常用醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)方法上機(jī)實(shí)習(xí)題選.doc

常用醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)方法上機(jī)實(shí)習(xí)題選目 錄前 言3均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差4統(tǒng)計(jì)描述5總體均數(shù)估計(jì)5總體率估計(jì)6樣本均數(shù)與總體均數(shù)的比較6配對(duì)設(shè)計(jì)的兩樣本均數(shù)的比較6兩個(gè)樣本均數(shù)比較（成組設(shè)計(jì)）7多個(gè)樣本均數(shù)比較（成組設(shè)計(jì)）8配伍組設(shè)計(jì)多個(gè)樣本均數(shù)比較9樣本率與總體率的比較10完全隨機(jī)設(shè)計(jì)兩個(gè)樣本率的比較（四格表資料）11多個(gè)樣本率的比較11單向有序分類資料的假設(shè)檢驗(yàn)12相關(guān)分析13回歸分析13生存分析14根據(jù)統(tǒng)計(jì)量計(jì)算P值15廣州中醫(yī)藥大學(xué)試卷(B卷)18前 言衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)實(shí)習(xí)的目的是讓研究生在邊學(xué)邊實(shí)踐的過(guò)程中，輕松掌握統(tǒng)計(jì)分析的基本內(nèi)容。掌握了這些基本內(nèi)容，就可以有能力進(jìn)行目前常用的統(tǒng)計(jì)分析工作。方便進(jìn)一步的學(xué)習(xí)。數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)分析，常見(jiàn)資料的各種統(tǒng)計(jì)分析，包括：統(tǒng)計(jì)描述（均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、中位數(shù)、百分位數(shù)，二項(xiàng)分布的概率）；參數(shù)估計(jì)（總體均數(shù)的可信區(qū)間估計(jì)、二項(xiàng)分布總體率的可信區(qū)間估計(jì)）；假設(shè)檢驗(yàn)（成組和配對(duì)t檢驗(yàn)、z檢驗(yàn)、成組設(shè)計(jì)多個(gè)樣本均數(shù)比較的方差分析及兩兩比較、配伍組設(shè)計(jì)的方差分析及兩兩比較、兩組Wilcoxon秩和檢驗(yàn)或多組秩和檢驗(yàn)及兩兩比較、配對(duì)秩和檢驗(yàn)、配伍組秩和檢驗(yàn)及兩兩比較、Ridit分析、四格表資料卡方檢驗(yàn)，RC表卡方檢驗(yàn)、列聯(lián)表卡方檢驗(yàn)及列聯(lián)系數(shù)計(jì)算、等級(jí)資料假設(shè)檢驗(yàn)、雙向有序資料的等級(jí)相關(guān)分析）；相關(guān)回歸（積差相關(guān)系數(shù)的計(jì)算及假設(shè)檢驗(yàn)、等級(jí)相關(guān)系數(shù)的計(jì)算及假設(shè)檢驗(yàn)、直線回歸方程的計(jì)算及假設(shè)檢驗(yàn)，利用回歸方程進(jìn)行統(tǒng)計(jì)預(yù)測(cè)和統(tǒng)計(jì)控制）。均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差1. 例 某省的高考分?jǐn)?shù)經(jīng)過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化以后，最低分為100分，最高分為900分，平均分為500分，標(biāo)準(zhǔn)差為100分。用計(jì)算機(jī)模擬從該總體中隨機(jī)抽取20名考生的分?jǐn)?shù)見(jiàn)下表。試計(jì)算考生分?jǐn)?shù)的均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差。考生號(hào)分?jǐn)?shù)bhx1456259436114336529863947464833695131055311541124781330614516154561645217431185311943520552. sum x答：均數(shù)：462.65 標(biāo)準(zhǔn)差：92.40829軟件計(jì)算過(guò)程及結(jié)果如下：. sum x Variable | Obs Mean Std. Dev. Min Max-+- x | 20 462.65 92.40829 298 611統(tǒng)計(jì)描述2. 