醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)(第二版)思考與練習(xí)答案(精)

1、第四章 定量資料的統(tǒng)計(jì)描述 【習(xí)題解析】 一、思考題 1均數(shù)、中位數(shù)、幾何均數(shù)三者的相同點(diǎn)是都用于描述定量資料的集中趨勢(shì)，。 不同點(diǎn)：均數(shù)用于單峰對(duì)稱(chēng)分布，特別是正態(tài)分布或近似正態(tài)分布的資料； 幾何均數(shù)用于變量值間呈倍數(shù)關(guān)系的偏態(tài)分布資料，特別是變量經(jīng)過(guò)對(duì)數(shù)變換后 呈正態(tài)分布或近似正態(tài)分布的資料；中位數(shù)用于不對(duì)稱(chēng)分布資料、兩端無(wú)確切 值的資料、分布不明確的資料。 2. 同一資料的標(biāo)準(zhǔn)差不一定小于均數(shù)。均數(shù)描述的是一組同質(zhì)定量變量的平均 水平，而標(biāo)準(zhǔn)差是描述單峰對(duì)稱(chēng)分布資料離散程度最常用的指標(biāo)。標(biāo)準(zhǔn)差大，表 示觀察值之間變異大，即一組觀察值的分布較分散；標(biāo)準(zhǔn)差小，表示觀察值之間 變異小，即一組觀

2、察值的分布較集中。若標(biāo)準(zhǔn)差遠(yuǎn)大于均數(shù)表明數(shù)據(jù)離散程度較 大，可能為偏態(tài)分布，此時(shí)應(yīng)考慮改用其他指標(biāo)來(lái)描述資料的集中趨勢(shì)。 3. 極差、四分位數(shù)間距、標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)四者的相同點(diǎn)是都用于描述資料的 離散程度。不同點(diǎn)：極差可用于描述單峰對(duì)稱(chēng)分布小樣本資料的離散程度，或 用于初步了解資料的變異程度；四分位數(shù)間距可用于描述偏態(tài)分布資料、 兩端 無(wú)確切值或分布不明確資料的離散程度；標(biāo)準(zhǔn)差用于描述正態(tài)分布或近似正態(tài) 分布資料的離散程度；變異系數(shù)用于比較幾組計(jì)量單位不同或均數(shù)相差懸殊的 正態(tài)分布資料的離散程度。 4. 正態(tài)分布的特征：正態(tài)曲線在橫軸上方均數(shù)處最高；正態(tài)分布以均數(shù)為 中心，左右對(duì)稱(chēng)；正態(tài)分布有

3、兩個(gè)參數(shù)，即位置參數(shù)和形態(tài)參數(shù)匚；正態(tài) 曲線下的面積分布有一定的規(guī)律，正態(tài)曲線與橫軸間的面積恒等于1。曲線下區(qū) 間(-2.582.58二)內(nèi)的面積為95.00%;區(qū)間(J -2.5 2.5)內(nèi)的面積 為 99.00%。 5. 通過(guò)大量調(diào)查證實(shí)符合正態(tài)分布的變量或近似正態(tài)分布的變量，可按正態(tài) 分布曲線下面積分布的規(guī)律制定醫(yī)學(xué)參考值范圍； 服從對(duì)數(shù)正態(tài)分布的變量，可 對(duì)觀察值取對(duì)數(shù)后按正態(tài)分布法算出醫(yī)學(xué)參考值范圍的對(duì)數(shù)值， 然后求其反對(duì)數(shù) 即可；對(duì)于經(jīng)正態(tài)性檢驗(yàn)不服從正態(tài)分布的變量，應(yīng)采用百分位數(shù)法制定醫(yī)學(xué) 參考值范圍。 二、案例辨析題 統(tǒng)計(jì)描述時(shí)，常見(jiàn)錯(cuò)誤是對(duì)定量資料的描述均采用均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差，。

