医学统计学第六版课后答案

卫生部“十二五”规划教材全国高等医药教材建设研究会规划教材全国高等学校教材供基础、临床、口腔医学类专业用《医学统计学》第6版习题参考 答案 八年级地理上册填图题岩土工程勘察试题省略号的作用及举例应急救援安全知识车间5s试题及答案 主审马斌荣主编李康贺佳副主编杨土保马骏编者（按姓氏笔画排序）马骏（天津医科大学）杨土保（中南大学）尹平（华中科技大学）沈其君（宁波大学）方亚（厦门大学）易东（第三军医大学）刘艳（哈尔滨医科大学）贺佳（第二军医大学）刘启贵（大连医科大学）钟晓妮（重庆医科大学）吴骋（第二军医大学）钱聪（中国医科大学）张丕德（广东药学院）梁维君（湖南师范大学）李康（哈尔滨医科大学）学术秘书侯艳（哈尔滨医科大学）目录第一章绪论.................................................1第二章定量数据的统计描述....................................2第三章正态分布与医学参考值范围...............................5第四章定性数据的统计描述....................................6第五章统计表与统计图........................................8第六章参数估计与假设检验...................................10第七章t检验................................................11第八章方差 分析 定性数据统计分析pdf销售业绩分析模板建筑结构震害分析销售进度分析表京东商城竞争战略分析 .............................................14第九章卡方检验.............................................19第十章非参数秩和检验.......................................23第十一章线性回归与相关.....................................30第十二章多元线性回归.......................................33第十三章logistic回归分析...................................37第十四章生存分析...........................................40第十五章实验设计与临床试验设计..............................421第一章绪论一、单项选择题答案：1.D2.E3.D4.B5.A6.D7.A8.C9.E10.D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；统计描述用来描述及 总结 初级经济法重点总结下载党员个人总结TXt高中句型全总结.doc高中句型全总结.doc理论力学知识点总结pdf 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：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，三是接受瑞替普酶治疗患者所在的总体。(李康)2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.E二、计算与分析1．[参考答案]3.43+2.96+4.43+3.03+4.53+5.25+5.64+3.82+4.28+5.254.26(mmol/L)10X4.28+4.434.36(mmol/L)2M2．[参考答案]（1）编制频数表：表某地100例30-40岁健康男子血清总胆固醇值的频数表甘油三脂(mg/dL)(1)频数(2)累积频数(3)累积频率(4)110～222125～466140～111717155～163333170～276060185～127272200～138585215～79292230～59797245～3100100合计100－－画直方图：3图某地100例30-40岁健康男子血清总胆固醇值的频数分布（2）计算均数和中位数：(110+7.5)2+(125+7.5)4+(245+7.53175.4(mg/dl)100X)501000.53317015179.4mg/dl27MP（）从上述直方图能够看出：此计量指标近似服从正态分布，选用均数较为合适。（3）计算百分位数：51000.05212515136.25mg/dl 4P（）251000.251715515162.5mg/dl16P（）751000.757220015203.5mg/dl13P（）951000.959223015239mg/dl5P（）3．[参考答案]4表肝癌病人与正常人的血清乙肝表面抗原(HBsAg)滴度测定结果滴度倒数(X)正常人数（f1）肝癌病人数（f2）lgXf1lgXf2lgX8712.0814.562.0816522.7713.865.5532133.473.4710.4064324.1612.488.32128014.850.004.85256015.550.005.55合计1610-44.3736.751144.37lg1616G，1236.75lg3910G正常人乙肝表面抗原(HBsAg)滴度为1：16肝癌病人乙肝表面抗原(HBsAg)滴度为1：394．