医学统计学第六版课后答案

1、第一章 绪论一、单项选择题答案 1. D 2. E 3. D 4. B 5. A 6. D 7. A 8. C 9. E 10. D二、简做题1 答 由样本数据获得的结果,需要对其进行统计描述和统计推断,统计描述可以使数据更容易理解,统计推断那么可以使用概率的方式给出结论,两者的重要作用在于能够透过偶然现象来探测具有变异性的医学规律,使研究结论具有科学性.2 答 医学统计学的根本内容包括统计设计、数据整理、统计描述和统计推断.统计设计能够提升研究效率,并使结果更加准确和可靠,数据整理主要是对数据进行归类,检查数据质量,以及是否符合特定的统计分析方法要求等.统计描述用来描述及总结数据的重要特征,

2、统计推断指由样本数据的特征推断总体特征的方法,包括参数估计和假设检验.3 答 统计描述结果的表达方式主要是通过统计指标、统计表和统计图,统计推断主要是计算参数估计的可信区间、假设检验的P值得出相互比较是否有差异的结论.4 答统计量是描述样本特征的指标,由样本数据计算得到,参数是描述总体分布特征的 指标可由“全体数据算出.5 答 系统误差、随机测量误差、抽样误差.系统误差由一些固定因素产生,随机测量误差是生物体的自然变异和各种不可预知因素产生的误差,抽样误差是由于抽样而引起的样本统计量与总体参数间的差异.6 答 三个总体 一是“心肌梗死患者所属的总体二是接受尿激酶原治疗患者所属的总体三是接受瑞替

3、普酶治疗患者所在的总体.第二章定量数据的统计描述一、单项选择题答案 1. A 2. B 3. E 4. B 5. A 6. E 7. E 8. D 9. B 10. E二、计算与分析第三章正态分布与医学参考值范围一、单项选择题答案 1. A 2. B 3. B 4. C 5. D 6. D 7. C 8. E 9. B 10. A二、计算与分析12参考答案题中所给资料属于正偏态分布资料,所以宜用百分位数法计算其参考值范围.又因血铅含量仅过大为异常,故应计算只有上限的单侧范围,即 95P.第四章定性数据的统计描述一、单项选择题答案 1. A 2. C 3. D 4. D 5. E 6. E 7.

4、 E 8. A 9. D 10. E二、计算与分析1 参考答案不正确,由于此百分比是构成比,不是率,要知道男女谁更易患病,需得到 1290名职工中的男女比例,然后分别计算男女患病率.2 参考答案不正确,此为构成比替代率来下结论,正确的计算是用各年龄段的死亡人数 除各年龄段的调查人数得到死亡率.3 参考答案不正确,此为构成比替代率来下结论,正确的计算是用各型肝炎的新病例数 除以同时期内可能会发生该病的人群人口数得到发病率.第五章统计表与统计图一、单项选择题答案 1. E 2. D 3. B 4. E 5. D 6. E 7. E 8. E 9. E 10. D1. 参考答案本表的缺点有：1、无标

5、题2、横表目与纵标目分类不明确,标目设计不合理“合计不清楚,不便于比较分析3、线条过多,比例数小数位不统一.2.参考答案此题应用直方图表示839例正常人发汞值分布情况,由于最后一组的组距与其它组不等,需要变成等组距.为保持原始数据的组距一致为0.2,把最后一组频数转换为36/ (0.6Z0.2) =123.参考答案将表中数据绘制成普通线图可以看出：60岁之前,男女食管癌年龄别发病率随年龄增长的变化趋势差异较小,60岁之后,男性随年龄变化食管癌发病率比女性增长较快,差异明显扩大.将表中数据绘制成半对数线图可以看出, 不同性别食管癌年龄别发病率随年龄变化的快慢速 度相当,且女性的趋势和转折点更清楚

