2025年医学统计学权威题库汇编全解

第一章绪论习题

一、选择题

1.记录工作和记录研究的全过程可分为如下环节:(D)

A.调蛰、录入数据、分析资料、撰写论文

B.试验、录入数据、分析资料、撰写论文

C.调查或试验、整顿资料、分析资料

D.设计、搜集资料、整顿资料、分析资料

E.搜集资料、整顿资料、分析资料

2.在记录学中，习惯上把(BI的事件称为小概率事件:

A.P<().1()B.PK().05或尸4().01C.P<0.005

D.P<0.05E.P<0.01

3~8

A.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名妇女生育状况如下：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)0

4.分别用两种不一样成分的培养基(A与B)培养鼠疫杆菌，反复试验单元数均为5个，记录48小时各试验单元

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，治疗成果如下：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6094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)o

8.100名18岁男生的身高数据属于(C)。

二、问答题

1.举例阐明总体与样本的概念.

答：记录学家用总体这个术语表达大同小异的对象全体，一般称为目的总体，而资料常来源于目的总体的一种较

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，因此科学的措施是从中抽取一部分具有

代表性的个体，称为样本。例如，有关吸烟与肺癌的研究以英国成年男子为总体目的，1951年英国所有注册医

生作为研究总体，按照试验设计随机抽取的一定量的个体则构成了研究的样本，

2.举例阐明同质与变异的概念

答:同质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性，即该总体区别于其他总体的特

性；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.简要论述记录设计与记录分析的关系

答：记录设计与记录分析是科学研究中两个不可分割的重要方面。一般的，记录设计在前，然而一定的记录设计

必然考虑其记录分析措施，因而记录分析又寓于记录设计之中；记录分析是在记录设计的基础上，根据设计的不

一样特点，选择对应的记录分析措施对资料进行分析

第二章第二章记录描述习题

一、选择题

1.描述一组偏态分布资料的变异度，以（D）指标很好，

A.全距B.原则差C.变异系数

D.四分位数间距E.方差

2.各观测值均加（或减）同一数后（B）。

A,均数不变，原则差变化B.均数变化，原则差不变

C.两者均不变D.两者均变化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.原则差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似时点上一组乳腺癌患者血清肌酢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.原则差B.原则误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）反应其平均滴度。

A.算术均数B.中位数（:.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），成果如下：

尿氟值：0.2~0.6~1.0~1.4~1.8~2.2~2.6~3.0~3.4~3.8~

频数：7567302016196211

宜用（B）描述该资料。

A.算术均数与原则差B.中位数与四分位数间距C.几何均数与原则差D.算术均数与四分位数间距

E.中位数与原则差

7.用均数和原则差可以全面描述（C）资料的特性。

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用（A）。

A.变异系数B.方差C.极差

D.原则差E.四分位数间距

9.血清学滴度资料最常用来表达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.原则差

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.原则差C.中位数

D.四分位数间距E,几何均数

11.既有某种沙门菌食物中毒患者164例的潜伏期资料，宜用（B）描述该资料，

A.算术均数与原则差B.中位数与四分位数间距C.几何均数与原则差D.算术均数与四分位数间距

E.中位数与原则差

12.测量了某地68人接种某疫苗后的抗体滴度，宜用(C)反应其平均滴度。

A.算术均数B.中位数(:.几何均数D.众数E调和均数

二、分析题

1.清按照国际上对登记表的统f!定，修改下面有缺陷的登记表(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101481482372134922

答案:

年龄组

性别

21〜3031~4041-5051〜6061-70

男1088221322

女14143749

2.某医生在一种有5万人口的小区进行肺癌调查，通过随机抽样共调查人，所有调查工作在10天内完毕，调查

内容包括流行病学资料和临床试验室检查资料。调查成果列于表1。该医生对表中的资料进行了记录分析，认为

男性肺癌的发病率高于女性，而死亡状况则完全相反。

表1某小区不一样性他人群肺癌状况

性别检杳人数有病人数死亡人数死亡率发病率

(%)(%)

男10506350.00.57

女9503266.70.32

等十9555.60.45

1)亥医生所选择的记录指标对的吗？

答：否

2)亥医生对撒示的计算措施恰当吗？

答：否

3)应当怎样做合适的记录分析?

