 =0.05的检验水准下，可认为（B ）。A.各总体率均不等B.各总体率不全相等C. 各样本率均不等D. 各样本率不全相等E.至少有两个总体率相等12某医院用三种方案治疗急性无黄疸