4、正確做 法是根據(jù)資料分布類(lèi)型和特點(diǎn)，計(jì)算相應(yīng)的集中趨勢(shì)指標(biāo)和離散程度指標(biāo)。本資 料的血清總膽固醇的頻數(shù)分布圖如下： 圖4-1 血清甘油三酯(TG)的頻數(shù)分布 可見(jiàn)資料呈負(fù)偏態(tài)分布，不宜使用均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)描述其集中趨勢(shì)和離散程 度，而應(yīng)計(jì)算中位數(shù)和四分位數(shù)間距，計(jì)算結(jié)果為： 集中趨勢(shì)指標(biāo) M 二 X 150 X 150/ 2 =(1.76 1.75)/2 =1.755 (mmol/L) V K丿嚴(yán)丿丿 離散程度指標(biāo) 四分位數(shù)間距=P75 -P25 =2.10-1.34 = 0.76 (mmol/L) 三、最佳選擇題 1. B 2. E 3. B 4. C 5. D 6. E 7. A 8. D

5、9. D 四、綜合分析題 1. 解：輸出結(jié)果 圖4-4 尿總砷的頻數(shù)分布圖 由圖4-4可見(jiàn)，該資料集中位置偏向左側(cè)，為正偏態(tài)分布，考慮作對(duì)數(shù)變換 輸出結(jié)果 圖4-5尿總砷對(duì)數(shù)的頻數(shù)分布圖 由圖可見(jiàn)Igx分布近似對(duì)稱(chēng)，可認(rèn)為燃煤型砷中毒患者尿總砷含量近似服從 對(duì)數(shù)正態(tài)分布。 (2)燃煤型砷中毒患者尿總砷的含量近似服從對(duì)數(shù)正態(tài)分布，故應(yīng)計(jì)算幾何 均數(shù)。 輸出結(jié)果 Descriptive Statistics N Minim um Maximum Mean Std. Deviation lgx Valid N (listwise) 176 176 -1.99 -.24 -1.1831 .39685

6、結(jié)果中的Mear表示尿總砷對(duì)數(shù)值的均數(shù)為-1.1831，求其反對(duì)數(shù)，得到幾何 均數(shù) G = 0.0656( 舊/L)。 2. 解： (1)已知健康人的血清TC服從正態(tài)分布，故采用正態(tài)分布法制定95%的參 考值范圍。 下限：X 1.96S =4.841.96 0.96 =2.96 (mmol/L) 上限： X 1.96S =4.84 1.96 0.96 =6.72(mmol/L) 該市4555歲健康男性居民的血清總膽固醇的95%參考值范圍為 2.96 mmol/L6.72mmol/L 。 (2) 4555歲健康男性居民的血清總膽固醇分布為非標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，需作標(biāo) 準(zhǔn)化變換后，查表確定正態(tài)分布曲線下

7、面積。由于是大樣本，可用樣本均數(shù)和樣 本標(biāo)準(zhǔn)差作為總體均數(shù)和總體標(biāo)準(zhǔn)差的點(diǎn)估計(jì)值。 Z11 一 CT 5一4.84 1.66 0.96 Z 2 3=90.43 0.96 查標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布曲線下的面積表(附表2)得: ：J(Z1 )= ( -1. 66)0. 0485 (Z2) =1 - 門(mén)(-0.43) = 1 - 0.3336 = 0.6664 D = G(Z2)(乙)=0.66640.0485 = 0.6179 = 61.79% 該市4555歲健康男性居民中，血清總膽固醇在3.25mmol/L5.25mmol/L范 圍內(nèi)的比例為61.79%。 (3)作標(biāo)準(zhǔn)化變換 0.96 查標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布曲線

8、下的面積表（附表2）得： （Z） =（一1.08） =0.1401 =14.01% 該市4555歲健康男性居民中，血清總膽固醇低于3.80mmol/L所占的比例為 14.01%。 3. 解： 輸出結(jié)果 數(shù) 頻 跟骨硬度指數(shù) 圖4-8跟骨硬度指數(shù)的頻數(shù)分布圖 由圖4-8可見(jiàn)資料呈負(fù)偏態(tài)分布，因?yàn)楦怯捕戎笖?shù)過(guò)高或過(guò)低均為異常, 故應(yīng)使用百分位數(shù)法，制定雙側(cè)95%參考值范圍。 輸出結(jié)果 Statistics SI N Valid 120 Miss ing 0 Perce ntiles 2.5 58.0167 97.5 143.6618 即該地區(qū)3035歲健康女性的SI的95%參考值范圍為（58.0