表1某小区不一样性他人群肺癌状况

性别检查人数患病人数死亡人数死亡比现患率

(%o)(%o)

男1050632.8575.714

女950322.1053.158

合计952.54.5

3.1998年国家第二次卫生服务调查资料显示，都市妇女分娩地点分布(％)为医院63.84,妇幼保健机构

20.76,卫生院7.63,其他7.77;农村妇女对应的医院20.38,妇幼保健机构4.66,卫生院16.38,其他58.58。

试阐明用何种记录图体现上述资料最佳二

答：例如，用柱状图表达：

第三章抽样分布与参数估计习题

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%医学参照值范围时，应用(A.)。

A.(X-1.965,X+1.965)B.(X-1.965-,A+1.965-)

C>(/x+L645S[gx)D.<(X+1.6455)

E.<(xIgx+1.6455IgJ

4.估计正常成年男性尿汞含量的95%医学参照值范围时，应用(E)。

A.(X-1.965,x+1.96s)B.(x-1.965-，元+1.96%)

C.>(元igx+1.645,r)D.<(X+1.645A)

E.<(%r+1.645勾x)

5.若某人群某疾病发生的阳性数X服从二项分布，则从该人群随机抽出〃个人，

阳性数X不少于k人的概率为(A)。

A.P(/+P(后+1)+…+>(")B.P(Z+1)+P(&+2)+•••+?(〃)

C.2⑼+0⑴+…+P色)D.P(0)+尸⑴+…+&I)

E.尸⑴十尸(2)十…十尸(A)

6.Piosson分布的原则差。和均数4的关系是(C)。

A.2>CTB.2<bC.A=a2

D.2=y/aE.几与。无固定关系

7.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(E)。

A.330±1.967330B.330±2.58^/330C.33±1.96后

D.33±2.58而E.(330±1.967330)/5

8.Piosson分布的方差和均数分别记为。2和2,当满足条件(E)时，Piosson分布近似正态分布。

A.不靠近0或1B.b?较小C.丸较小

D.4靠近0.5E.o-2>20

9.二项分布的图形取决于(C)的大小。

A.冗B.nC.〃与期D.GE.〃

10.(C)小，表达用该样本均数估计总体均数的可靠性大。

■歹四分位数间距

A.CVB.SC.oAD.RE.

11.在参数未知的正态总体中随机抽样，|5-“之(E)的概率为5%。

A.1.96TTB.1.96C.2.58D.%.05/2,3E.，0.05/2产5.

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,原则差为4q/L,则其总体

均数的95%可信区间为(B)。

A.74±2.58x4+10B.74±1.96x4+10C.74±2.58x4

D.74±4x4E.74±1.96x4

13.一药厂为理解其生产的某药物(同一批次)的有效成分含量与否符合国家规定的原则，随机抽取了该药10

片，得其样本均数与原则差；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—，0咐2,2夕，X+^o.o5/2,vsx)B.(X-1.96。反,X+1,96o)

C•(又一0的2,2'，又+九。5⑵，*D,(X-1.96VX,X+1.96VX)

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-0.05/2.1/%»X+^o.O5/2,r^X)B.(X-1.96bg,X+1.96<r^)

C•(又—d5/2.2,又+/5/2、s)D.(X-1.96VX,X+1.96VX)

E.(〃-1.96Sp,〃+1.96，p)

15.在某地采用单纯随机抽样措施抽取10万人，进行一年伤害死亡回忆调查,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~fo,o5/2,vsx»X+，0.05/2.1%)B.(X—1.96(T^,X+1.96bq)

C.(又一O.O5/2.M，1+%05/2.,,S)D.(X-1.%VX,X+1.96V%)

E.(〃一1.96%〃+1.96s”)

16.有关以0为中心的t分布，错误的是(A)。

A.相似卜时，,越大，。越大B.，分布是单峰分布

C.当》8时/一〃D./分布以0为中心，左右对称

E./分布是一簇曲线

二、简朴题

L原则差与原则误的区别与联络

(X-X)2

答：原则差：s=,表达观测值的变异程度。可用于计算变异系数，确定医学参照值范围，计算原则

72-1

s

误。原则差是个体差异或自然变异,不能通过记录措施来控制。原则误：S文叶,是估计均数抽样误差的大

小。可以用来估计总体均数的可信区间，进行假设检查。可以通过增大样本量来以为原则误

2、二项分布的应用条件

答：(1)各观测单位只能具有两种互相独立的一种成果

(2)已知发生某成果的概率为江,其对立成果的概率为(1-1)

