医学统计学第六版课后答案

1、1021第一章 绪论一、单项选择题1. D 2. E 3. D 4. B 5. A 6. D 7. A 8. C 9. E 10. D二、简答题1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。45抽样误差是由

2、于抽样而引起的样本差是生物体的自然变异和各种不可预知因素产生的误差, 统计量与总体参数间的差异。第二章定量数据的统计描述一、单项选择题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(2)计百均数和中位数：-fl HI « 2 t(I25 +7.5)» 4+(145 +7J)h3X ： -： I75.4<ntg/tll)100IODxfl.5 - 31 H = I 70 dx 15 . I 7D.4 ( tng闻 132L L才答案倒催乳素浓度术前均值=6724明出击 术后均值=127.2崂前口手术前

3、后的组均值 相惹较大，故选择变异系数作为比较手术前后数据变异情况比较合适r术前：X H氏了工% 5 n 564M5cv .xtoo*t 二加转672>术后t X - 127.S , y-101 4T101.27 CV -xlOO% -79.61%I2?,2可以看田，以标准羞作为比较曲叙变异情况的指标，易夸大手术前也催乳素浓度的 变异.第三章正态分布与医学参考值范围一、单项选择题 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

4、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 1. A 2. C 3. D 4. D 5. E 6. E 7. E 8. A 9. D 10. E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。第五章统计表与统计图一、

5、单项选择题 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：12、横表目与纵标目分类不明确，标目设计不3、线条过多，比例数小数位不统一。2.参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) =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

6、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。因为100名曾患心脏病且胆固醇高

7、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第七章t检验一、单项选择题1. E 2. D 3. E 4. D 5. C 6. E 7. C 8. C 9. B 10. B1 .参考答案采用单样本均数t检验进行分析。t检验进行分析2 .参考答案ri » 2.067,5, - L0IS;= 4.323.Sa -1.1073 .参考答案由题意得1：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。/r4即两总体方差相等g47"即两总体方差不等a =0.05L(ft7匚三I J 9?L0152建仙川=工53&

8、gt;1.19»YE-,故Fn 口闻5,按u水准,不拒绝匹，差别 无统计学意义故认为健康人与I1L度肺气肿病人力抗演滑白的含量总体方差相等，可 直接用的独立样本均数比较的t检验“（1）建江检验假设，确定检验水平-疗产丹刁3健康人与川度肺气肿病人乃抗胰蛋白酹含量相同“产M 土外，健康人与小度肺气肿病人小 抗胰蛋白酹含量不同a sO.flfC2）访算检验统计量* 51T冏*地-I局、 1一二！=-L 二 J . 1. £fl, 4 rtj - 2I一丞上口卜一1 - - , 士 5.DJ网HS,工（3）根据尸值，作出推断结论，=5£3>%.“尸0-001,拒绝打

9、仃接受?,差别有统计学意义，可认为健康人与I1L度肺气肿病人为 抗胰蛋白酹含量不同.本题采用两独立样本儿何均数比较的，检虬 2.689 > .曲一. < 0.05,拒绝心，接受",差别有统计学意义，可认为网组的平均效价有差别U5.参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，向 48, J; =. 96.33,5 o 7. 56% - 4d / = 93, 73.5土 - 14.97木翘是两个小样本均数比较，可用成纽设计,检验或，检验，首先检验的总体方差是否相等,心£即两总体方差相等心口: ,才即函

10、总体方差不等# - 0, 05S； 7.661/ = 3.82 >。啊故户< 0.05 ,差别有统计学意义，按行工江05水推1拒绝接受巴，故认为男、女大学生的也清谷胱代肽过氧化物酹的活力总体方差不等，不能直接川网独立样本均数比较的；检验，而鹿.用两独立样本均数比较的F检哈口1 3二LS3J唱叫+S；啊%,工=2.009, I <%姓型P > 0.05.按=0.05水准.不拒绝叫,差别无统计学意义，尚不能认为男性与女性的G5H P翼有差别。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

11、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，若资料满足方差齐性要求，可采用 完全随机设计方差分析。采用BMutt法方差齐性检验，/ =*的，骰0,10,按值.0*】。检验水准，不拒桀/,尚不能认为3个总体方差不齐.因此，修料就足方差分析条件e方差分析具体步骤：（1）提出检验假设，确运检验水准心:小小即三种病情慢性乙型肝炎患者血清正抽1水平总体均数相同三：丹，外不金:相同，即三种病情慢性乙型肝炎患者血清肝a乳水平总体均数不 仝相同ff R. 05<2）计算检验统计Rf,值完全临机设计的方差分析表变异来源平方和引自由度始均方MSF值总变异11.305735处裁组间ii.o

