人卫第七版医学统计学课后答案及解析-李康、贺佳主编

1、人卫第七版医学统计学课后答案李康、贺佳主编第一章绪论一、单项选择题答案1.D2.E3.D4.B5.A6.D7.A8.C9.E10.D11、E12、C13、E14、A15、C二、简答题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，统计推断则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 答医学统计学的基本内容包括统计设计、数据整理、统计描述和统计推断。统计设计能够提高研究效率，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

2、描述用来描述及总结数据的重要特征，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别的结论。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:答概率分布菱示他机变最所有可能的收值与否取戊下所发生的概率

3、之阳的对应关系，用以全面地衣述随机变后取值的概,即通过防机变址的概率分布，可以计算其任意取值的概率.在统计学匕统计推断的绪论都是基于一定概率得出的,微率P值的计算口;以笠据株本统“鼠的概率分布用到口第二章定量数据的统计描述一、单项选择题答案1.A2.B3.E4.B5.A6.E7.E8.D9.B10.E11、D12、E13、E14、C15、E、计算与分析1I参考答第I-?.4342964心435同535255小。8242印5上55,T-126(inimil1.)W4n4413/=-f-=4.36(rnmolT)L|等考答案|(D堀电喻跤表，KM!00M3040岁健康,干血清属IH固雷彼韵频狂兴甘

4、油三地HmgHL)(0格程期数仆)0)1g22im46t却11171715sU总1如一2?661312T2依30D13看53i57*292225?797245-100】卸Oil1U画史方图!箕比1000),独胡与星京男I由洁不同市尊府胸瓢分用=175.4(mgdl)Fc(1055”？HI25r.勃算4划+75黛3If%H=勺=170+-115=17我4fmgMJ)Mi述力力隹隹的白用:文计岂指札近粗屋从亚分布,虑用均数较为合日m融门分位敢,=125+1000.()5-2=155+100匿。15二17/5,-200+5x15-203,(rtgAIlJ品.130+1爪口邠一%5=2弱11警考答案1

5、肝呜嘀氏与1卜第人的th二乙肝丧ri闱M“山押4那;.湾鼻低用股LW正常人裁肝冉的人教LQIgxg、R71。.如吕洪心或t1AE.1Zll6/Q24(13工$1.?11513N3十1,05书3626012Ham2.11于行01241ono24T曾计16W*1ly24空附Gi1/口?则kmu叫曰尢阵】8&1L|I597)3941.,19,24.m,1597Gtlz()=1&G_=Ip()4()J匕帕/H上而正常人乙Iff表面抗用*EtB*Ag精隹为l.lv小崎树A哪衽南抗爆；1球”)浦府内1：国4|参考答案山够孔景津货术前均值=印工4噌画1,术后地值=12/2rlsmh手术前后两空均值用x枚上,

6、技强择吸侔乐故:t为此必F术前E热据变异恃田匕较合适.术fjHT=&72A=seu,t5=-即一乩n67N4求IT-iri,101.2710127仃=79U1272可以有出：以标港差作为比做两组受中诂况的指标.易夸大手案前血土L也厦的受洋.第三章正态分布与医学参考值范围一、单项选择题答案1.A2.B3.B4.C5.D6.D7.C8.E9.B10.A11、E12、C13、C14、B15、A二、计算与分析h|参考答案已知12岁健康男童的体重近似服从正态分布，求体重在某个范困内的人数占总人数的比例，即是求此区间内正态曲线下的面积问题，可通过标准化变换.借助标准正态分布曲线下的面枳求得比例：讣算参考值

7、范用应采用正态分布法.计算V=50所对应的E值.三卫=辿二曳1=2.211根据正态分布56.19的对祢性可知，7口2力右便|的尾剖面枳与巨-2.21左侧的尾部面枳相等.故fir附奏1得3(-221)=0.0136,即理论上读地12岁健康男童体重在50kg以上者占谈地12多犍康男童总数的13f产明分别N算工：=30和丁=40所对而的二血得到马二”.02和三F.60,直附表1得女12)=01539和0(-0,60)=0.2743.因此G。.6O)-G(-LO2)=(l-G(旬60)-5(-LQ2J=(1-O.2743)-O1539=Q57IX,即洋论上该地12岁健康男童体虚在钳f403若占垓地12