9、2, 143.66） 第五章定性資料的統(tǒng)計(jì)描述 【習(xí)題解析】 一、思考題 1 計(jì)算相對(duì)數(shù)應(yīng)時(shí)有足夠的觀察單位數(shù)；分析時(shí)不能以構(gòu)成比代替率； 計(jì)算觀察單位數(shù)不等的幾個(gè)率的合計(jì)率或平均率時(shí)，不能簡(jiǎn)單地把各組率相加求 其平均值而得，而應(yīng)該分別將分子和分母合計(jì)，再求出合計(jì)率或平均率；相對(duì) 數(shù)的比較應(yīng)注意其可比性，如果內(nèi)部構(gòu)成不同， 應(yīng)計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)化率；樣本率或樣 本構(gòu)成比的比較應(yīng)作假設(shè)檢驗(yàn)。 2. 率是指某現(xiàn)象實(shí)際發(fā)生數(shù)與某時(shí)間點(diǎn)或某時(shí)間段可能發(fā)生該現(xiàn)象的觀察單位 總數(shù)之比，用以說(shuō)明該現(xiàn)象發(fā)生的頻率或強(qiáng)度。 構(gòu)成比是指事物內(nèi)部某一組成部 分觀察單位數(shù)與同一事物各組成部分的觀察單位總數(shù)之比，以說(shuō)明事物內(nèi)部各

10、組 成部分所占的比重，不能說(shuō)明某現(xiàn)象發(fā)生的頻率或強(qiáng)度大小。 兩者在實(shí)際應(yīng)用時(shí) 容易混淆，要注意區(qū)別。 3. 如對(duì)死亡率的年齡構(gòu)成標(biāo)準(zhǔn)化，當(dāng)已知被標(biāo)化組的年齡別死亡率時(shí)，宜采用 直接法計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)化率；當(dāng)不知道被標(biāo)化組的年齡別死亡率， 只有年齡別人口數(shù)和 死亡總數(shù)時(shí)，可采用間接法。 4. 常用的動(dòng)態(tài)數(shù)列分析指標(biāo)有：絕對(duì)增長(zhǎng)量、發(fā)展速度與增長(zhǎng)速度、平均發(fā)展 速度與平均增長(zhǎng)速度。絕對(duì)增長(zhǎng)量是指事物現(xiàn)象在一定時(shí)期增長(zhǎng)的絕對(duì)值；發(fā)展 速度與增長(zhǎng)速度都是相對(duì)比指標(biāo)，用以說(shuō)明事物現(xiàn)象在一定時(shí)期的速度變化； 平 均發(fā)展速度是指一定時(shí)期內(nèi)各環(huán)比發(fā)展速度的平均值，用以說(shuō)明事物在一定時(shí)期 內(nèi)逐年的平均發(fā)展程度；平均增長(zhǎng)

11、速度是說(shuō)明事物在一定時(shí)期內(nèi)逐年的平均增長(zhǎng) 程度。 5. 標(biāo)準(zhǔn)化法的目的是通過(guò)選擇同一參照標(biāo)準(zhǔn)， 消除混雜因素的影響，使算 得的標(biāo)準(zhǔn)化率具有可比性。但標(biāo)準(zhǔn)化率并不代表真實(shí)水平，選擇的標(biāo)準(zhǔn)不同， 計(jì) 算出的標(biāo)準(zhǔn)化率也不相同。因此，標(biāo)準(zhǔn)化率僅用于相互間的比較， 實(shí)際水平應(yīng)采 用未標(biāo)化率來(lái)反映。樣本的標(biāo)準(zhǔn)化率是樣本指標(biāo)，亦存在抽樣誤差， 若要比較 其代表的總體標(biāo)準(zhǔn)化率是否相同，需作假設(shè)檢驗(yàn)。注意標(biāo)準(zhǔn)化方法的選用。 如 對(duì)死亡率的年齡構(gòu)成標(biāo)準(zhǔn)化，當(dāng)已知被標(biāo)化組的年齡別死亡率時(shí)， 宜采用直接法 計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)化率。但當(dāng)被標(biāo)化組各年齡段人口數(shù)太少，年齡別死亡率波動(dòng)較大時(shí)， 宜采用間接法。各年齡組率若出現(xiàn)明顯交叉，