[参考答案]血催乳素浓度术前均值＝672.4ng/ml，术后均值＝127.2ng/ml。手术前后两组均值相差较大，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。术前：672.4X，564.65S564.65100%83.98%672.4CV术后：127.2X，101.27S101.27100%79.61%127.2CV可以看出：以 标准 excel标准偏差excel标准偏差函数exl标准差函数国标检验抽样标准表免费下载红头文件格式标准下载 差作为比较两组变异情况的指标，易夸大手术前血催乳素浓度的变异。（李康侯艳）5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.A二、计算与分析1．[参考答案]已知12岁健康男童的体重近似服从正态分布，求体重在某个范围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积求得比例；计算参考值范围应采用正态分布法。①计算50X所对应的z值，5036.32.216.19XXzS，根据正态分布的对称性可知，2.21z≥右侧的尾部面积与2.21z≤左侧的尾部面积相等，故查附表1得(2.21)0.0136，即理论上该地12岁健康男童体重在50kg以上者占该地12岁健康男童总数的1.36%。②分别计算130X和240X所对应的z值，得到1z=-1.02和2z=0.60，查附表1得(1.02)0.1539和(0.60)0.2743，因此0.601.0210.601.0210.27430.15390.5718，即理论上该地12岁健康男童体重在30kg～40kg者占该地12岁健康男童总数的57.18%。③查附表1，标准正态分布曲线下左侧面积为0.10所对应的z值为-1.28，所以该地80%的12岁健康男童体重值集中在区间1.28XS内，即28.38kg～44.22kg。④可用正态分布法来估计参考值范围，应计算双侧95%参考值范围：0.05236.31.966.1924.17,48.43XzSkg即该地12岁健康男童体重的95%参考值范围为24.17kg～48.43kg。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。首先要找到95P所在组段，由于200×5%＝10，表示有10个数值要大于95P，根据累6积频数或累积频率都可以判定出95P在1.68～组段，951.68L，954f，0.24i，188Lf，故95P=1.68+(20095%188)40.241.80mol/L，即该地正常成年人血铅含量的95%参考值范围为小于1.80mol/L。（刘艳）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.E7.E8.A9.D10.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。4.[参考答案]两个煤矿的工人尘肺标准化患病率(%)工龄(年)标准构成甲矿乙矿原患病率预期患病人数原患病率预期患病人数0～150180.861290.20306～61903.922430.422610～30355612.4344211.544107合计24764814466甲矿尘肺标准化后患病率=24764814%29.3%100乙矿尘肺标准化后患病率%88.1%10024764466甲矿尘肺患病率高于乙矿尘肺患病率。5．[参考答案]消除年龄构成影响后两地死亡率的比较年龄（周岁）标准人口数甲地区乙地区原死亡率(‰)预期死亡人数原死亡率(‰)预期死亡人数0～7000201403021025～6000402405030065～70006042070490合计200008001000甲地区标准化后的总死亡率为：800100020000‰40P甲‰乙地区标准化后的总死亡率为：1000100020000‰50P乙‰可见，甲地区标化后的总死亡率低于乙地区标化后的总死亡率。（马骏）8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.D二、改表和绘图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。表某地居民脾肿程度和疟疾血膜涂片检查结果的关系脾肿程度观察例数血膜阴性恶性疟间日疟血膜阳性合计例数构成比(%)例数构成比(%)例数构成比(%)例数构成比(%)脾Ⅰ12210586.0686.5697.381713.94脾Ⅱ705172.861420.0057.141927.14脾Ⅲ261557.69623.08519.231142.31其他4375.0000.00125.00125.00合计22217478.382812.61209.014821.622.[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，频数图见下图。图某地1975年839例正常人发汞值分布图0.20.40.60.81.01.21.41.6050100150200250发汞含量(μg/g)例数050100150200250发汞含量(μg/g)例数93.