8、岁健康男童总数的SZ1JR4,光附息1.标准正毒分干i曲续下无向面积为010所对质的二值为-125U所以该地80%的12岁犍康男童体邛僮集中在区间支12KS内.即283844.22网&可用正态分布法末后计冬考他的国，应计算收制95曙参老仇蚯国X二酎、S=S6.311,96x641)-(24.17.4&*)kg即泣地123建康%率体事的95%参考值莪惘为24.l7-4E43k生.2参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.A2.C3.D4.D5.E6.E

9、7.E8.A9.D10.E11、E12、B13、D14、C15、D二、计算与分析1 参考答案不正确，因为此百分比是构成比，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。4|参考答案|十，旷的匚人，群标准化一胸情，工龄.年:)标准内盘甲犷乙r林期患病人敷收患病感M期患病人出。1SCIK0lK6129C2030661W19

10、2(1422610-30J55632.4344211.5441U合计24754SI446VI甲矿尘肺林漉化后患瞒率X100%=329%24764乙甲生帏林演化后患点率=466100c=24764用矿少肺想病率高于乙矿尘吨患病濯.工工参考答案消除年的构成影响后两地死亡率的比较生静：尚加标准人口数甲地区乙地区蟆死亡主低期死亡人数厚死亡率%、懂期免亡人骸07000201403021025(5000Jpj24o503tW65-700042070合叶20000颁1000甲地区标准化后的总死亡率为：4=出_冥1000知二40220000乙地M标准化后的总死亡率为工与二竺匕内o(x%=50%20000口;见

11、，甲地区标化后的芯死亡率低于乙地区标化后的总妊亡率.第五章统计表与统计图一、单项选择题答案1.E2.D3,B4.E5.D6.E7.E8,E9.E10,D11、B12、B13、D14、A15、1.参考答案本表的缺点有：1、无标题2、横表目与纵标目分类不明确，标目设计不合理“合计”不清晰，不便于比较分析3、线条过多，比例数小数位不统一。某岫居民腑肿手度和疟疾曲膜流片检位结果的关痂算押一通察此膜阴性恶桎虐间日一止膜理性吾何世01股,数向成比(%阳爵构成比(%)网费构成比心。)阿跤构成比(%1122105K6O6g656g73H1713P4弹.口TO57286t4woo5714927141=-1250

12、012500合计2221747S赭2S12.61209.014821622.参考答案本题应用直方图表示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/(0.6/0.2)=12某地”当年后勿阑正常人邕*分布图3.参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。应用半对数

13、线图能够更恰当地表示指标的变化趋势英地氯年不同性利卡管匠年舲别笈希里引量比较半对数线图）第六章参数估计与假设检验、单项选择题答案1.E2.D3.E4.C5.B6.E7.C8.D9.D10.D11、B12、E13、B14、A15、B1 .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。样本含量为456属子大样本.可采用正态近似的方法计算可信区间.下=IW4s=】$月=45。=0.07955可值区间为:下限：丁-%,；工A：二101H一1960.07:10L2“g，L)上限；1+uqxS=t0k4+L96x0.07=10L54(gL)即该地成年男子红细胞总体均数的95线可信

14、X间为101.26-101.54g/LD2 .参考答案根据已知条件可知1n=1022n=1041p=94.4%2p=91.26%根据已知条件，可知，值=1。3珥=104.=94.4%-死=91.269口P-A+A102x0.944+1D4x(J-91261r口口“i=92.S”102+104A-Ps)=0.036两组效率差值93%的可信区间为：(R-pjM0nsM=(0.94409126)1.兆*8036=(-0.039,0.102)凰曲组治疗细菌感染有效率差值95辐的可信区间为-lMKm).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

15、似的方法计算可信区间。因为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175mg/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。:;总数的标准误可以用来衡量样一本均数的抽样误差大小.即=3,C2精本含量为100，尾大样本，1采用正态近似的方法计算可信区间，A-2G7.5.S三阳n-I(MX=3JT则外的可信M何为，卜琅，了一q二乂工二207.5-1.96x320L62(mg.dl)上飞，T+w(rZx=207.541.963=21338(ing.dl)故谖地tOO名儿书的胆固1T为水平的95%可