12、gg。2X眼S8<0.0&组内误差）0. 2061330. 0062（3）确定产值，做出推新结论分子自由度廿"- a，分母自由度国内-n ,查产界值表（方差分析川），因尸界 值表中无小内=6，取1”内=葭,凡用由蟠=3,妁V由于>琥1Hm嗡，从而P<o巾5, 按照“二0.05的检监水准拒绝九，可以认为:种病情慢性乙型肝炎患者血清SF3SL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，若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Bartatt法方差齐性捻验，Z1 2.3304 ,4口,10.按d0.10检验水准，不拒

13、绝"" 尚不能认为3个总体方差不弁.因此，资料满足方差分析条件，方羞分析步弊如限（1）建立检脸假设，硼定检验水席/工人 a，即m组大鼠总蛋白水平的总体均值相同明小：4.凡不全相等.部3组大鼠总蛋白水平的总体均值不全相同凡：h 丁工二二了 即不同区组L大鼠，总蛋白水中的总体均值相同出他：工小叫,仁不仝相等，即不同区组大鼠总蛋白水平的总体均值不仝相同£ =0. 05（2）计算检黯统计量/值随机区组设计的斤号分析去变异来源平方和时自由度F均方MSF值总变异9.810935处理组间9. 551224. 7756719.80区组间0, 1138110. 0103L56误差0

14、. 1459220.0066<3）确定尸值，做出推断结论时于处理因素，分子自由度ip =2,分母自由度时科=22,查F界值表（方差分 析川），E皿,皿=工Me由于产=719. 80, F>外皿】田，故/<0. 05,差别有统计学意义， 按照二0.05的检验水准，拒绝色，可认为3组大鼠总果白水平的总体均值不仝相 同：时于区组因素B,分子门由座*骨二II,分母门由度酎y -22 -查F界值表（方差 分析用），及你"羽=2.27 （内插值法，由于F =L56, F>F出口故，0.05,按照 = 0. 05的检验水准，不拒绝打,闾，尚不能认为不同性别、体重大鼠总蛋白水

15、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. D 2. C 3. E 4. C 5. B 6. D 7. C 8. B 9. E 10. C二、计算与分析1.1 考答案首先将数据列成下表.组制倒数死亡存活病死率a西医疗法10213即12.75函医疗法加中医疗法1899180.1, 76介计291222697. 56（1）建立检验假设力确定检监水准巴二开”即两组病人的总体病死率相等明工片/即两组病人的总体病死率不等a = 0.05<2）计算检验统计量按专用公式计算，即.（13x1 S 仆一gqx9yM 291X 乜: » 6.0

16、422k2E9x102k1R9<3）确'定P值，作出推断结论以1，=4查附表7的底分布界值表1得P < 0 01 0按"-水准，拒融""接受"可以认为两批病人的总体死亡率不等.即可认为单纯用西医疗法组的病死率较高-2 参考答案由于有格子理论数小于 1能的组合数为5+1=6。可能的组合情况如下表。<1>建立检验假设并确定检验水准"八%=，即两种不同拧法的患者病死率相等%:九工即两种不同拧法的患者病死率不等a = 0.05(2)计算概率在四格表周边合计数不变的条件下，表内4个实际频数变动的组合数共有，冏边合 计中最小

17、数+广个即5+14个，根据公式 07、计算箸种组合的四格表概率，结果她 下表*例如实际观察到的四格表资料的概率为.614!77!5!CM*。*P = 0.00055165刖之£2!同种组介的四格龙计算的概率四格发序号疗活死亡P68014.15OOODD73956712-3 150 002495104a&62-2.1500303891136S34*-11501671431216445-0.1504178581316名56o.as0.3&2041140(3)硼定累计概率户值,作出推断结论双侧检验：在四格表周边合计数不变的条件卜，。值的理论频数为7钎%=(9X9) 八7二4

18、.7酎 在实际观察频数的7时，|。兀|寸74.76曰二九 观察上述9个2X2表，口值 越大，C值越小，"值越大：。值越小，C值越大，值越大.若拒绝为，P俏的 计算应包括卜-兀|之2.24的四格表的概率之和或计算P小F P,的概率之和，双侧累诗概 率P值为P=P(1) + P(2J + P(3) + P(4)=0.000073 + 0.00249S + 0.0303 &9 + 0 167143=0.200根据所得P值 =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. »«««（1）建立检验假设并确定检验水