例 從幼兒園大班隨機(jī)抽取12名6周歲女童，測(cè)得身高（cm）。試進(jìn)行統(tǒng)計(jì)描述。編號(hào)身高（cm）1125.22135.33122.94131.65121.16141.57132.18112.89104.610131.211125.912126.1bhx1125.22135.33122.94131.65121.16141.57132.18112.89104.610131.211125.912126.1. clear. sum x答：樣本含量：12 中位數(shù)：125.8583 標(biāo)準(zhǔn)差：9.947998 最小值：104.6 最大值：141.5軟件計(jì)算過(guò)程及結(jié)果如下： . sum x Variable | Obs Mean Std. Dev. Min Max-+- x | 12 125.8583 9.947998 104.6 141.5總體均數(shù)估計(jì)3. 例 某縣1998年抽樣調(diào)查了500戶農(nóng)民家庭的年化纖布消費(fèi)量，得到均數(shù)為3.55米，標(biāo)準(zhǔn)差為1.03米。試估計(jì)該縣1998年農(nóng)民家庭年化纖布消費(fèi)量的總體均數(shù)。. cii 500 3.55 1.03答：總體均數(shù)的點(diǎn)估計(jì)：3.55 95%雙側(cè)置信區(qū)間：（ 3.459499，3.640501）m軟件計(jì)算過(guò)程及結(jié)果如下：. cii 500 3.55 1.03 Variable | Obs Mean Std. Err. 95% Conf. Interval-+- | 500 3.55 .046063 3.459499 3.640501總體率估計(jì)4. 例 為了解某地新生兒畸形的發(fā)生率，某單位調(diào)查了該地3009名活產(chǎn)新生兒，診斷出畸形者29名，占0.96%。試估計(jì)該地活產(chǎn)新生兒的畸形率。. cii 3009 29答：該地活產(chǎn)新生兒的畸形率的95%雙側(cè)置信區(qū)間：(0.64638%,1.3812%)軟件計(jì)算過(guò)程及結(jié)果如下：cii 3009 29 - Binomial Exact - Variable | Obs Mean Std. Err. 95% Conf. Interval-+- | 3009 .0096378 .001781 .0064638 .0138123樣本均數(shù)與總體均數(shù)的比較5. 例 據(jù)大量調(diào)查知，健康成年男子脈搏的均數(shù)為72次/分，某醫(yī)生在山區(qū)隨機(jī)調(diào)查了25名健康成年男子，其脈搏均數(shù)為75.5次/分，標(biāo)準(zhǔn)差為6.5次/分，能否認(rèn)為該山區(qū)成年男子的脈搏高于一般人群？. ttesti 25 75.5 6.5 72答：該題樣本含量小于50，運(yùn)用t檢驗(yàn)，按=0.0500水準(zhǔn)，t=2.6923，P= 0.0127 ，P 0.05，拒絕假設(shè)檢驗(yàn)H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為該山區(qū)成年男子的脈搏高于一般人群。軟件計(jì)算過(guò)程及結(jié)果如下：. ttesti 25 75.5 6.5 72One-sample t test- | Obs Mean Std. Err. Std. Dev. 95% Conf. Interval-+- x | 25 75.5 1.3 6.5 72.81693 78.18307- mean = mean(x) t = 2.6923Ho: mean = 72 degrees of freedom = 24 Ha: mean 72 Pr(T |t|) = 0.0127 Pr(T t) = 0.0064.醫(yī)學(xué)研究中常將受試對(duì)象配成對(duì)子，對(duì)每對(duì)中的兩個(gè)受試對(duì)象分別給予兩種不同的處理，觀察兩種處理的結(jié)果是否一致，稱為配對(duì)(設(shè)計(jì))研究。有時(shí)以同一個(gè)受試對(duì)象先后給予兩種不同的處理，觀察兩種處理的結(jié)果是否相同，這種配對(duì)稱為自身配對(duì)。配對(duì)設(shè)計(jì)的優(yōu)點(diǎn)是能消除或部分消除個(gè)體間的差異，使比較的結(jié)果更能真實(shí)地反映處理的效應(yīng)。