6、.应用半对数线图能够更恰当地表示指标的变化趋势第六章参数估计与假设检验一、单项选择题答案 1. E 2. D 3. E 4. C 5. B 6. E 7. C 8. D 9. D 10. D1. 参考答案样本含量为450,属于大样本,可采用正态近似的方法计算可信区间.2. 参考答案根据条件可知 1n=1022n=1041p=94.4%2p=91.26%3. 参考答案均数的标准误可以用来衡量样本均数的抽样误差大小 样本含量为100,属于大样本,可采用正态近似的方法计算可信区间. 由于100名曾患心脏病且胆固醇高的子代儿童的胆固醇平均水平的95%可信区间的下限高于正常儿童的总胆固醇平均水平175m

7、g/dl 提示患心脏病且胆固醇高的父辈其子代胆固醇水平较高 即高胆固醇具有一定的家庭聚集性.第七章t检验一、单项选择题答案 1. E 2. D 3. E 4. D 5. C 6. E 7. C 8. C 9. B 10. B 1.参考答案采用单样本均数t检验进行分析.2. 参考答案3. 参考答案此题为配对设计资料采用配对样本均数t检验进行分析由题意得Xi- 2.0&7.5| = 1.01 5;Xj = 4.323,Ta ： 1,107此题是两个小样本均数比较,可用成组设计t检验,首先检验两总体方差是否相等.七即两总体方差相等为廿七,叩两息体方差不等乌W 5皿45,故P > 005

8、 *按Z皿水准,不拒绝办,差异 无统计学意义#故认为健康人与IJIJ®肺气肿病人抗腰萤白醇含量忌怀方差相等,可 直接用四独正杵本均数比较的t检凝-1建订检验假谖,确定整验木平心 土叽,健康人与in度肺气肿病人心 抗膜蚩白醇含壁相同的,土 r健康人与山度肺气,仲病人/抗胰胃白酶含量不同计算检骚统计量l)Vflt 4 fl3 - 2梅万 TO ni根摒尹值,作出推断结论SO.MI,拒绝*.接受差异有统计学意义,可队为健康人与H度肺气爬骤人抗腆蚩白醇含量质同=1,参祥案本踱来用两型I立祥本儿何均数比校的检验r = 2.尹 0. 05 ,拒绝月尸 接受土,差异有统计学意义,可认为Hl -Ir

9、 brsIV尊西纽的平均效价有差异,5.参考答案此题是两个小样本均数比较,可用成组设计 t检验或't检验,首先检验两总体 方差是否相等.由题意得七4B, * , = 9G. 53, 5'. = 7r 66出=46、# =印.73 a Sg = 14. S7木题是购个小梓本均数比较,可用&组设计,检验或险虹 首先检敕两总体方差是 有相等.町E矿-时,即西总体方差相等七危药,即两总体方装不等(4 0. 0B就 14.972F = -v = 一-r- = 3.S2S, 1.66A' - 3.83 、虻商雨：,故尸 0- 05 ,差异有统计学意义*按“日0.06水准,拒

10、绝* 接受孔,敌认为耿 女大学生的血清谷胱甘肽过钗化物酹的活力总休方差不等,不能宜 接用两独立样木均数比较的,按验,而应用两独立祥木均数比校的t检验X、- X,1.'= - Ef$：+ S±r flj静/"强5膈=艮理水准,不拒绝七/差异九统计学意义.尚不能认为男性与女性tfj GSH-Px有是凯第八章方差分析一、单项选择题答案：1. E 2. B 3. C 4. E 5. D 6. D 7. D 8. D 9. D 10. C二、计算与分析1.参考答案本例为完全随机设计三个均数比较问题,假设资料满足方差齐性要求,可采用 完全随机设计方差分析.聚用Bartlett方