[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。应用半对数线图能够更恰当地表示指标的变化趋势。图某地某年不同性别食管癌年龄别发病率（1/10万）比较（普通线图）图某地某年不同性别食管癌年龄别发病率对数比较（半对数线图）（张丕德刘艳）10第六章参数估计与假设检验一、单项选择题答案：1.E2.D3.E4.C5.B6.E7.C8.D9.D10.D二、计算与分析1.[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。101.4,1.5,450XSn1.50.07450XSSn95%可信区间为：下限：2101.41.960.07101.26g/LxXuS上限：2101.41.960.07101.54g/LxXuS即该地成年男子红细胞总体均数的95%可信区间为101.26g/L～101.54g/L。2.[参考答案]根据已知条件，可知，1n=102，2n=104，1p=94.4%，2p=91.26%121212121020.9441040.9126=92.8%1021041111(1)()0.928(10.928)()0.036102104cppccXXpnnSppnn两组有效率差值95%的可信区间为：1212/2()(0.9440.9126)1.960.036(0.039,0.102)ppppzS即两组治疗细菌感染有效率差值95%的可信区间为（-3.9%，10.2%）。3.[参考答案]①均数的标准误可以用来衡量样本均数的抽样误差大小，即113030,100,3.0100xSSnSn②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。207.5,30,100,3xXSnS则95%的可信区间为：下限：2207.51.963201.62mg/dlxXuS上限：2207.51.963213.38mg/dlxXuS故该地100名儿童的胆固醇平均水平的95%可信区间为201.62mg/dl～213.38mg/dl。③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。（梁维君）第七章t检验一、单项选择题答案：1.E2.D3.E4.D5.C6.E7.C8.C9.B10.B二、计算与分析1.[参考答案]采用单样本均数t检验进行分析。（1）建立检验假设，确定检验水准00=H：，该厂成年男子血红蛋白均值与一般成年男子相同10H：，该厂成年男子血红蛋白均值与一般成年男子不同=0.05（2）计算检验统计量1200|||||125140|==5.48/15/30XXXtSSn（3）根据P值，作出推断结论自由度=-1=30-1=29n，查附表2，得t0.05/2,29=2.045。因为t>t0.05/2,29，故005P.，按=0.05检验水准，拒绝0H，接受1H，可以认为该厂成年男子血红蛋白均值与一般成年男子不同，该厂成年男子血红蛋白均值低于一般成年男子。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（1）建立检验假设，确定检验水平00=H：，成人耳垂血和手指血白细胞数差异为零11H：，成人耳垂血和手指血白细胞数差异不为零=0.05（2）计算检验统计量11.6d，220.36d/11.6/120.967ddn222()(11.6)20.3612=0.9121121dddnSn00.9673.672/0.912/12dddddddtSSSn（3）根据P值，作出推断结论0.05/2,113.672tt，0.05P，拒绝0H，接受1H，差别有统计学意义，可以认为两者的白细胞数不同。3.[参考答案]由题意得，12122.067,1.015;4.323,1.107XSXS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。1322012=H：，即两总体方差相等22112H：，即两总体方差不等=0.052222211.1071.191.015SFS0.05(12,14)0.05(12,14)2.531.19,FFF，故0.05P，按=0.05水准，不拒绝0H，差别无统计学意义。故认为健康人与Ⅲ度肺气肿病人1抗胰蛋白酶含量总体方差相等，可直接用两独立样本均数比较的t检验。（1）建立检验假设，确定检验水平012=H：，健康人与Ⅲ度肺气肿病人1抗胰蛋白酶含量相同112H：，健康人与Ⅲ度肺气肿病人1抗胰蛋白酶含量不同=0.05（2）计算检验统计量222112212(1)(1)1.122cnSnSSnn12121212|()0|5.63XXXXXXXXtSS（3）根据P值，作出推断结论0.001/2,265.63tt，0.001P，拒绝0H，接受1H，差别有统计学意义，可认为健康人与Ⅲ度肺气肿病人1抗胰蛋白酶含量不同。4.[参考答案]本题采用两独立样本几何均数比较的t检验。05.0,689.222,205.0Ptt，拒绝0H，接受1H，差别有统计学意义，可认为两组的平均效价有差别。5.[参考答案]14由题意得66.7,53.96,48111SXn97.14,73.93,46222SXn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。