配對(duì)t 檢驗(yàn)首先計(jì)算每對(duì)結(jié)果之差值，再將差值均數(shù)與0 作比較。如兩種處理的效應(yīng)相同，則差值與0 的差別無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。檢驗(yàn)假設(shè)H0 為：兩種處理的效應(yīng)相同，或總體差值均數(shù)為0。配對(duì)設(shè)計(jì)的兩樣本均數(shù)的比較6. 例 欲研究某藥物對(duì)血紅蛋白含量是否有影響，觀察了9例患者治療前后血紅蛋白的變化，數(shù)據(jù)如下表。試問(wèn)，該藥物治療前后血紅蛋白含量有無(wú)變化？編號(hào)123456789治療前122113141123105124144115117治療后145128156122121105123101127. ttest x1=x2答：該題選擇兩樣本均數(shù)t檢驗(yàn)，按=0.0500水準(zhǔn)，t= -0.4749，P=0.6475，P 0.05，不拒絕假設(shè)檢驗(yàn)H0，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為該藥物影響血紅蛋白含量。軟件計(jì)算過(guò)程及結(jié)果如下：. ttest x1=x2Paired t test-Variable | Obs Mean Std. Err. Std. Dev. 95% Conf. Interval-+- x1 | 9 122.6667 4.232808 12.69843 112.9058 132.4275 x2 | 9 125.3333 5.74698 17.24094 112.0808 138.5859-+- diff | 9 -2.666667 5.61496 16.84488 -15.61479 10.28145- mean(diff) = mean(x1 - x2) t = -0.4749 Ho: mean(diff) = 0 degrees of freedom = 8 Ha: mean(diff) 0 Pr(T |t|) = 0.6475 Pr(T t) = 0.6762數(shù)據(jù)錄入格式編號(hào)治療前治療后bhx1x2112214521131283141156412312251051216124105714412381151019117127兩個(gè)樣本均數(shù)比較（成組設(shè)計(jì)）7. 例 欲研究某藥物對(duì)血紅蛋白含量是否有影響，把18例患者隨機(jī)分為實(shí)驗(yàn)組（用該藥物治療）和對(duì)照組（用對(duì)血紅蛋白無(wú)影響的標(biāo)準(zhǔn)藥物治療），每組各9例，治療后兩組患者血紅蛋白含量如下表。試問(wèn)，該藥物是否影響血紅蛋白含量？實(shí)驗(yàn)組122113141123105124144115117對(duì)照組148129156122121105123100126答：該題選用兩樣本均數(shù)t檢驗(yàn)，按=0.0500水準(zhǔn)，t= -0.3952，P=0.6979，P 0.05，不拒絕假設(shè)檢驗(yàn)H0，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為該藥物影響血紅蛋白含量。. ttest x,by(g)數(shù)據(jù)錄入格式編號(hào)分組測(cè)量值bhgx111222111331141411235110561124711448111591117121482212932156421225212162105721238210092126答：該題選用兩樣本均數(shù)t檢驗(yàn)，按=0.0500水準(zhǔn)，t= -0.3952，P=0.6979，P 0.05，不拒絕假設(shè)檢驗(yàn)H0，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為該藥物影響血紅蛋白含量。軟件計(jì)算過(guò)程及結(jié)果如下：. ttest x,by(g)Two-sample t test with equal variances- Group | Obs Mean Std. Err. Std. Dev. 95% Conf. Interval-+- 1 | 9 122.6667 4.232808 12.69843 112.9058 132.4275 2 | 9 125.5556 5.960777 17.88233 111.81 139.3011-+-combined | 18 124.1111 3.563512 15.1187 116.5928 131.6295-+- diff | -2.888889 7.310782 -18.38705 12.60928- diff = mean(1) - mean(2) t = -0.3952Ho: diff = 0 degrees of freedom = 16 Ha: diff 0 Pr(T |t|) = 0.6979 Pr(T t) = 0.6510多個(gè)樣本均數(shù)比較（成組設(shè)計(jì)）8. 