12、或呈非平行變化趨勢(shì)時(shí)，則不適 合采用標(biāo)準(zhǔn)化法，宜分層比較各年齡組率。此外，對(duì)于因其它條件不同，而非內(nèi) 部構(gòu)成不同引起的不可比性問(wèn)題，標(biāo)準(zhǔn)化法難以解決。 二、案例辨析題 該結(jié)論不正確。因?yàn)樵撫t(yī)生所計(jì)算的指標(biāo)是構(gòu)成比，只能說(shuō)明 98例女性生 殖器潰瘍患者中，3種病原體感染所占的比重，不能說(shuō)明女性 3種病原體感染發(fā) 生的頻率或強(qiáng)度，該醫(yī)生犯了以構(gòu)成比代替率的錯(cuò)誤。 三、最佳選擇題 1. B 2. A 3. D 4. E 5. D 6. D 7. C 8. C 9. B 四、綜合分析題 1. 解： 表5-3經(jīng)常吸煙與慢性阻塞性肺病 (COPD)的關(guān)系 分組 調(diào)查人數(shù) 經(jīng)常吸煙 -經(jīng)常吸煙率(%) 是

13、否 COPD患者 356 231 125 64.89 非COPD患者 479 183 296 38.20 COPD患者的經(jīng)常吸煙率：231/356采00%=64.89% 非COPD患者經(jīng)常吸煙率：183/479 100%=38.20% COPD患者的經(jīng)常吸煙率比非 COPD患者高26.69% 231 漢 296 比值比(OR)=2.989 125 勺 83 還需進(jìn)一步對(duì)OR作假設(shè)檢驗(yàn)(見(jiàn)第十一章)，若經(jīng)檢驗(yàn)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以 認(rèn)為經(jīng)常吸煙與慢性阻塞性肺病(COPD)有一定的關(guān)系。 輸出結(jié)果 分組*吸 煙情況Crosstabula t ion Count 吸煙情況 Total 不吸煙 吸煙 分組

14、 非COPD患者 296 183 479 COPD患者 125 231 356 Total 421 414 835 Risk Estimate Value 95% Con fide nee In tenal Lower Upper Odcfe Ratio for 分組（非 COPD患者 / COPD患者） 2.989 2.247 3.976 For cohort吸煙情況=非經(jīng)常吸煙 1.760 1.503 2.061 For cohort吸煙情況=經(jīng)常吸煙 .589 .513 .675 N of Valid Cases 835 2. 解： 表5-4 某地居民19982004年某病死亡率（1/1

15、0萬(wàn)）動(dòng)態(tài)變化 年份 符號(hào) 死亡率 絕對(duì)增長(zhǎng)量 發(fā)展速度 增長(zhǎng)速度 累計(jì) 逐年 定基比 環(huán)比 定基比 環(huán)比 1998 a0 160.5 一 一 一 一 一 一 1999 a1 144.2 -16.3 -16.3 0.90 0.90 -0.10 -0.10 2000 a2 130.0 -30.5 -14.2 0.81 0.90 -0.19 -0.10 2001 a3 120.2 -40.3 -9.8 0.75 0.92 -0.25 -0.08 2002 a4 85.6 -74.9 -34.6 0.53 0.71 -0.47 -0.29 2003 a5 69.5 -91.0 -16.1 0.43

16、0.81 -0.57 -0.19 2004 a6 38.5 -122.0 -31.0 0.24 0.55 -0.76 -0.45 該病死亡率的平均發(fā)展速度 =n an/a0二6 38.5/160.5二0.79 該病死亡率的平均增長(zhǎng)速度 二平均發(fā)展速度-仁0.79 -1= -0.21 3. 解：因?yàn)樵摰啬?、女性的年齡構(gòu)成有所不同，為了消除年齡構(gòu)成的不同對(duì) HBsAg陽(yáng)性率的影響，應(yīng)先進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化再進(jìn)行比較。根據(jù)本題資料，以男、女 合計(jì)為標(biāo)準(zhǔn)人口，已知被標(biāo)化組的年齡別陽(yáng)性率，采用直接法計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)化陽(yáng)性率。 表5-5直接法計(jì)算某地不同年齡、性別人群的HBsAg標(biāo)準(zhǔn)化陽(yáng)性率（） 年齡組 標(biāo)準(zhǔn)人口數(shù) Ni