22210：H，即两总体方差相等22211：H，即两总体方差不等05.022222114.973.827.66SFS)45，47(05.082.3FF，故05.0P，差别有统计学意义，按05.0水准，拒绝0H，接受1H，故认为男、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，不能直接用两独立样本均数比较的t检验，而应用两独立样本均数比较的't检验。'122211221.53XXtSnSn'''0.0520.0522.0090.05，，tttP，按05.0水准，不拒绝0H，差别无统计学意义，尚不能认为男性与女性的GSH-Px有差别。（沈其君董长征）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.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，若资料满足方差齐性要求，可采用完全随机设计方差分析。15采用Bartlett法方差齐性检验，69.22，P>0.10，按10.0检验水准，不拒绝0H，尚不能认为3个总体方差不齐。因此，资料满足方差分析条件。方差分析具体步骤：（1）提出检验假设，确定检验水准0H:321，即三种病情慢性乙型肝炎患者血清sFasL水平总体均数相同1H:1,2,3不全相同，即三种病情慢性乙型肝炎患者血清sFasL水平总体均数不全相同=0.05（2）计算检验统计量F值完全随机设计的方差分析表变异来源平方和SS自由度均方MSF值P值总变异11.305735处理组间11.099625.5498888.58<0.05组内（误差）0.2061330.0062（3）确定P值，做出推断结论分子自由度2组间，分母自由度33组内，查F界值表（方差分析用），因F界值表中无33组内，取32组内，29.332),2(05.0F。由于32),2(05.0FF，从而005P.，按照005.的检验水准拒绝0H，可以认为三种病情慢性乙型肝炎患者血清sFasL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Bartlett法方差齐性检验，3304.22，P>0.10，按10.0检验水准，不拒绝0H，尚不能认为3个总体方差不齐。因此，资料满足方差分析条件。方差分析具体步骤：16方差分析步骤如下：（1）建立检验假设，确定检验水准0(A)H：321，即3组大鼠总蛋白水平的总体均值相同1(A)H：123、、不全相等，即3组大鼠总蛋白水平的总体均值不全相同0(B)H：1221，即不同区组大鼠总蛋白水平的总体均值相同1(B)H：1221,,,不全相等，即不同区组大鼠总蛋白水平的总体均值不全相同=0.05（2）计算检验统计量F值随机区组设计的方差分析表变异来源平方和SS自由度均方MSF值总变异9.810935处理组间9.551224.7756719.80区组间0.1138110.01031.56误差0.1459220.0066（3）确定P值，做出推断结论对于处理因素，分子自由度2处理，分母自由度22误差，查F界值表（方差分析用），)22,2(05.0F=3.44。由于F=719.80，)22,2(05.0FF，故P<0.05，差别有统计学意义，按照=0.05的检验水准，拒绝0(A)H，可认为3组大鼠总蛋白水平的总体均值不全相同；对于区组因素B，分子自由度11区组，分母自由度22误差，查F界值表（方差分析用），)22,11(05.0F=2.27（内插值法）。由于F=1.56，)22,11(05.0FF，故P>0.05，按照=0.05的检验水准，不拒绝0(B)H，尚不能认为不同性别、体重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，若资料满足方差齐性要求，可采用析因设计方差分析。17采用Bartlett法方差齐性检验，4238.22，P>0.10，按10.0检验水准，不拒绝0H，尚不能认为比较组总体方差不齐。因此，资料满足方差分析条件。为便于叙述，将“药物”定为A因素，“时间”定为B因素。方差分析步骤如下：（1）提出检验假设，确定检验水准)(0AH:21,即A因素两个不同水平的WBC值相同)(1AH:21，即A因素两个不同水平的WBC值不同)(0BH:21，即B因素两个不同水平的WBC值相同)(1BH:21，即B因素两个不同水平的WBC值不同)(0ABH:A与B无交互效应)(1ABH:A与B存在交互效应=0.05（2）计算检验统计量F值析因设计的方差分析表变异来源平方和SS自由度均方MSF值P值总变异1030.697839A因素291.06031291.060333.48<0.05B因素423.15031423.150348.68<0.05AB因素3.540213.54020.41>0.05误差312.9470368.6930（3）确定P值，做出推断结论查F界值表，对于A因素)36,1(05.0F=4.11，A0.05(1,36)FF，P<0.05，按照0.05的检验水准拒绝0(A)H，认为不同药物处理大鼠WBC值不同。同理，对于B因素，B0.05(1,36)FF，P<0.05，拒绝0(B)H，不同处死时间大鼠WBC值不同；对于AB交互作用，18)36,1(05.0FFAB，P>0.05，不拒绝)(0ABH，尚不能认为A与B两处理因素存在交互作用。（钟晓妮）19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.C二、计算与分析1．