16、信区间为20L622l3.3XnigdL因为10G名曾患心脏痛且胆固醒高的子代儿童的胆固醇平均水平的93%5得区间的下限高于正常儿童的总胆固醇平均水平175n唱研，提示患心赃病且胆茂砰高的父辈.用子代阳周而水平费高,跳高胆固府员行一定的家庭聚集性第七章t检验一、单项选择题答案1.E2.D3.E4.D5.C6.E7.C8.C9.B10.B11、C12、A13、E14、B15、E1.参考答案采用单样本均数t检验进行分析。采用单样本均数检验进行分析,【1）迂，检验住设*确定怆脸水凝明谈厂成年男子血红皆白均值与一般成年男子和同.才生，该厂成年男子血红蛋白均值与一般与年男子不同a-G.052）计算检貌统

17、计置丁一用T-M，_125-140I-r一L-S-S/415d303）根据户值，作出推幅结论自由度内“=304=29+查附表2,1hqsi2-U45因为I：俞朋工2故产。0九按4905衿验水相拒能接受4.以认为涯厂成年男子血缸黄白均值与一般成年男子不同.该厂成年勇于血”翼白均仅低于一般或年里子.2.参考答案本题为配对设计资料采用配对样本均数t检验进行分析本题为配对设计资料，采用配对样本均数，检验进仃分析建立检验假设,确定检骐水平/：h小，成人耳垂血和手指血白细胞数差异为罕心必.成人耳垂血和手指血白细蒯数差卧不为零tf-0.O5工=11.6,汇/=20.%d=d.5=1L612=0.967=3.

18、672才-。_Z。967飞_SJ&-。912血根据P值,作曲推断结论1=32常上尸605,拒绝接受从差别有统计学意义.可以伙为两者的白细胞数不同口3.参考答案由题意得Xt=2.067,5,=I0J5;X3=&323方2alJ07本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。%m即的总体方差相等外即的总体方差不等41=0.05M：HOT1F=1.19Sj!.015心吨，=，S3%L19.FvE皿工,川T故Pn065，按山=005水准，不拒绝叫,差别无统计学意义M故认为健康人与川度肺气肿病人6抗旗蛋白酹含量总体方墓相等，M直接口的独立界和均粒比技的I桂龄.（1）建立检验

19、鬟设，确建检验水乎山小尸出,健康人与山度肺气肿病人抗腱天白酹含量相同叫火，健康人与人度肺气体病人力抗胰蛋白酶含健小人二03泞算检验统计埴（3）根拂产值,作出推断转论r-5.6JtAMiytii,产40.0。1,拒接受,差别有统计学意义,可认为健康人与III度肺气肿病人/抗胰祈白酶含量不同n4.木霭米用两独立样本几何均数比较的检验U，=Z跖9nP0.05,拒缩九，接受%,基制有统计学意义，可认为两组的平均效价有差别。5.参考答案本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-4k口n96.53,=7.66/工钻,/福93.731名不M.97本题是两个小

20、杆本均被比较,呵川成氨设计检空或士检骏，首先检验的总体方差是心相等心/=#3即曲总体方差相等口；#廿即两总体方差不等卜=a.82故产0.0&，差别有统计学意义按S=0一05水准r拒绝乙,接受成尸也认为男、女大学生的血清谷胱甘肽过氧化物酶的活力总体方差不等,不能直接用俄独立杆.本均数比较的；检隘，而应用的独立样本均数比校的E桎隘.I；？幻叫I亡但”m)05t按江-0一0后水沌不拒第%3差别无统计学意义.尚不能认为男性与女性的GSH-PX有笔别.第八章方差分析一、单项选择题答案：1.E2,B3.C4.E5.D6.D7.D8.D9.D10.C11、A12、B13、B14、C15、B二、计算与分析1

21、.参考答案本例为完全随机设计三个均数比较问题，若资料满足方差齐性要求，可采用完全随机设计方差分析。果用Bartlet【法方差开性检验,犬的.*0。，按4）.10检验水浪，不拒能叫.尚不能认为3个总件方差不齐因此，陵料滴足方墓分析条件.方差分析具体力骤;。）提出检睨假设,确定检验水淮,九：必心孙，即三种病情傕性乙型肝炎患者血清好落匕水平总体均数相M耳：出“小不会相同.即三种病情慢性乙型肝炎思考旭清在找L水平总体均数不企相同比=0.05C2）计算检验统计量”值完全解机注计的方差务析表变异来孤平方和的白由度尸均方M5F值总变异1L网讦35处理组同11口弟行25.3场S8S.58g05但内逆差:。网3