(3)n次试验是在相似条件下独立进行的，每个观测单位的观测成果不会影响到其他观测单位的成果。

3、正态分布、二项分布、poisson分布的区别和联络

答：区别：二项分布、poisson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状况，而正态分布是

持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状况。

联络：(1)二项分布与poisson分布的联络，当n很大，乃很小时，几万=4为一常数时,二项分布

B5,万)近似服从poisson分布P(M)

(2)二项分布与正态分布的联络，当n较大，乃不靠近0也不靠近1,尤其是当n兀和〃(1一万)都不小于5

时，二项分布近彳以正态分布

(3)poisson分布与正态分布的联络，当4220时，poisson分布近似正态分布。

三、计算分析题

1、怎样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种计算措施：

(1)CT未知且n小，按t分布的原理计算可信区间，可信区间为

(又一％，户又，又+，％/又)

(2)cr未知且n足够大时，t分布迫近u分布，按正态分布原理，可信区间为

(3)CT已知，按正态分布原理，可信区间为(区一〃％j,/，区+尸又)

2、某市测得120名11岁男孩的身高均数为146.8cm,原则差为7.6cm,同步测得120名11岁女孩的身高均数

为148.1cm,原则差为7.1cm,试估计该地11岁男、女童身高的总体均数，并进行评价。

US

答：本题男、女童样本量均为120名(大样本)，可用正态近似公式又±^vx估计男、女童身高的总体

均数的95%置信区间。

男童的95%CI为146.8±1.96=(145.44,148.16)

女童的95%Q为148.1±1.96*7，/^^=(146.83,149,37)

3、按人口的1/20在某镇随机抽取312人，做血清登革热血凝克制抗体反应检查，得阳性率为&81%,求该镇人

群中登革热血凝克制抗体反应阳性率的95%可信区间,

().0881(1-0.(丽17

SP二=0.0160=1.60%

答:本例中，V312-

np=312*0.0881=28>5,n（l-p）=284>5,因此可用正态近似法P±"%》Sp进行估计。

登革热血凝克制抗体反应阳性率的95%可信区间为（0.0881±1.96*0.016）=（0.0568,0.119：1

第四章数值变量资料的假设检查习题

一、选择题

1.在样本均数与总体均数比较的；检杳中,无效假设是（B）。

A.样本均数与总体均数不等B,样本均数与总体均数相等

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，检查之前时，要注意两个前提条件。一要考察各样本与否来自正态

分布总体，二要：（B）

A.查对数据B.作方差齐性检查C.求均数、原则差

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，分别取如下检查水准，以（E）所取第二类错误最小。

A.cr=0.01B.a=0.05C.a=0.10

D.a=0.20E.a=0.30

4.正态性检查，按c=0.10检查水准，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.不小于0.10B.不不小于0.10C.等于0.10