[参考答案]首先将数据列成下表。（1）建立检验假设并确定检验水准0H：21，即两组病人的总体病死率相等1H：21，即两组病人的总体病死率不等05.0（2）计算检验统计量按专用公式计算，即221318089929160422269102189.（3）确定P值，作出推断结论以=1查附表7的2分布界值表，得01.0P。按05.0水准，拒绝0H，接受1H，可以认为两组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，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。组别例数死亡存活病死率（%）西医疗法102138912.75西医疗法加中医疗法18991804.76合计291222697.5620（1）建立检验假设并确定检验水准0H：21，即两种不同疗法的患者病死率相等1H：21，即两种不同疗法的患者病死率不等05.0（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“周边合计中最小数+1”个即5+1=6个，根据公式（9-7）计算各种组合的四格表概率，结果见下表。例如实际观察到的四格表资料的概率为!82!2!12!3!65!5!77!14!68*P0.000551各种组合的四格表计算的概率四格表序号存活死亡a-TaP168905-4.150.0000732671014-3.150.0024953661123-2.150.0303894*651232-1.150.1671435641341-0.150.41785866314500.850.382041（3）确定累计概率P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下，a值的理论频数为T11=Ta=（9×9）/17=4.76；在实际观察频数a=7时，|a-Ta|=|7-4.76|=2.24。观察上述9个2×2表，a值越大，c值越小，|a-Ta|值越大；a值越小，c值越大，|a-Ta|值越大。若拒绝H0，P值的计算应包括24.2aTa的四格表的概率之和或计算P小于P*的概率之和。双侧累计概率P值为P=P(1)+P(2)+P(3)+P(4)=0.000073+0.002495+0.030389+0.167143=0.20021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．[参考答案]（1）建立检验假设并确定检验水准H0：三种药物降血脂的有效率相等H1：三种药物降血脂的有效率不全相等=0.05（2）计算检验统计量按公式（9-9）计算2值：)1746222220624074872722087607414525220145120(2942222222)11055.01173.01132.01881.00582.04514.0(29491.931()(2-1)=2（3）确定P值，作出推断结论查2界值表得P<0.01，在=0.05的检验水准下，拒绝H0，接受H1，可以认为三种药物降血脂的有效率不全相等。4．[参考答案]（1）建立检验假设并确定检验水准H0：两组患者血型分布总体构成比相同H1：两组患者血型分布总体构成比不相同=0.05（2）计算检验统计量按公式（9-10）计算2值：)13411913951193477119301021194234189219518961771894710218960(308222222222=0.6082231412v（3）确定P值，作出推断结论查附表7得P>0.05，在=0.05检验水准下，不拒绝H0，尚不能认为两组患者血型分布总体构成比不相同。5．[参考答案]由于有格子的理论数为1<T<5,因此采用连续校正方法。（1）建立检验假设并确定检验水准0H：21，即两种药物预防儿童的佝偻病患病率相等1H：21，即两种药物预防儿童的佝偻病患病率不等05.0（2）计算检验统计量本例n=58，但有1个格子的理论频数等于4，为51T，需用四格表资料2检验的校正公式(9-5)或公式(9-6)。本例用公式(9-6)计算校正2值：228103265625610514424016c/.1)12)(12(（3）确定P值，作出推断结论以=1查附表7的2界值表得P>0.05。按05.0水准，不拒绝0H，尚不能认为两种药物预防儿童的佝偻病患病率不等。6．[参考答案]（1）建立检验假设并确定检验水准0H：CB，即两种培养基的阳性结果相等1H：CB，即两种培养基的阳性结果不相等05.0（2）计算检验统计量本例b+c>40，用公式（9-8）计算得2236158653615.，123（3）确定P值，作出推断结论查2界值表得P<0.01。按0.05水准，拒绝0H。可以认为两种培养基的阳性培养结果不同。（杨土保王乐三）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.E二、计算与分析1．[参考答案]（1）建立假设检验0H：差值总体中位数为零1H：差值总体中位数不为零005.