22、3O.OOC213）确定产俯，帼出推断筒论分子门由度12*分母力由度I.制，Ek界值表1方差分析用工因f界电表中无卜*-33,取1*时-31,丹加-工wV由于尸A产.岫口扬I从而P0.10,按廿Q10检验水准，不拒留巴尚不能认为3个总体方差不齐.因此，资料淌足方差分析条件口方差分析步舞如Z口）建立检险假设，确定检履水推即3组大鼠总蛋白水平的忌体均值相同孙何：m.%出不全相等，即3组大鼠总蛋白水平的总体均值不全相同外口,吸不同区组大鼠总蛋白乐平的总体均值相同匕他=产也不全相等,即不同区1大鼠总蛋白水的总体均值不仝相同a=0.05（2）才算检电统计量尸值随机区跟设计的方差分析表变异来源T方和必门由

23、度p均有WSF值总变异9.810935处理组向9.551221.7756719.90区缴问0,1138110,01031.56俣差0.115922(1加56（3）蠲定尸（乳做出他新结论用于处理因素，分子自由度/口2,分时门由总22.查尸界伯表（方差分JiPGX析用T&*m=3,44.由于F=71%80，F故差别有统计学意义.按照.二0.05的检验水鞋F拒幽e，可认为m组大鼠总蛋白水平的总体均值不仝相同：对于区组因素B,分寸自由度=11,分破门由度F.一口，查F界值表E方差分析用），产3=2,271内插值法）.由于P=L56,r%5“制什泗.05,按照注;0.05的检的水准,不拒绝巧.尚不能认为

24、不同性别、体堇大鼠总蛋白水平的总体均值不同.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.D2.C3.E4.C5.B6.D7.C8.B9.E10.C11、E12、C13、C14、B15、A二.iHg分析i.苜先将数据列成下表u组别例救死亡存活病死率工)西医疔法1021*的1.2.75回医打法加中展疗法inyg1SU4.m捌222EJ0入5&CD建立检验假设下碗定检验水施IT.,：T,.7,1即两组病人的总体病死率相等明：了一心J叩曲组病人的恁体病死率不等u匚o.&iC2)计算检聆统计量按年用公式订算，即(nxuflRg)1x29i60422x269in2xlfi

25、9(3)确定P值，作出推断结论乩F支附表7的尸分布界值表濯.按仃Q加水箱拒筮心，接受孙,H以认为的翼病人的总体死亡率不等,即可认为电她用西医疗法盥的痛况率较高.2参考答案由于有格子理论数小于1故采用精确概率法。按照周边合计最小原则可能的组合数为5+1=6。可能的组合情况如下表。建立检验假设弁砌定检验水塞小力广江门即两种不同疔法的患看病死率相等一寸即何和不同疗法的患者病死率不等a=fl.05O计算概率在四格表用地合计数不变的条件下，表内4个实际瓶数变动的组含数共有*附动会计中品小数*1个即5+1=6个，根据公式(9-7)冲算各种组合的四格表概率，第果见下表例如实际观察到的四格表资料的概率为何！1

26、4!77即八”一P=0.0&05S165!3n2!S2!.久科盥A的网格去计算的概宓四格女序号存活死亡叫P战019S-415000007367121。4-3JL5OCX2.15.303S36534-122-L.B0.16716445liI-0.15041785663561405计算检验统计量按公式(%9)计算一俏：I如25M274022Z-29+x(+卜fr+J)143m22014Sx7487x220E7乂74S2220合2葭74=2Wx(D,4SI4+0,QSK24-0,IRKI+0,1132+0.H73+fi1055I)ufJIY二门-D27)“C)觇定P值r作出

27、推断结诒杏/界伯表得P工0.01.在仃M105的检验术淮下，拒触丹口，接受出,可以认为三种药恢降肥脂困召效率不全相等。4.1 等答案1(1)理立检验假设并确定横船水准Ha柄组患者耻型分布息体枸成比相同Hlt两翅患考肽型分布总体构成优不相同7=0.05(2)计算检验统计量按公式(S-10)市算值；rfid，47161J2114213O33+113J,玉山X(-1I+IiIII)1R9MCQ.Ifi9x77ISMx951R9M34U9x102119x77H*)x95LI9k34=0.608k=(2-(X4T)二30.Q5,在仃=。，。5检验水准下，不拒绝事,尚不能认为两组患者血型分布总体构成比不相