D.等于夕，而夕未知E.等于1-夕,而夕未知

5.有关假设检查，下面哪一项说法是对的的（C）。

A,单侧检直优于双侧检杳

B.若0>a,则接受修出错误的也许性很小

C.采用配对/检查还是两样本/检查是由试验设计方案决定的

D.检查水准a只能取0.05

E.用两样本〃检查时，规定两总体方差齐性

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。为从不一样角度来分析该两项指标间的关系，可

选用：（E）

A酒已对/检查和原则差B.变异系数和有关回归分析

C.成组f检查和尸检查D.变异系数和〃检查

E酒已对/检查和有关回归分析

7.在两样本均数比较的f检查中，得到〜>0，。5，按a=0.05检查水准不拒绝无效假设.，此时也

许犯：⑻

A第I类错误B.第n类错误C.一筋笥吴D.错误较严重E.严重错误

二、简答题

1.假设检查中检查水准。以及夕值的意义是什么？

答：。为判断拒绝或不拒绝无效假设H。的水准,也是容许犯I型错误的概率。P值是指从儿规定的总体中随

机抽样时，获得等于及不小于（负值时为等于及不不小于）既有样本记录量的概率。

21检查的应用条件是什么？

答t检查的应用条件：①当样本含量较小（〃<50或〃<30时），规定样本来自正态分布总体；②用于成组设计

的两样本均数比较时，规定两样本来自总体方差相等的总体

3.比较I型错误和II型错误的区别和联络。

答I型错误拒绝了实际上成立的“。，n型错误不拒绝实际上不成立的“。。一般，当样本含量不变时，。越

小，夕越大；反之，。越大，月越小

4.怎样恰当地应用单侧与双侧检查？

答在一般状况下均采用双侧检杳,只有在具有充足理由可以认为假如无效假设“°不成立,实际状况只能有一种

方向的也许时才考虑采用单侧检有。

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：

48.2947.0349.1048.1250.0449.8548.9747.9648.1948.2549.0648.5647.8548.37

48.2148.7248.8849.1147.8648.61。试问该地区三岁男童头围与否不小于一般三岁男童。

解险查假设

“0：〃=4)，”1：〃>〃0

a=0.05

这里n=20,X=48.55,S=0.70

48.55-48.2

==2.241,v=/?-l=20-l=19

S/y[n~0.70/同

查，临界值表，单侧d5凶=1.729,得尸<0.05,在a=0.05的水准上拒绝修”可以认为该地区三岁男童头围不

小于一般三岁男童

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，试分析化疗与否对

ALb的含量有影响

病人编号12345678910

化疗前

3.311.79.46.82.03.15.33.721.817.6

ALb含量

化疗后

33.030.88.811.442.65.81.619.022.430.2

ALb含量

解睑查假设

乩)：%=0,乂

a=().()5

这里,〃=10，Zd=T20.9，Zd2=3330.97,2=-12.09

/ZZ-(£"所3330.97-(-120.9)2/10

=4.56

-Vn-\-V10^1

J-0_-12.09

=2.653,v=10-l=9

场―4.56/瓦

查表得双侧&J5.9-2.262,W>2.262,P<0.05才安a=0.05检查水准拒绝，可以认为化疗对乳腺癌患者A山的

含量有影响。

3.某医生进行一项新药临床试验，已知试验组15人,心率均数为76.90,原则差为8.40;对照组16人，心率均

数为73.10,原则差为6.84.试问在予以新药治疗之前，试验组和对照组病人心率的总体均数与否相似？

解方差齐性检查

H():er；=:w(T；

a=0.05

Q284O2

F=^=684r=1-5hV,=15-1=14，V2=16"1=15

查尸界值表，线05(MJ5)=2.70,知P>0.05，在。=0.05水平上不能拒绝"。,可认为该资料方差齐。

两样本均数比较的假设检查

H。：内=fh，H\：以尸〃2

a=0.05

M1)S：+(?-1原_(15-1)8.4(尸+(16-1)6.84?

〃1+〃,—215+16—2

一「不一%-76.90-73.10_p

Js：(l/.+l/%),58.26(1/15+1/16)

v=n}4-n2-2=15+16-2=29

壹川缶界值表，“0529=2.045，知夕>0.05,在a=0.05水准上尚不能拒绝”。.因此可以认为试验组和对照组

病人心率的总体均数相似

4.测得某市18岁男性20人的腰围均值为76.5cm,原则差为10.6cm;女性25人的均值为69.2cm,原则差为

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?

・解方差齐性检查：

“0：6=/,兄：6f封=0_1=15_I=24

a=0.05S；6.52-

查产界值表，与O5U9®=L94,知P<0.05，在。=0.05水平上拒绝4。,可认为该资料方差不齐,，

两样本均数比较的假设检查

Ho：内="2，H\:必声〃2

(7=0.05

i'=7「无一=76.5-69.2=27X)4

或+里J106।6.5?