（2）计算统计量见下表10名受试者针刺膻中穴前后痛阈编号针刺前针刺后差值秩次160061010126007001004.53685575-110-641050600-450-105900600-300-8.56112514253008.5714001350-50-287508257532491000800-200-71015001400-100-4.5合计Ｔ＋=17Ｔ-=38Ｔ＋＋Ｔ-=17+38=55，总秩和n(n+1）/2=10(10+1）/2=55,计算准确无误min(,)=17TTT（3）查表及结论现10n，查T界值表00510847().T~，T=17落在此范围内，P>0.05，按005.检验水准,不拒绝0H，针刺膻中穴前后痛阈值的差异无统计学意义。2．[参考答案]（1）建立假设检验0H：差值总体中位数为零1H：差值总体中位数不为零005.（2）计算统计量见下表8名健康男子服用肠溶醋酸棉酚片前后的精液中精子浓度（万/ml）编号针刺前针刺后差值秩次16000660-5340-62220005600-16400-7359003700-2200-344400500060025600063003001665001200-5300-57260001800-24200-8858002200-3600-4合计Ｔ＋=3Ｔ-=33Ｔ＋＋Ｔ-=3+33=36，总秩和n(n+1）/2=8(8+1）/2=36,计算准确无误min(,)=3TTT25（3）查表及结论现8n，查T界值表T0.05（8）=3～33，T=3恰好落在界点上P=0.05，按005.检验水准，拒绝H0，接受H1，可认为健康男子服用肠溶醋酸棉酚片前后的精液中精子浓度有差异。3．[参考答案]（1）建立假设检验0H：两总体分布位置相同1H：两总体分布位置不同005.（2）计算统计量将两样本21个数据由小到大统一编秩,见下表:两种饲料雌鼠体重增加量（g）高蛋白组秩次低蛋白组秩次835651978702.510410702.510711.578411313856119149471231610191241710711.51291812215134191462016121172.5(T1）58.5(T2）Ｔ=58.5（3）查表与结论2619n，212n，213nn，按005.，查T值表得范围71～127，因为T=58.5<71,超出范围，故005P.，拒绝0H，接受1H，即两种饲料对雌鼠体重增加有显著影响。4．[参考答案]（1）建立假设检验0H：两总体分布位置相同1H：两总体分布位置不同005.（2）计算统计量将两样本17个数据由小到大统一编秩,见下表:铅作业与非铅作业工人的血铅值（μg/100g）非铅作业组秩次铅作业组秩次51.517951.51810.5632012742514953415126431613744171581810.52113595(T2）93.5(T1）T=93.5（3）查表与结论17n，210n，213nn，按005.，查T值表得范围42～84，因为T=93.5，超出范围，故005P.，拒绝0H，接受1H，铅作业工人的血铅值高于非铅作业工人的27血铅值。5．[参考答案]（1）建立假设检验0H：两总体分布位置相同1H：两总体分布位置不同005.（2）计算统计量将两样本数据由小到大统一编秩,见下表:VK3眼药水治疗近视眼患者的疗效观察疗效VK3眼药水组生理盐水组合计范围平均秩次盐水组秩和变差820281～2814.5290不变936015329～1811056300进步111021182～2021921920恢复4105203～207205205合计11691207871511331233333|(1)/2|0.5(())12(1)|871591(2071)/2|0.591116207207282815315321215512207(2071)2.27CTnNznnNNttNN由于2196/z.，2c/zz，005P.，拒绝0H，接受1H，有统计学意义，可认为两总体分布不同。即可认为VK3眼药水对近视眼患者的治疗有疗效。6．[参考答案]（1）建立假设检验0H：三组人的血浆皮质醇含量的总体分布位置相同1H：三组人的血浆皮质醇含量的总体分布位置不全相同28005.（2）计算统计量将三样本30个观察值统一由小到大编秩,见下表：三组人的血浆皮质醇测定值(nmol/L）正常秩次单纯性肥胖秩次皮质醇增多症秩次0.410.629.8201.941.2310.2212.262.0510.6222.582.4713.0232.893.110.514.0253.110.54.11414.8263.7125.01615.6273.9135.91715.6284.6157.41921.6297.01813.62424.030合计96.5117.5251222212311129651175251=3301181230301101010iiRH(N)N(N)n...（3）查表及结论现3k，H服从自由度1312k的2分布，查2界值表20052599.,.，20052.,H；005P.按005.水准，拒绝0H，接受1H，故可认为三组人的血浆皮质醇含量的总体分布有差别。7．[参考答案]（1）建立假设检验0H：三组病人的总体效果相同291H：三组病人的总体效果不全相同005.