19、准际 三种药物降血脂的有效率相等比：三种药物降限脂的有效率不仝相等a =0.0S（2）计算检验统计量按公式（+9）计算/值：I20125*60*273401221Z 294 x（ 4+ +J）145*220145 KM 87 岚切 R7 x7462 x 22062x74W m （0.45140.0582 + （ （R81 4 O.H320,1173 i 0,1055 t）r -（31）（2-1） =2<3）确定P值.作出推断结婚查尸界值表得P < 0.01，在廿=0.05的检验水准卜，拒经Ha接受Hlr可以认为三种药物降血脂的有效率不全相等W4 .£考答案<1）建立

20、检验假设才确定检验水潴为：两组患者血型分布总体构成比相同两组患者血型分布总体构成比不相同a =0.05（2）计算检验统计量按公式（M0）计算周值：4fifl1 4726 2IJ 42530J54 工 13，/ = 308 X （+4+1）189 X 1021的艮 77189 M 95189*34”9x102119 k 77119 X 95119 x 34=0.508y = （2 -1）（4 - !） = 3（3）喻定P值，作出推断结论查附表7得P>。.05 ,在值=0.05检验水般下,不拒绝出，尚不能认为两组患者血 型分布总体构成比不相同匚5 .案市J 有格子的理论数为因此采用连续校正方

21、法n建立检验假设并确定检验水准即两种药物颈防儿童的佝偻病患病率相等明 "' 即两种药物预防儿童的佝偿病患病率不等卷 0.05（2）讦算检验统计量本例254但有1个格子的理论颊数等于小为YTK5,需用四格表资料检 验的校正公式伯8）或公式（9 6）.本例用公式但6）诙算校正/值：金 （麻 10- 32x tj-56/2） S6X = 1 0514x 42x 40x IEv = （2 - 1）（2 - I） = I<3）硒定P值，作出推断结论以直附表7的小界值表得P>0.05n按 o 0.05水准，不拒维凡，尚不能认 为两种药物预防儿童的佝偻病患病率不等.C）确定P值

22、，作出枕断结论宜d界伯表得PK 0.03按H0.05水准，拒葩打一可以认为两种篇养基的阳性培 养结果不同.第十章非参数秩和检验一、单项选择题1. A 2. B 3. D 4. C 5. E 6. A 7. E 8. A 9. A 10. E二.计策与分析L »考答案J（1）建芷假设检验打口：差值总体中位数为零%:差值总体中位数不为零n h O.O.S（2）讦算统计量见卜表10%受试毫针刺值中穴前后痛斜编号针刺前针划后差伯秩次160061010126007001004.5a6S5575-110441050600-450105900600-3008.5611251425300S.5714

23、001350上。2875082575391000800-200-71015001400-1004.5计T+=17 T-3S丁斗+-上7+韶-55.总秩和n（n+L） /2IU（10+l > /2=55h计算推项尢试T MUiintr 7 ）-17（3）查表及结论现坤-10,直丁界值表4冏-8了，户17落在此范闱内，40,05，按，匚。，1检 验水准，不拒葩JL，针刺膻中穴前后猫闷值的差异无统计学意义。1. I ，者累一（1）建立假设检验% 差值总体中位数为零R差值总体中位数不为零u - 0.05（2）计算统计至见卜表K尔健康男子服用顺溶储酸棉配片的后的精液中精产浓度（万/mlj编号斜划的

24、锌刺后笠伯程次15000660-5340-6222000S600-164007359003700-220044400500060Q25BD0063003001665001200*5300,S726。001S00-24200-88580022004600-4优计T+=3 T -33T+33T6,总:+丽1+1）/2-K（K+I）也=36.计算准瞒无设T « Jtin（rh. 丁）片3（3）查表及结论现g_8,直T界值表兀Q5gz 犯丁=3恰好落在界点h P=O.OST按u口通检验 水淹.拒葩外，接受外，可认为健康男子服用肠溶睛酸棉的片前£的精液中精子浓度 有差弁.文®

25、;等答案1<1)建立暇设检鸵 两总体分布位置相同打井两总体分布位置不同a - 0,05(2)计算统计量将两样木21个数据由小到大统一编秩,见下表：两种轲料雌成体重塔加庭(g)高蛋白组段次低量白组航次总S651978702.510410702.51071157S411313as5119149411231610191241710711.5129181221513419146201462016121172 5公SBL5(Ta)15盘5(3)直表与结论jii 9 ? n . 12 2 - n, 按 u = 0.05，态值表得范围 7L 127, 因为 7=55,5<71, 超出范恂.故亡口

26、3,拒鲍打“，接受叫,即两种饲料对雌鼠体重增加有显著比响,% 考答案建立假设检验外、的总体分布位置相同% ：两总体分布但置不同a - 0,05（2）计算统计量将两杼本17个数据由小到大统一编秩,她卜表：铅作业与出钳作业1：人的血铅值（UEAO0E）非铅作业组我次铅作业组秩次51.5179SL51810.5632012742514953415126431613744171581610,5211S59sg5优）<3）查表与结论%=7/ Jij = 10 j itj - ji1 - 3 T按目=。总5 ,查丁值表得范闱42B4.因为丁=935超出范【乱 故PVQQ5,拒绝1九,接受,，燃作业工