17、男性 女性 原陽(yáng)性率 Pi 預(yù)期陽(yáng)性數(shù) MPi 原陽(yáng)性率 Pi 預(yù)期陽(yáng)性數(shù) NiPi 0 1081 2.30 24.90 2.32 25.09 20 1473 2.71 39.97 2.72 40.02 40 1546 6.06 93.63 6.46 99.86 60 1408 7.52 105.85 8.60 121.04 合計(jì) 5508(N) 5.11 264 (乞 N p ) 4.86 286(、Mp ) 264 男性HBsAg標(biāo)準(zhǔn)化陽(yáng)性率：p100% =4.79% 5508 286 女性HBsAg標(biāo)準(zhǔn)化陽(yáng)性率：p100% = 5.19% 5508 可見(jiàn)，經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化后女性HBsAg陽(yáng)性率高

18、于男性。 輸出結(jié)果 Descriptive Statistics N Sum sp 4 5508.00 sp1 4 264.35 sp2 4 286.01 Valid N (listwise) 4 注：將SPSS輸出的sp1的和除以sp的和，得男性HBsAg標(biāo)準(zhǔn)化陽(yáng)性率；sp2 的和除以sp的和，得女性HBsAg標(biāo)準(zhǔn)化陽(yáng)性率。 第六章總體均數(shù)的估計(jì) 【習(xí)題解析】 一、思考題 1 抽樣研究中，由于同質(zhì)總體中的個(gè)體間存在差異，即個(gè)體變異，因而從同一 總體中隨機(jī)抽取若干樣本，樣本均數(shù)往往不等于總體均數(shù)，且各樣本均數(shù)之間也 存在差異。這種由個(gè)體變異產(chǎn)生的、隨機(jī)抽樣引起的樣本均數(shù)與總體均數(shù)間的差 異稱(chēng)均

19、數(shù)的抽樣誤差。決定均數(shù)抽樣誤差大小的因素主要為樣本含量和標(biāo)準(zhǔn)差。 2 樣本均數(shù)的抽樣分布的特點(diǎn)有：各樣本均數(shù)未必等于總體均數(shù)；樣本均 數(shù)之間存在差異；樣本均數(shù)服從正態(tài)分布；樣本均數(shù)的變異范圍較原變量的 變異范圍小；隨著樣本含量的增加，樣本均數(shù)的變異范圍逐漸縮小。 3 標(biāo)準(zhǔn)差與標(biāo)準(zhǔn)誤的區(qū)別在于：計(jì)算公式：標(biāo)準(zhǔn)差為 (X X)2 n _1 標(biāo)準(zhǔn) 誤為SX二 ；統(tǒng)計(jì)學(xué)意義：標(biāo)準(zhǔn)差越小，說(shuō)明個(gè)體值相對(duì)越集中，均數(shù)對(duì)數(shù) S 據(jù)的代表性越好；而標(biāo)準(zhǔn)誤越小，說(shuō)明樣本均數(shù)的分布越集中， 樣本均數(shù)與總體 均數(shù)的差別越小，抽樣誤差越小，由樣本均數(shù)估計(jì)總體均數(shù)的可靠性越大； 用 標(biāo)準(zhǔn)差與標(biāo)準(zhǔn)誤的聯(lián)系： 當(dāng)樣本量n定

20、時(shí)，標(biāo)準(zhǔn)誤隨標(biāo)準(zhǔn)差的增加而增加, 途：標(biāo)準(zhǔn)差用于描述個(gè)體值的變異程度，標(biāo)準(zhǔn)誤用于描述均數(shù)的抽樣誤差大小 公式為: SX 4. 數(shù)理統(tǒng)計(jì)的中心極限定理：從均數(shù)為 J，標(biāo)準(zhǔn)差為二的正態(tài)總體中進(jìn)行獨(dú)立 隨機(jī)抽樣，其樣本均數(shù)服從均數(shù)為 ，標(biāo)準(zhǔn)差為匚/ . n的正態(tài)分布；即使是從非 正態(tài)總體中進(jìn)行獨(dú)立隨機(jī)抽樣，當(dāng)樣本含量逐漸增加時(shí)（n _ 50），其樣本均數(shù)的 分布逐漸逼近于均數(shù)為 ，標(biāo)準(zhǔn)差為匚兒n的正態(tài)分布。越大，抽樣誤差越 大，由樣本均數(shù)估計(jì)總體均數(shù)的可靠性越小。反之，；x越小，抽樣誤差越小， 由樣本均數(shù)估計(jì)總體均數(shù)的可靠性越大。 計(jì)算總體均數(shù)置信區(qū)間的通式為：（X -匕2護(hù)乂取中0/2,小乂）；當(dāng)