11、差齐性松验,*二2的PXLU) .按二0.10检验水海 不拒艳孔* 尚不能认为3个总体方芸不齐匚因此.资料汹足方姜分析条件.方差分析具体步骤；提出检验假设,确定检验水推七：四.皿乩,即三种痈情慢性乙型网资思者血浦$用人水平总体均数相同乩：叩皿不全相同,酬三种病情慢性乙型肝炎患者IM清海$L水平岛体均致不 企相同星二0. 05计算检验毓甘量尸值完全陡.叽进的刀差分析表变异来舞半方和SS自用腹均方,M 5F怡嬴斐异1L 3颂35此葬ffi间11 099623,堀E哽58S 05职M 钦差)0.20133O.OOG2(3)确定卜值,伽出推断蜻论分子门由依方 八 分母白由必矗 n 查界值表方茬分析用)

12、,因.界 4arf借表中无卜? =33 ,眄瑚' 33 ,七出件淄=3 29 c由于 已期q 从而户 .小, 跋服* = C -OS的检峻水弛拒绝 可以认为三种病情慢性乙型肝炎患者血清归虬水平 总体均数不全相同2. 参考答案本例为随机区组设计三个均数比较问题,假设资料满足方差齐性要求,可采用 随机区组设计方差分析.采用Sartlett法方差齐性检船/尸,一哗304 ,丹0一1.按庭"1(1检验水准不拒绝弁 尚不能R为3个就体方差不齐.因此,童料碰足方基分析条件,方差分析步骡如下E1建立翰般板设,确定差验水准丑心"=土 =加即a组穴鼠总里日术平的息体均值捆同.,外、风

13、一州不全相 即m组.大鼠忌蚩白水平的总体均值不全相同bccm； n =r5即不同区组大鼠总蚩白水平的总体均值相同心戚："小,七不仝相等,叩不同区组大鼠忌蜃白求平的总体均值不仝相同a =0, 052计算检蟾统计量尸值削L区粗没开的厅莲分柝表变界来源甲方和.弥白由度均 h V.9F值息变异9. 810935批理粗同0. 551221. 7756710. 8C乱组间0. 1138110.01031. 56谡差0. 145922爪 00663确定尸值,做出摧断结论肘F处理因乳 分子h中如L分嗟门由座"跻=22,杏£界但表方差分H-uMrE析用“日用血=3,机 由于F =7

14、19.80, f*S5 故心.Q5,差异有统计学意义, 按mr = 0. 05的检验水淮.拒焦皿,可认为m组大鼠总蚩白水平的总体均值术全相 同：时于区纽因素B.分子白市度rM =H,分噬自由度七尊三其,奁尸界值表E方差 分析用,=2.87内通值法舄由于=L 56,故卜0.05,根据 *= 0.05的检蛤水海,不拒绝乩,号 尚不能认为不同性别、依疝大鼠总重白水平的息 体均值不同.3. 参考答案本例为析因设计均数比较问题第九章 卡方检验一、单项选择题答案：1. D 2. C 3. E 4. C 5. B 6. D 7. C 8. B 9. E 10. C二.诗算与分析1.首先将数据列成下表例敷有活

15、铜死率3)西医疗法1021JS912.75画医疔法加中医疗法89$合计2&122她7.5SCl)建亨捡验假设*确定检验水准工产,即啊粗痼人的忌体病死率相等J即炳祖病人的慈体病死率不等"=(l.Oi(2计算检脸妹汁量按专H1公式汁算,即4 (iwmQMgg' m2 z = = & (M22269x102x189C)确定P值,作出推断结论以r=l查附表F的/分布界值表,得尸5,.1 ,按廿=晾5水的拒绝儿,接受玲,W以认为两纸病人的总休死1、瘁不等,叩祖认为单鲍用西蜃疗法组的病死率较熬2 参考答案由于有格子理论数小于 1 故采用精确概率法.根据周边合计最小原那么可