例 欲研究藥物A、B對(duì)血紅蛋白含量是否有影響，把15例患者隨機(jī)分為A藥組（用A藥物治療）、B藥組（用B藥物治療）和對(duì)照組（用安慰劑治療），每組各5例，治療后各組患者血紅蛋白含量如下表。試問(wèn)，藥物A、B是否影響血紅蛋白含量？A藥組122113141123105B藥組144126156122121對(duì)照組101111113100101數(shù)據(jù)錄入格式編號(hào)組別測(cè)量值. one x g,t bbh grx111222111331141411235110512144221263215642122521211310123111331134310053101答：該例題運(yùn)用方差分析（F檢驗(yàn)），按=0.0500水準(zhǔn)，經(jīng)方差分析，P= 0.0112，P 0.05，不拒絕假設(shè)檢驗(yàn)H0，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；組次2與3 （即B藥物和安慰劑）比較，P= 0.010，P F-Between groups 2050.53333 2 1025.26667 6.68 0.0112 Within groups 1842.4 12 153.533333- Total 3892.93333 14 278.066667Bartletts test for equal variances: chi2(2) = 2.7072 Probchi2 = 0.258 Comparison of x by gr (Bonferroni)Row Mean-|Col Mean | 1 2-+- 2 | 13 | 0.369 | 3 | -15.6 -28.6 | 0.209 0.010配伍組設(shè)計(jì)多個(gè)樣本均數(shù)比較9. 例 為研究藥物A、B對(duì)血紅蛋白含量是否有影響，把15例患者根據(jù)性別、年齡、文化程度等因素分為5個(gè)區(qū)組，即每個(gè)區(qū)組的3個(gè)人性別相同、年齡和文化程度相近，再把每個(gè)區(qū)組的3個(gè)人隨機(jī)分配到A藥組（用A藥物治療）、B藥組（用B藥物治療）和對(duì)照組（用安慰劑治療）中。治療后各組患者血紅蛋白含量如下表。試問(wèn)，藥物A、B是否影響血紅蛋白含量？區(qū)組號(hào)12345A藥組 1122113141123105B藥組 2144126156122121對(duì)照組3103110115100101數(shù)據(jù)錄入方法區(qū)組組別血紅蛋白含量. anova x pw gr. regpwgrx111221214413103211132212623110311413215633115411234212243100511055212153101答：該題選用方差分析（F檢驗(yàn)），按=0.0500水準(zhǔn)，經(jīng)方差分析，F(xiàn)=17.61，P= 0.0012，P F -+- Model | 3369.73333 6 561.622222 10.07 0.0023 | pw | 1406.4 4 351.6 6.31 0.0136 gr | 1963.33333 2 981.666667 17.61 0.0012 | Residual | 446 8 55.75 -+- Total | 3815.73333 14 272.552381 reg Source | SS df MS Number of obs = 15-+- F( 6, 8) = 10.07 Model | 3369.73333 6 561.622222 Prob F = 0.0023 Residual | 446 8 55.75 R-squared = 0.8831-+- Adj R-squared = 0.7955 Total | 3815.73333 14 272.552381 Root MSE = 7.4666- x | Coef. Std. Err. t P|t| 95% Conf. Interval-+- pw | 2 | -6.666667 6.096447 -1.09 0.306 -20.7251 7.391765 3 | 14.33333 6.096447 2.35 0.047 .2749012 28.39177 4 | -8 6.096447 -1.31 0.226 -22.05843 6.058432 5 | -14 6.096447 -2.30 0.051 -28.05843 .0584321 | gr | 2 | 13 4.722288 2.75 0.025 2.110385 23.88961 3 | -15 4.722288 -3.18 0.013 -25.88961 -4.110385 | _cons | 123.6667 5.100654 24.25 0.000 111.9045 135.4288-樣本率與總體率的比較10. 