（2）计算统计量将三个样本的资料统一由小到大编秩,见下表：三组患者肺部手术的针麻效果针麻效果例数合计范围平均秩次秩和肺癌肺化脓肺结核肺癌肺化脓肺结核Ⅰ102448821～8241.54159961992Ⅱ17416512383～205144244859049360Ⅲ19333688206～293249.54740.58233.58982Ⅳ47819294～312303121221212424合计501051573128815.517254.52275822221231112815517254522758=33121577312312150105157iiRH(N)N(N)n...333335.776.438282123123888819191312312cH（3）查表及结论现3k，cH服从自由度1312k的2分布，查2界值表20052599.,.，20052c.,H；005P.按005.水准，拒绝0H，接受1H，故可认为三组病人的总体效果不全相同。(刘启贵)30第十一章线性回归与相关一、单项选择题答案：1.B2.E3.A4.E5.C6.D7.C8.D9.E10.D二、计算与分析题1.[参考答案]身高为X，体重为Y。12n,1998X,2333470X,693Y,240469Y,115885XY代入公式(11-15)至(11-17)得：803121998333470222nXXlXX25.4481269340469222nYYlYY5.500126931998115885nYXXYlXY由公式(11-14)计算相关系数500.50.834803448.25r下面采用t检验法对相关系数进行检验。（1）建立检验假设0:0H，即身高与体重之间不存在线性相关关系1:0H，即身高与体重之间存在线性相关关系0.05（2）计算统计量3120.83404.779910.834122t10212（3）确定P值,作出结论查t界值表,得0.005/2,100.005/2,103.581,ttt，005.0P，按0.05水准,拒绝0H，接受1H，可以认为女青年身高与体重之间存在很密切的正相关关系。2.[参考答案]进食量为X，增重量为Y。2211,8516,6668876,1670,258080,1309248nXXYYXY由公式(11-15)至(11-17)计算可得：363.759431185166668876222nXXlXX636.4543111670258080222nYYlYY364.1636411167085161309248nYXXYlXY由公式(11-14)计算相关系数：881.0636.4543363.75943364.16364r下面用查表法对相关系数进行检验：由0.881r，11n，=11-2=9查r界值表，得0.005/2,90.776r，因0.005/2,9rr,故0.005P，按0.05水准,拒绝0H，接受1H，可以认为大白鼠的进食量与体重的增加量之间存在很高的正的相关性。根据上表中的数据绘制了下面的散点图,由此图可以看出，大白鼠的进食量与增重量之间有明显的线性趋势,故可以考虑建立二者之间的线性回归方程。由上述计算818.151,182.774,636.4543,364.16364,636.75943YXlllYYXYXX代入公式(11-2)和(11-3)得:32215.0636.75943364.16364XXXYllb003.15182.774215.0818.151XbYa则回归方程为:ˆ15.0030.215YX图大白鼠的进食量与增重量之间关系散点图最后，采用方差分析法对回归方程作检验:(1)建立假设检验:01:0;:0,0.05HH,(2)计算统计量199.3526,636.4543222XXXYllSSnYYSS回归总437.1017回归总残差SSSSSS192.31残差残差回归回归残差回归SSSSMSMSF92111残差回归，(3)确定P值,得出结论33查F界值表,56.109101.0，F,9101.0，FF,0.01P,拒绝0H，接受1H，说明大白鼠的进食量与体重增加量之间存在线性回归关系,也就是说,可以用大白鼠的进食量来估计其体重的增加量。3.[参考答案]身高为X，体重为Y。由题意,74.0,67.6,04.37;61.8,4.146rSYSXYX由身高推体重的回归系数为1b，则573.061.867.674.0.1XYXXYYXXXXXYSrSlllrllb由体重推身高的回归系数为2b，则20.748.61=0.9556.67XXYYXYXYYYYYrlllrSbllS（钱聪）第十二章多元线性回归一、单项选择题答案：1.E2.E3.D4.B5.B6.B7.D8.C9.E10.E二、计算与分析1.[参考答案]（1）模型：12ˆ2.1140.1350.923YXX（2）模型检验：34回归方程的方差分析表变异来源SSMSFP回归150.884275.44216.1540.0011残差42.03394.670总变异192.91711偏回归系数检验：偏回归系数估计结果自变量偏回归系数标准误tP常数项2.1145.0480.420.68520.1350.0472.860.01870.9230.4342.130.0624（3）复相关系数R=0.8844；决定系数R2=0.7821（4）身高的标准化偏回归系数为0.564；年龄的标准化偏回归系数为0.4192．（1）作1Y对1X，2X，3X，4X的多元线性回归分析，得模型：12341ˆ0.8290.2331.3250.1242.385YXXXX模型检验：回归方程的方差分析表变异来源SSMSFP回归1853044632.6028.090.0002残差1431625572.650总变异328472935偏回归系数检验：偏回归系数估计结果自变量偏回归系数标准误tP常数项-0.82947.773-0.020.98630.2330.1971.180.24861.3250.2824.70<0.0001-0.1242.783-0.040.9647-2.3850.765-3.120.0045自变量X2、X4对反应变量的回归具有统计学意义。