16、能的组合数为5+1=6.可能的组合情况如下表.<1>建左检验假设并商定椎验水准0=工,即的种不同疔法的患者病死率相等叭；nf,印何种不同行-汶的思青病死率不等(4 = 0.D5(2)计算撤率在四格表周边合计数不变的条件R表内4个实际频数变动的鲍合数共有七斑边台 计中最小数十L个即541=6个,根据公式(9-7)计算育种组合的四格表概率,始果见 下表.例如实际观察到的四格表资料的概率为,FStl4!77«!P 兰一0.00055165!3H2r22f多神组合讷四格表计算的概事四格表序号存活死亡ap皿010 0000739§6712-3 L5OOOZ495104郁2

17、3土以00303891134*6S12324 150167143G445-0.150417856ia1663So.asO3&1041140<3>跚定累计概率F值,作出推断结论初M检舔 在四格表周也合计数不变的条件下,.值的理论频数为ru=T 3X9) /L7-4.761在实际观察颇数0=7时,|4匕| 二 |7-476 |=2卫4“观察卜述9个22表,©值 越大T值越小,|说值越大；.佰越小,匚伯越大Icrrj值越大.假设饕 p值的 计算应包括k -T 12.24的四格表的概率之和或计算叫、于P的概率之和此双侧累计概 率P值为pp(l)+ P(2)+P(3) +

18、P4)=0.000073 + 0.002495 +.心3.389 + 0.1&7143=0.200根据所得P值,在 =0.05检验水准下,不拒绝 H0,尚不能认为两种不同疗法的患者病死 率不等.3.案CD建立检验假设并确定橙验水准W三种药物降血脂的有效率相等也 三种药物降血脂的向效率不全和等ti =D.OS(2) 计算检验统汁置按公式(9-9)计鼻广值：|胡'351 CiO 127 240122 :Z = 294+ + 卜 )I4J x220145 x 74 ST se 320 R7 部 k220 S2 心4294 (0.4SI4 : O.aSfl2 i- 0. (8KI i

19、0. IU2 顼,1173 U. 1055 I) m 9 »1v «(3-l) (2"J)=23)确定P值.作出推制结论查尸界值表得PW0.01 在&皿防的橙验票准下,拒鲍月5按受可以认为三种药物降血牌前有效率不全相等,<1)建宜检验假设川碰定检盟永准财 西纽患者血堡分布总体梅或比相同Hl：两祖.患者血型分布总体构成比不相同b=0.站(2)计算整验统计量校公式(9-10)让算/值:a4 广6I321142a34、13r 308 x (+*+1)】附 x 皿1睥 * 77(89 x95 IS9 M 34 H.x 102 119x77 li9 x 95

20、I i 9 m 34=008k-J)= 3 炳.定P值,作出推断结论查昭表7得PX.O5 ,在#乜姑检蚣水准下.+拒绝也,尚不能认为两狙患者血 型分布总体构成比不相同.5, »#»*由于有帘子的理论数为1可码因此来用迷续校正方法n(1)建立检验愤设井确定检毂水准.,=tx,即函种菊物预防儿童的佝催病患病率相等乩】,T淫丁厂即阴种药物预防儿童的佝催病患病率不等(/ = 0.05C2)计算槌验统计地本例时58但有1个格子的理论翔数等4,为13",需用四格米资料广检验的校正公式(9T)或公式(9-6)木例用公式& 6)讦算校正广值；a (X 10- m1

21、71; t .OJMK 42x40x16r-(2-1K2-l)<3)画gP值,作出推断结论以r-lfi附表7的营界值表得P"£5,技rOm水不拒始、尚不能认 为两种萄物预防儿童的佝陞病患病率不等U(3>确定P值作出推断结论查W界值表得P0.01c0.0S水准一.晅绝可以认为两种培养基的阳性增养结果不同.第十章 非参数秩和检验一、单项选择题答案 1. A 2. B 3. D 4. C 5. E 6. A 7. E 8. A 9. A 10. E二.i.(1)建立暇设温验汗5差值息体中位数消零"7差值总体中位教不为零廿 aO 05C2计算统计量.见下表10