标+%V20+^T

-OS6.52丫

店+s：)2[W+^

v=——7--------—=----------；--------------k®3()

2

JL+JLfio.6f(置]

〃「1〃2T〔丁厂〔石J

---------------1

20-1--------25-1

杳/临界值表，roos30=2.042,如尸＜0.05,在a=0.05水准上拒绝H°.因此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、乙两地小朋友血浆视黄醇平均水平，调查甲地3〜12岁小朋友150名，血浆视黄醇均数为

1.21|jmol/L,原则差为0.28pmol/L;乙地3~12岁小朋友160名，血浆视黄醇均数为0.981mol/L,原则差为

0.3印mol/L.试问甲乙两地3~12岁小朋友血浆视黄醇平均水平有无差异？

解检查假设

儿：儿=外，必：〃尸〃2

a=0.05

勺=150,X,=1.21,5,=0.28

这里,

叼

=160,X2=0.98,S2=0.34

1.21-0.98

X-月=0.82

Js；/“+S；/〃2V0.282/150+0.342/160

在这里〃=0.82<1.96,P>0.05,段a=0.05检直水准尚不能拒绝H。，可以认为甲乙两地3~12岁小朋友血浆视

黄醇平均水平没有差异

第五章方差分析习题

一、选择题

1.完全随机设计资料的方差分析中，必然有（C）。

A.SS组间>SS组内B.MS组间<MS组内

C.55总=55组间+55组内D・MS总二MS姐间+MS组内

E.匕晌>v组内

2.当组数等于2时，对于同一资料，方差分析成果与/检查成果（D）0

A,完全等价且F=4iB,方差分析成果更精确

C.1检查成果更精确D,完全等价且f="E.理论上不一致

3.在随机区组设计的方差分析中，若尸处理>々a旧心），则记录推论是（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异均有明显性

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（E）o

A.S3处理不会不不小于SS区组B.MS处理不会不不小于MS区组

C.心理值不会不不小于1D.Em值不会不不小于1

E.产值不会是负数

5.完全随机设计方差分析中的组间均方是（C）的记录量。

A.表达抽样误差大小B.表达某处理原因的效应作用大小

C.表达某处理原因的效应和随机误差两者综合影响的成果;

D.表达〃个数据的离散程度E,表达随机原因的效应大小

6.完全随机设计资料，若满足正杰性和方差齐性。要对两小样本均数的差异做

比较，可选择（A）。

A.完全随机设计的方差分析B.〃检查C.配对f检查

D./检查E.秩和检直

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异做比较，

可选择（A）。

A.随机区组设计的方差分析B.〃检查C.成组，检查

D./检查E•秩和检查

8.对A个组进行多种样本的方差齐性检查（Bartlett法），得彳？》云，v0.05按a-0.05检查，可认为

（B）。

A.全不相等B.。：。〉一。；不全相等

C.号，$2,…,S*不全相等D.无，92,…，无i不全相等

E.从,〃2,…，从不全相等

9.变量变换中的对数变换（x=lgX或x=lg（X+l））,合用于（C）:

A.使服从Poisson分布的计数资料正态化

B.使方差不齐的资料到iA方差齐的规定

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%）的二分类资料到达正态的规定

10.变量变换中的平方根变换（或x=JX+0.5）,合用于（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.使方差不齐的资料到达方差齐的规定

D,使曲线直线化

E.使率较大（＞70%）的二分类资料到达正态的规定

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，将所有测量值总的离均差平方和及其自由度分解为两个或多

种部分，除随机误差作用外，每个部分的变异可由某个原因的作用（或某几种原因的交互作用）加以解释，如组

间变异SS组间可有处理原因的作用加以解释。通过比较不一样变异来源的均方，借助尸分布做出记录推断，从而

推论多种研究原因对试验成果有无影响,

方差分析的应用条件：（1）各样本是互相独立的随机样本，均服从正态分布；（2）互相比较的各样本的总

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一样？

答：完全随机设计：采用完全随机化的分组措施，将所有试验对象分派到g个处理组（水平组），各组分别接受

不一样的处理。在分析时，SS总二SS组间+SS组内

随机区组设计：随机分派的次数要反复多次，每次随机分派都对同一种区组内的受试对象进行，且各个处理组受

试对象数量相似，区组内均衡。在分析时，SS总=SS处理+SS区组+SS组内

3、为何多种均数的比较不能直接做两两比较的t检查？

答：多种均数的比较，假如直接做两两比较的t检查，每次比较容许犯第I类错误的概率都是a,这样做多次t

检查，就增长了犯第I类错误的概率。因此多种均数的比较应当先做方差分析，若多种总体均数不全相等，再深

入进行多种样本均数间的多重比较

4、SNK-q检查和Dunnett-t检查都可用于均数的多重比较,它门有何不一样?