例 據(jù)大量調(diào)查知，一般潰瘍病患者中有20%發(fā)生胃出血癥狀，某醫(yī)生觀察245例70歲以上潰瘍病人，其中75例發(fā)生出血癥狀，問(wèn)老年患者與一般患者胃出血發(fā)生率是否不同？答：經(jīng)正態(tài)近似法檢驗(yàn)，得P=0.0000,按=0.0500水準(zhǔn)拒絕H0，可認(rèn)為0.2000，故老年患者與一般患者胃出血發(fā)生率不同。軟件計(jì)算過(guò)程及結(jié)果如下：樣本率與總體率比較的假設(shè)檢驗(yàn):正態(tài)近似法（不校正）Ho:=0.2000H1:0.2000 =0.0500（雙側(cè)）已知：樣本陽(yáng)性數(shù)X為75,樣本含量n為 245。u=4.1527P(Left) =0.99998347P(Right) =0.00001653P(2-Tailed)=0.00003306說(shuō)明：P(Left) 左 單 側(cè)：表示從0到X的累計(jì)概率P(Right) 右 單 側(cè)：表示從X到n的累計(jì)概率結(jié)論：經(jīng)檢驗(yàn)，得P=0.0000,按=0.0500水準(zhǔn)拒絕H0，可認(rèn)為0.2000提示：此資料滿足正態(tài)近似法的應(yīng)用條件，可選擇正態(tài)近似法。. bitesti 245 75 0.2,d完全隨機(jī)設(shè)計(jì)兩個(gè)樣本率的比較（四格表資料）11. 例 為研究甲乙兩種藥物對(duì)胃潰瘍的治療效果，選擇了128名病例，隨機(jī)分為兩組，治療結(jié)果結(jié)果如表1。問(wèn)甲乙兩種藥物對(duì)胃潰瘍的療效有無(wú)差別？表1 甲乙兩種藥物對(duì)胃潰瘍的療效組別治療結(jié)果合計(jì)痊愈無(wú)效A藥物60464B藥物481664合計(jì)10820128. tabi 60 448 16,chi2 r 答：本題采用卡方檢驗(yàn)，按=0.0500水準(zhǔn)，c2=8.5333，自由度=1，P=0.003，P0.05，拒絕假設(shè)檢驗(yàn)H0，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為兩種藥物治療胃潰瘍療效不同。軟件計(jì)算過(guò)程及結(jié)果如下：-+| Key |-| frequency | row percentage |+-+ | col row | 1 2 | Total-+-+- 1 | 60 4 | 64 | 93.75 6.25 | 100.00 -+-+- 2 | 48 16 | 64 | 75.00 25.00 | 100.00 -+-+- Total | 108 20 | 128 | 84.38 15.63 | 100.00 Pearson chi2(1) = 8.5333 Pr = 0.003多個(gè)樣本率的比較12. 例 為研究某藥物治療胃潰瘍的療效，把105名患者隨機(jī)分為三組，得資料如表1，問(wèn)不同劑量的療效是否相同？表1 三種不同劑量的治療結(jié)果劑量有效無(wú)效合計(jì)小劑量191130中劑量41950大劑量24125合計(jì)8223105. tabi 19 1141 924 1,chi2答：本題采用卡方檢驗(yàn)，按=0.0500水準(zhǔn)，c2=9.3333，自由度=2，P=0.009，P0.05，拒絕假設(shè)檢驗(yàn)H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為該藥物不同劑量治療胃潰瘍的療效不同。軟件計(jì)算過(guò)程及結(jié)果如下：tabi 19 1141 924 1,chi2 | col row | 1 2 | Total-+-+- 1 | 19 11 | 30 2 | 41 9 | 50 3 | 24 1 | 25 -+-+- Total | 84 21 | 105 Pearson chi2(2) = 9.3333 Pr = 0.009單向有序分類資料的假設(shè)檢驗(yàn)13. 例 某研究得資料如表1，問(wèn)2種藥物的療效是否相同？