22、 *燮余#十向擅中穴俏后痛闽钎刺前针刺启差他16.砌1Q126007001DO4536朋575110$41S50湖>450地5900次-8.S6112514ZS3QGB5714001250-&0-2E75.跄575391000800200-7101&001400-100-4.5音计T+=17 T.=38心十F,lT-3距55.总秩和打(时1) 2=10( 10+D 必5上计算置的无识3苴表及结论现八1.查丁界值表与硕7=口落在此范图内尾贝灯 按心=.此检竖水准,不拒绝疗心计阐膻中穴前后疝崩值的差异无统计学意义V2.<1建立假设校验ff0：差值总体中位敷为零差位总件中

23、位数不为零H =0.052 it算统计量见卜表咨#脸康r.施附搦祥昉做棉酚片前后的舷液中精浓度m.而编号钎刺前针恻后秋次i6000666上140右2220005600-164003590037 M-2500-54440050006D0256O0C6300JOO1665001200-5300-5726000180024200-8858002200-3600<ri+Tq T.=337+ 7'_=%33=3总税利3十1 Z2=SmZ2=SK计算准确无误T 二心7> T_)T3查表及结论3l-s ,查r界值表队站gWM3, T才恰好落在界点上E0,因 隐邓略枪验 水准,拒绝棉,搂受

24、为可认为健康男子服用肠擦醋酸舵酚片前后的精波中精子浓度 有差界】土 一塞考答案】C1建立假设椎验西忌体分布世置相同土两总体分布位置不同孝二 0 652计算统计量掰曲样本21个额据由小到大统一部必见卜表：两袖何刺雌段传云南加W矽高蛋白组秩次低蛋口拒秩次835651978702.510410701.510711578411313S5611914947123161019124171071LS12918122姑13419146网1462015121173 5G)5&5伍T=5K_53查表与结论虹9以,岛F = 3,按.0.05,5 r值表得苞71- 127,由于r=5B5<71J起出范围

25、.故P<ons,拒酷可心 接受,即两种饲料对雌氤体重增加有显著影响.4. »*«案建立.彼设僚牲*佝忌体分布位置相同网总休分布位宣不同u - 0 05(2)计算统让量将两样本仃个数据由小到大统一编秩,站卜表：桁作业与小铅作业人的血铅值(蝴曲)非钳作世用钳作北玺秩次51.S1？g5151B10 5G120127425X9534IS1264316137441715a1&10.521li595 仇町W4查表与蚌论刀1 _ T ,七二10, w叫3,按i/D,Q5.查丁伯表得范围奴84,由于二935皓出蔺囹,ft P < 0.05 p拒箜“接如,慌作业r人的血悟

26、值浙手非蜡作业T人的间肆专寸某莉黄曲吾始拘引部涂叫珅丫甬H 'W四薜甚舞牌4制霓卯再尊期酉军淬叩耶Y的三E*«*!中麻“耳！硬曲异留简懒时*耍置解¥血电,回虫圭霓邱也X罩霜44等耳.弟潘',h雾引1 so-o>d尘昭(mut- LV5t+ 8C-t)"LZZ-1 xr七依心【A m.汁 坦if :so-lE/tl+LCSJ16 -S4W1r(LAJWClkU'LjiMr 火 r &&) ,T-,*wi“U十 mTh %|U口队颂169IL*涵S(K如J；- EOSS01V奇凝(K61c&i:ZDS就 1101H

27、折藐0W9侦凯(81-此匹T09£6础06ZKZ- 1SZt)Z？时堆弟V聘段鞭度志炸鄙书导 寄案驿弟前平尊理"A出宰事障弈4梆肆第翠蹴困坤掣郭褂旺a岑TE,割瓣盼¥伟中申隔碌申麻尊林再+!警苴41门W 0 =n回申葛可坐辱心普聊3LdSTSW.M 七弗我祺期尊事(!)««« -S<2注算统让国播三杯本30个观察值统一由小到大褊秩,见下表通人的.颇 酬 定值mmM/L正常秩次单沌性肥杵秩次皮扇际增多症秩次0410.629 B201.9点1.2310.2212 262.0510. &222.5a2.4713.0232B93