模型决定系数R2=0.5641，复相关系数为R=0.7511。作2Y对1X，2X，3X，4X的多元线性回归分析，得模型：12342ˆ2.1320.4830.0530.2940.415YXXXX模型检验：回归方程的方差分析表变异来源SSMSFP回归4392.58141098.14522.49<0.0001残差1220.8862548.835总变异5613.46729偏回归系数检验：偏回归系数估计结果自变量偏回归系数标准误tP常数项-2.13213.951-0.150.87980.4830.0588.39<0.000136-0.0530.082-0.640.5279-0.2940.813-0.360.7203-0.4150.223-1.860.0749自变量X1对反应变量的回归具有统计学意义。模型决定系数R2=0.7825，复相关系数为R=0.8846。（2）作21/YY对1X，2X，3X，4X的逐步回归分析，令321/YYY，筛选变量的水平为0.05选入剔除，得“最优”模型：1324ˆ0.355430.002640.003630.00333YXXX多元逐步回归方差分析表变异来源SSMSFP回归0.2833530.0944546.85<0.0001误差0.05242260.00202总变异0.3357729多元逐步回归结果变量偏回归系数标准误FP常数0.355430.0884716.140.00041X0.002640.0003587654.13<0.00012X-0.003630.0004836456.36<0.00014X0.003330.001237.290.0120模型决定系数R2=0.8439，复相关系数为R=0.9186。（尹平）37第十三章logistic回归分析一、单项选择题答案：1.A2.E3.C4.D5.E6.C7.B8.E9.B10.A二、计算与分析1.[参考答案]采用SPSS进行数据分析应变量为“疗效”，自变量为“病情”和“药物”，各变量赋值如下：10，有效疗效，无效,10，轻病情，重,012，甲药药物，乙药，丙药数据格式：12行，4列（病人例数，疗效，病情，药物）。SPSS 菜单 餐厅复工更换新菜单通知电子菜单怎么做可以自己制作的电子菜单如何制作电子菜单电子菜单制作 选项：定义频数变量：Data→Weightcases→weightcasesby病人例数Logistic回归：Analyze→Regression→BinaryLogisticDependent：疗效Covariates：病情，药物Categorical：CategoricalVariates：药物Contrast：IndicatorReferenceCategory：Firstlogistic回归参数估计结果因素回归系数标准误Waldχ2P值OR值OR值95%可信区间XbSb下限上限常数项-1.8960.22074.5450.0000.150药物98.5490.000乙药2.2600.24684.6940.0009.5835.92215.508丙药1.9370.23965.8190.0006.9414.34611.083病情1.2890.19742.6490.0003.6302.4655.344以上结果可知，Logistic回归方程为：Logit（P）=-1.869+1.289病情+2.260乙药+1.937丙药校正病情因素后，乙药与甲药比，出现有效的优势比为9.583，丙药与甲药比，出现有38效的优势比为6.941，因此，乙药优于丙药，丙药优于甲药。校正药物因素后，轻病情与重病情比，出现有效的优势比为3.63，病情轻的疗效好于病情重的，若病情由重到轻，则药物的有效性将增大3.63倍。2.[参考答案]采用SPSS进行数据分析数据格式：60行，8列(X1,X2,X3,X4,X5,X6,X7,Y)。SPSS菜单选项：Logistic回归：Analyze→Regression→BinaryLogisticDependent：YCovariates：X1,X2,X3,X4,X5,X6,X7Method：Forward：LROptionsPropabilityStepwiseEntry:0.1Removal:0.1CIforexp(B):95%自变量筛选结果见下表logistic回归参数估计结果因素回归系数标准误Waldχ2P值OR值OR值95%可信区间XbSb下限上限常数项-3.5251.1898.7940.0030.029X21.2550.6313.9590.0473.5071.01912.068X31.0470.6312.7470.0972.8480.8269.820X63.1441.1577.3870.00723.2082.404224.085采用前进法筛选变量，入选水准：α=0.1，剔除水准：α=0.1。最终筛选的变量X2,X3,X6，其中X2（高血压史）和X6（动物脂肪摄入）具有统计学意义，均是心肌炎的危险因素有高血压史的人患心肌炎的风险是没有高血压是的人的3.507倍；高动物脂肪摄入的人患心肌炎的风险是低动物脂肪摄入人群的23.208倍。3.[参考答案]39采用SPSS进行数据分析数据格式：30行，4列(配对编号，X1,X2,Y)。SPSS