28、同.5. #由于有格子的理论数为KT4.因此采用连续校正方法.建立检验假设并确定检验水准H小3=%即两种羽物预防儿童的佝倭病患病率相等小二斤小匕，期两种药物频防儿童的狗偻病急病率不等猫=0.CMC2)计算检验统il量本例0=5配但有1个格子的理检频数缭于4,为1玄小5,需用四格表资料储检验的校正公式(9-5)或公式(9飞3本例用&式(96)计算校正产值：2加1。.加耳5ti/2)5fijft.05Hk42b40x16vt.：(21X2IE30确定P值，作出推断需检以=1方附表7的/界值表得。45口按uO0水准，不拒绝见,尚不能认为两舛药物用防儿童的佝偻病患病率不等U确定P值，作出推断鳍论有d界

29、值表得80.01,按“-口m水准，拒鲍可以认为两种培养苗的阳性培养照果不同。第十章非参数秩和检验一、单项选择题答案1.A2.B3.D4.C5.E6.A7.E8.A9.A10.E11、E12、E13、E14、A15、A二，计n分析i.。号答案C1)建立假设检验叫差值总体中位数为零差值总体中位数不为零“=0.05讨算统计量见下表iQ片受温首针剌腹中穴时后痛困编号粉刺前针刺后笠伪欷双160061.0101.2600700ino453SES575-110-&41050690450-10S900600-3008561125142530085714001350占白-Zg75082575391ODO8002

30、00-7101&DO1400-100-4.5介计T*=17T=38丁中十升33=55,总秩和川舟1.，.拉山1口十|)人5.计算选福竞汉Tnln(7T_)173普表及绊论现”*10,查丁升值表4回制S-47TTH7留在此范国内，P0.05,痴0.州检验水咕/、拒绝牙户针刺脑中穴前后嘀倒值的差异无统汁学意义.乙：,，甘茶（1）建立假设检验巴；基但总体中位数为零出，差值总体中位数不为零a。.OS（2）油算统计量见卜表）健康更广服用的溶箭或构粉片的后的精液中精广浓度（7j/ml）编号钎刺而针刺后秋次1500062-534022200056M-16400-7守59003700-5500百4440050

31、006002560006300JOO1655001200-5300-5726000180024200858002200-3600V介计T*aT.=23Z+7.=333=3&;息胜和N“+L），左S（g+D也*+计庠港确尢攒T=ninC7；./.）-3（3）态表及结论M=a蜜,界值表几的=3-3丸T3恰好落在界点上上）Q5,按B-a值枪验东推，指第H的接受比,可认为健康男子服用肠溶醋酸棉的片前后的精液中精子浓度有差舁.3.*#*CD建立做武校跪J小网感年分布世置相同Jiit的总体分布应置不同cr*O.ft.5C2）计算拄计量梆两样本21个数州由小到大统一编秩,犯下表：两种铜刺吃鼠体堇增加呈（膜将

32、蛋白组校浅候蛋白组秩次83565197a口2.51041C外J.510711S7S4mis的G119149471231610191241710711.S3IB1221，1419146也14620UI21172.5(58,5g7=5S.5（3）衽表与结论/丑9，r”I2,=3按以=03,叠r值表得范用了112,禺为e58.5己L超出范围，故PfMS,拒鲍接受,即两种饲料对雌鼠体盘增加有显著雷响.K参考答案1811-1=2的/分布，查L界值表为:武广专户住，上工：Pe口心按u一0一婚水般，拒绝打,梭受以，故可认为二组人的血浆皮加算含量的总体分布有差别.7.图希咎案jt十1-3(311+1)=312

33、(312+1)(50105157)5.77H二b=：ft.43223-82+tllJ123+8S*-8+19s-l?312a-312C3)声表及绪论期上三工，叫服从自由度,7-17-3二2的/分布，叠/界值表3：心工灯咯/P，“，P。皿$，心o.ns水瑞祖绝明,接受巴可以认为女青年身高与怵窗之间存在粮密句的正相关关系.2. 步考瞥案】进食量力X,增重量为匕卬口，旺1乱2丫1666祁河：F=1670.F”目力。.=1309%tR由公式（11/司至QL1为计算可3k=1（Z）上皿上蹈修1=】1=JX-=fifififiS?后=7J9+333nII1琢。I=TY-二二25MC0-44?3一nII皿工