27、人的耻铅但高F非铅作业T人的工，考答案<1)建立假设检验打o：两总体分布位置相同讯工的总体分布位置不同0.05(2)计算统计量将两样本数据由小到大统一编帙，见卜表:v口服药水洁疔近视眼患者的拧效会察疗效V1a展泰水组生理地水弟合计器惘平均秩次战水割我和变差g202R1 -2814.52W不变6 015329-1811OS6W避步11in21SS2-20212192ft鹿星4105203-20724W205件计116912078715(川3)门1旬4qd:n - y-ty)12 开 fw-i)JIR715-9Ik(207 1-1)/21。.59tx|6207,207-(2S + -2fi

28、+153，-I53 + 2I1-21 +5。5)i 12« 207 x(207-1)= 2.27由于“上二|,门，/<。,魔，拒经""接受外，有统计学意义，可认为的总体分布不同U犀可认为3眼体水对近视眼患者的治疗有疗效-81参考答案W(1)建立假设检验*工组人的加浆皮质脖含量的总体分布位置相同明:二组人的血浆皮质醇含量的总体分布位置不仝相同if b 0.05（2）计算统计量的生样本和个观察就统一由小到大骗秩，尼卜表1一：组人的血浆皮履后测定阳n mW L）正常秩次用纯性肥胖秩次皮及静增多症秋次0410629 820i.e41.2310.2212 262 05

29、10 6222582 4713 0232 Bg3 110514 0253.110 54 11414 8263 7125 01615 62739135 91715 62日46157419如629701813 62424 030企计965117.5251if b 0.05（2）计算统计量的生样本和个观察就统一由小到大骗秩，尼卜表1一：组人的血浆皮履后测定阳n mW L）正常秩次用纯性肥胖秩次皮及静增多症秋次0410629 820i.e41.2310.2212262.0510 6222582 4713Q232 Bg3 110514 0253.110 54 11414 8263 7125 01615

30、62739135 91715 62日46157419如629701813 62424 030企计965117.525112 l /rH =V - 3( /v +1)广fi.12(96.51 117.5 251'】+3(3O + I) = 1H 12 30(30 + 1)、1()10 H),(3)查表及结论现无=3, H服从自由便i，mA !=3-1=2的犬分布,直/界值表"力4=5.99 , H > 5i ： P<0一第按40 0S水准，拒绝，接受外,故可认为三组人的血浆皮质 醉含量的总体分布有差别，7.：参考答案(1)建龙假设捡驳/0：三组病人的总体效果相同/,

31、:三组病人的总体效果不仝相同u 0.05(2)计算统计量将三个样本的资料统一由小到大编秩,见卜表,利捏大 I J12(HI5.51 17254.512275 /=+312(312 + 1)501051575.77-3(312 + 1)-5.77jj= 6.43S2 B2 + 123 - J23 + 88 -88 <191 】9312s 312二组患在肺部手术的好麻效果针麻散果肺确例教肺化廉肺姑核合计范用平均 秩次肺痣秋和肺化脓肺结核I102448821-8241.5415为61992205144244«59049360m193336期206293249

32、.54740.58233.5R982IV47819294-312303121221212424计501051573128815,17254,522758(3)皆表及结论现/3 %服从自由度一上- I“1=2的/分布,ii > P <0一3按0 水准，拒鲍明,接受户在/界值表公。$取，故可认为三组荫人的总体效果不全相同第十一章 线性回归与相关一、单项选择题1. B 2. E 3. A 4. E 5. C 6. D 7. C 8. D 9. E10. D二,计算与分析意L 事号答案1身高为K体重为匕12,工 X =19招.工才工=333470 Y = 693,F5 40469N &qu

33、ot; = I 】SSR3代入公式(11书)至(U-17)得:I99R=803121 = £ V，_（2尸）3. 404 - n12工 44 .25IT5 犬 X> f ）£*F _-±±_-.115885I99R X 的3 30012小公式(LL14)计算相关系数SCO 5 _ 0 后34VS0m44S,25卜而采用f检验法时相关系数进行检睑.(1)建立检验假设%=0.即身布与体重之间不存在战性相关关系/W，即身将与体重之间存在线性相美美系« -Q.052计算统计量|p.S.34-0j 12-2“ f - 2 匕 JO（3）确定产值，作出结论查，界值表，福0刈0S.58l,t>九鹏打。，P < O OOi ,按 -0.05水推，拒绝巴, 接受巴，可