答：SNK-q检查常用于探索性的研究，合用于每两个均数的比较

Duunett-t检有多用于证明性的研究，合用于k-1个试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。试检查多种衣料棉

花吸附十硼氢量有无差异。

表5-1多种衣料间棉花吸附十硼氢量

衣料1衣料2衣料3衣料4

2.332.483.064.00

2.002.343.065.13

2.932.683.004.61

2.732.342.662.80

2.332.223.063.60

采用完全随机设计的方差分析，计算环节如下：

H。:各个总体均数相等

H1:多个总体均数不相等或不全相等

a=0.05

表5-1多种衣料间棉花吸附十硼氢量

衣料1衣料2衣料3衣料4口计

2.332.483.064.00

2.002.343.065.13

Xij2.932.683.004.61

2.732342.662.80

2.332.223.063.60

4555520(N)

兄2.9680

2.46402.41202.96804.0280

(X)

S,0.80990

0.36710.17580.17410.9007

(S)

c»2

=0总总=0.809902*(20-1)=12,4629,匕总=20-1=19

ss组间=5(2.4640-2.9680)2+5(2.4120-2.9680)2

i

+5(2.9680-2.9680)2+5(4.0280-2.9680)2=8.4338,卜组间=4-1=3

SS?且间=SS总一SS组间=12.4629-8.4338=4.O292,17组内=20-4=16

MS一SS组间/_8.4338/

/心组间一//一/3=2.8113

/-组间/J

MS-SS组内/_4.0292/02

组内一Al内一/16=0・2518

2.8113

A=0.2518=11,16

方差分析表

变异来源SSVMSFP

总12.462919

组间8.433832.811311.16<0.01

组内4.0292160.2518

按匕=3,%=16查F界值表，得B.og6)=7.51,F=11.16>7.51,

故p<0.01。

按c=0.05水准，拒绝"o,接受M，可以认为多种衣料中棉花吸附十硼氢量有差异。

2、研究中国各地区农村3岁小朋友的血浆视黄醇水平，提成三个地区：沿海、内陆、西部，数据如下表,问三个

地区农村3岁小朋友的血浆视黄醇水平有无差异。

地区n区S

沿海201.10037

内陆230.970.29

西部190.96030

解：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=0.0500

SS组间=Z%(兄一区)2=02462.”组间=3-1=2

/

SS组内=Z(〃，—DS.2=6.0713,"组内=62-3=59

i

M,-SS组间/_0.2462/八

=01231

组间一九一/2

MS_SS组内/_6.0713/cm”

心组内-X(l,-%9=01029

/内

0.1231

F--------=120

0.1029

方差分析成果

变异来源SSVMSFP

总6.317561

组间0.246220.12311.20>0.05

组内6.0713590.1029

按5=2=59查F界值表,得凡0512,59)=3.93,F=1.20v3.93,

故P>0.05。

按a=0.05水准尚不能拒绝H。,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种措施染尘，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异？

表5-2.大鼠经5种措施染尘后仝肺湿重

区组对照A组B组C组D组

第1区1.43.31.91.82.0

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e区1.5331.72.42.1

解：处理组间：

H。: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=0.05

表5-2.大鼠经5种措施染尘后全肺湿重

区组对照A组B组(:组D组%•又j

第1区1.43.31.91.82.052.0800

第2区1.53.61.92.32.352.3200

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.

%6666630(/V)

无1.53333.80001.96672.18332.33332.3633(%)

0.13660.45610.25030.30610.25030.82816(S)

l，(Vx)2

=ZX—=19.8897,=30-1=29

SS处理组=Z4(£-又)2=17.6613,处理组=5-1=4

i

SS区组=-X)=1.1697,u区级=6-1=5

j

SS误差=19.8897-17.6613-1.1697=1.0587,%差=(5-1)(6-1)=20

方差分析成果

变异来源SSVMSFP

总19.889729

处理组17.661344.4153