34、底8SI6X1S7O%XY金占一hLW24S一=1343M由公式（1卜14）首算相关系数：一一=一倒的7S（M而x4S4R向6卜而用直表法对相关系数进行校验】卜，U-HR1,mII.一II-2J曲井做表得心因一，.,中也P0M5r按，工=口也本殖，拒能方”接受修，可以认为大白鼠的进食量与体堇的增加危之间存在很高的正的相美性,根据上表中的数据绘制了下福的放点图，由此图可以看出3大自瓜的进食量与增重量之间有明显的战性的外,故可以考思建立一者之间的战性网归方程.由上述计算fa-73943点秣，3=1值（W,移4,1加=4S4?,W6,T774.1R2.71S1彳代入公式UL2）和。卜3）得：班垢4.

35、3375阳.fijfin215d=yJjX=I5J.BLS-O.2J547741鸵=一13003勃去用。IWRU典回归方程为:y-15.003+0.215Y让E图大白鼠的进食量与增重量之间关系散点用最后，采用方差分析沱对回归方程作检跄：（1J建立假役椅验；见二炉二0泅:fl/口皿0皿计算统计量,W-Vy10Y）4543ft3S-S26IW4s-n.K.心人=3$特41学村以-IC门-437bMS口四招*归日自F.F巴追_.雷JM*nit-rrWMHMnft=11-2=0确定产胤得出结论直凡界也表,/皿鹏=HL56,产，几山，小拒第心，接鳖明，说明大白鼠的速食量与体重增加量之间存在线性同回关系，

36、也就是说,可以用大白鼠的赳食量来估计其体重的增加量.3. |叁考答案：身高为看体重为匕由题意,7一1都4/=Sfl；r-37.倒声r-6.67,f-0.74由身高推体重的回归系数为片，则l%5明n.74x6.67G7S月61由体重推身高的向打熊数为孔，则t力0”工电包力*二=0.95Su6.67第12章：多元线性回归一、单项选择题答案1.E2.E3.D4.B5.D6.A7.B8.D9.D10.C11、B12、E13、A14、C15、E二.计算与分析参考答案(U模型：r-2J144-0.135+0.923X3(2模型检验;制归力和的方差分析表变异东两X1m回内L5O.KS4275.442J6J5

37、40.001L残差42.03394670息变蚌19244632,6I2K(F0,0002理#14包625572650总变炜32U729偏回回系数检验:旧回归矣基估计结果自变量偏回口系如标布误iP常邀项-0.82947773-0,020,9163笳(J.2330.1Q71.1H&U250.2824708f25JM*35总变KS6D.467偏回归房加检蕤，根回回系数彷计结果偏向归系故标准误rr常数顼-21以13.9514)MDS798乂0,4830WK.判0,000-0.053O.OS2-0.64。“7。耳4,2940SI307203苞-0.4150.223而0.0749口变量占对因变量的同归具仃

38、统计学意义，校型决定系救用力.7825,复I目关系数为*03X46.（2）作匕值对.T”苍，K的逐步同打分析,令八二匕/上筛选变量的水平为仪法人=口虢串=0.05,得“最优”模型：夕03554.U00024,：-0OO363.r.+0的史工匕多元遂舟回白方弟分析表变异来源SSyA/SP回归02133531).0944546.54工0002640.00035K76541?冗小川0.D0U4K3M5636.ooom0.0(13330.(X11237290.0120假判决定系数*R84K,复相关系数为#49186第十三章logistic回归分析一、单项选择题答案1.A2.E3.C4.D5.E6.C7

39、.B8.A9.B10.A11、E12、E13、C14、E15、E二.计算与分析1参考答案I采用SPS,进行数据分析应变量为“疗效，自变量为FS情”和“药物:各变量赋值如下:伊甲药疗效三厂,生效病情=!轩药物乙药q无效，10.重，z两给L数据格式.12行4列（病人例数，疗效*病情,药物）“SPSS菜单选项：定义版数支&二DataWeightcasesweightcastsby病人例数1但囱记问归；Analyse*Regression*BinaryLogisticDependetih疗&（?口加巳$：病情.药物Categorical：CategoricalVariates：药物Conirast：IndicatorRelerenceCateitory:Firslksiic回口号数h计妃果E8X回归系数h标准课VWrald/:产值。支第ZR值95%可俏贝间卜眼上限常