28、.110.514.0253 110.54.11414.3263.7125.01615.6273.9135.91715.62846157.41921.&297.1813,62424.030奇计弗51175251<2注算统计国将三楷木的个观察伍院一由小到大褊秩,见下表三缉A的血紫.立质辑迥定值nm心I/L正常秩跛单饨性肥怦皮腐障增多在秩次0410.629.B201.941.210.2212262.05LQ,6222.582.4713.0232S9J.110.514.0253 110.54.11414.3263.7125.01615.&273 9135.91715 6284 5

29、157.41921.&297.0181162424.030<T 计洗.51175251168H =一-一 V .V + U M州十】J 3 ft.-3(30+ l>- IK 12T而一广 I 17_5 1 25 ' '30(30 + 1) k 1010 ID *3查表及结论现上=3 , ii服从白由度r * I -3-11-2的厂分布*查广界值表以心沁供,】以£" P崩05按仃0M5水排,拒饨外,楼受L,故可认为三狙人的血浆皮成 铮肯量的总体分布有差异-7 .鼻寿答案1建立做设捡栽%,三蛆病人的总体效果相同昨 三祖病人的总体效果不全相同“

30、 =0 052计算统计成将三个择木的资料统一由小到大编秧,见卜表;-：祖忠宥沛都手本的针麻效果敞呆JI岫晡化旅肺结俊台让平均秩次软和肿化旅J10244RS2IF41.54159961992n1741ssS3-205144244B59(149360nr19333§？8206293球,547-W.58233.5R9R2TV47A19路31230312JZ21212424Lt501曲IS7MilRRI5 317234.52275Rff k12Wf* f 】艮-3f m12ffilS.5117 254.史5575S1> 1-3(312 11157 )L) =5,77312(312+ l

31、)i. 50105fj3_7743tr rR广-胜+以F123 + K35楠 + T T93121 3123)查表及结婚坎U虬服从fl由度r= 的尸分布,查广界值表占SSLap< Erg按"-注蜀水准,拒绝,接受乩,故可认为三组病人的总休效C mi V 丁 q W1!果不全相同a第十一章 线性回归与相关一、单项选择题答案 1. B 2. E 3. A 4. E 5. C 6. D 7. C 8. D 9. E 10. D二,祐#与分祈屈L XV* 1身苟为岳体重为也« 12rT Y = 19缰,g X, 333470 ¥ =6UJr= 404的,£

32、 AT = 1】5龄5代入公式(11-15)至M-切得;L 3 £ X )政 1妇 -yr1- Z* 3K470 RO3乙-12履=V f 一 E )工 4()46 一 初 =44S .25M12128由公式(LL-14)计算相关系数500.5vROS< 44S.2Sn.fi3+卜面,栗用f检驶法对相关系数进行检捡-(1)建立检航便设久/二g即身高与体重之俯不存在线性和关关系叫以,L即身高5体重之间春在线性相关关系M _ 0P052计算统计量210.834t = -L - 4.7799fl 12-2r 12 -2 = IfiC3瑚定尸值,作出结论£ r界值表得和$皿=

33、3知"?.P * 0,005 ,按u = O.OS水准柜给七, 接受,仍以圳为.女青年身高与体重之倒存在很密切的正相关关系.2+ :肴誓案' 证食量为X,增审量为孔« I lr J X - S51fr. y 1 您6睥7K,£ V =1670-£广_ 2SW即,£ XF = 130吨朝由公式1L1S至11刀计算诃得:二 66fiSB7f>黑讷1-7J5943 .3til上 £尸J 8岫21470 '4>44 彻II £XY皿更5蜘或迎球【I由公式11T4计算相关系数；r-妃闻州 -0陶、7SW3 .363 x 4S43 .636卜而用管