表1 2種藥物療效的觀察結(jié)果藥物療效合計(jì)治愈1顯效2好轉(zhuǎn)3無(wú)效4A藥物1262310160B藥物21215211260合計(jì)33373113120. cleargroupypop1126122313101412112221523212412. expand pop. ranksum y ,by( group )答：該例題選用秩和檢驗(yàn)（Wilcoxon兩樣本比較法），z = -4.199，P=0.0000，P |z| = 0.000014. 例 某研究得資料如表2，問(wèn)病型與患者痰液中SB的含量是否有關(guān)系？表2 病型與患者痰液中SB含量的關(guān)系病型SB含量合計(jì)-+A型1222342290B型111232257C型103423168D型5223333合計(jì)387011228248. cleargroupypop11121222133414222111221223322423110323433233414154224323443. expand pop. kwallis y,by(group)答：經(jīng)秩和檢驗(yàn)，P=0.0005，P0.05，拒絕假設(shè)檢驗(yàn)H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為病型與患者痰液中SB的含量有關(guān)系。軟件計(jì)算過(guò)程及結(jié)果如下： expand pop(232 observations created). kwallis y,by(group)Kruskal-Wallis equality-of-populations rank test +-+ | group | Obs | Rank Sum | |-+-+-| | 1 | 90 | 12603.00 | | 2 | 57 | 6829.50 | | 3 | 68 | 6712.00 | | 4 | 33 | 4731.50 | +-+chi-squared = 15.540 with 3 bability = 0.0014chi-squared with ties = 17.652 with 3 bability = 0.0005相關(guān)分析15. 例 為了解城市兒童年齡與身高的關(guān)系，在某小學(xué)隨機(jī)抽取8名612歲兒童，測(cè)得身高如下表。問(wèn)兒童身高與年齡之間是否相關(guān)？編號(hào)12345678年齡（歲）x6.27.010.211.06.5身高（cm）y135139143150155141140137 數(shù)據(jù)錄入格式編號(hào)年齡x身高y. clearbh xy16.213527139310.2143411150512.115569.514178.214086.5137. scatter y x. scatter y x | lfit y x. corr y x. pwcorr y x,sig答：1、繪制散點(diǎn)圖，由散點(diǎn)圖兒童身高與年齡之間存在呈線性趨勢(shì)的聯(lián)系；2、由corr y x命令知相關(guān)系數(shù)r= 0.9358；3、相關(guān)系數(shù)的假設(shè)檢驗(yàn)：該題選擇pearson相關(guān)分析，相關(guān)系數(shù)r= 0.9358，說(shuō)明城市兒童年齡與身高呈正相關(guān)，且相關(guān)程度較大；經(jīng)檢驗(yàn)，P=0.0006，P0.05，拒絕假設(shè)檢驗(yàn)H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為兒童身高與年齡之間有相關(guān)關(guān)系。軟件計(jì)算過(guò)程及結(jié)果如下：scatter y xscatter y x | lfit y xcorr y x(obs=8) | y x-+- y | 1.0000 x | 0.9358 1.0000 pwcorr y x,sig | y x-+- y | 1.0000 | | x | 0.9358 1.0000 | 0.0006回歸分析統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行了回歸分析。還計(jì)算出了相關(guān)系數(shù)，還對(duì)相關(guān)系數(shù)進(jìn)行了假設(shè)檢驗(yàn)。本例把“年齡”當(dāng)成x，把“身高”當(dāng)成y。各對(duì)數(shù)據(jù)千萬(wàn)不要搞混淆！16. 例 為了解城市兒童年齡與身高的關(guān)系，在某小學(xué)隨機(jī)抽取8名612歲兒童，測(cè)得身高