21、樣本含量 較大時(shí)，例如n 100，t分布近似標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，可用 Z值代替t值，作為置信 區(qū)間的近似計(jì)算，相應(yīng)的置信度為（1 -）時(shí)，總體均數(shù)的置信區(qū)間為： (X -Z ：/2Sx，X Z ：/2Sx) 5. 置信區(qū)間與醫(yī)學(xué)參考值范圍的區(qū)別見(jiàn)表6-1 表6-1均數(shù)的置信區(qū)間與醫(yī)學(xué)參考值范圍的區(qū)別 區(qū)別 均數(shù)的置信區(qū)間 醫(yī)學(xué)參考值范圍 大多數(shù)正常人”的某項(xiàng)解剖、生理、生 化指標(biāo)的波動(dòng)范圍 正態(tài)分布法：雙側(cè)95%的參考值范 圍為（X -1.96S, X 1.96S） 偏態(tài)分布法： 按一定的置信度（1F）估計(jì)的總體均數(shù)所 意義 在的區(qū)間范圍 未知：（X -ta2，eX，X +切2,保） 計(jì)算 er未知

22、而n較大： 公式 _ （X -Z：/2Sx,X Z：/2Sx） 二已知：(X -Z ./2-X ,X Z.J2-X ) 用途用于總體均數(shù)的估計(jì)或假設(shè)檢驗(yàn) 單側(cè)下限95%的參考值范圍為.P5 單側(cè)上限95%的參考值范圍為：:：F95 判斷觀察對(duì)象的某項(xiàng)指標(biāo)正常與否，為 臨床診斷提供參考 二、案例辨析題 該學(xué)生誤用醫(yī)學(xué)參考值范圍的公式來(lái)計(jì)算總體均數(shù)的95%置信區(qū)間，正確計(jì) 算公式為：(X -乙/2Sx，X 乙./2Sx)，二者的主要區(qū)別在于，計(jì)算醫(yī)學(xué)參考值范 圍時(shí)應(yīng)該用“標(biāo)準(zhǔn)差”，計(jì)算置信區(qū)間時(shí)應(yīng)該用標(biāo)準(zhǔn)誤。根據(jù)置信區(qū)間的公式算 得2005年該市7歲男孩身高的95%置信區(qū)間為(122.01, 12

23、2.99)。 三、最佳選擇題 1. C 2. E 3. E 4. A 5. E 6. A7. E 8. B 四、綜合分析題 1.解：由于該樣本為小樣本，故用公式 X二.S估計(jì)總體均數(shù) 95%置信區(qū) 間為(8.27, 10.03)mm/h ;用公式X _2.797SX估計(jì)總體均數(shù) 99%置信區(qū)間為 (7.96, 10.34)mm/h。 輸出結(jié)果 Descriptives Statistic Std. Error 紅細(xì)胞沉降率 Mean 9.1481 .42563 95% Confidence Interval for Mean Lower Bound 8.2697 Upper Bound 10.

24、0266 5% Trimmed Mean 9.1795 Median 9.4288 Variance 4.529 Std. Deviation 2.12816 Minimum 5.01 Maximum 12.68 Range 7.67 Interquartile Range 2.73 Skewness -.250 .464 Kurtosis -.429 .902 Descriptives Statistic Std. Error 紅細(xì)胞沉降率 Mean 9.1481 .42563 99% Confidence Interval for Mean Lower Bound 7.9576 Upper

25、 Bound 10.3386 5% Trimmed Mean 9.1795 Median 9.4288 Variance 4.529 Std. Deviation 2.12816 Minimum 5.01 Maximum 12.68 Range 7.67 Interquartile Range 2.73 Skewness -.250 .464 Kurtosis -.429 .902 2 解：抽樣誤差為1.82;由于該樣本為大樣本,故用公式XZSx估計(jì) 正常人ET含量的95%置信區(qū)間為(77.43, 84.57)ng/L。 輸出結(jié)果 Descriptives Statistic Std. Err

26、or 血漿內(nèi)皮素 Mean 80.9891 1.82033 95% Confidence Lower Bound 77.3771 Interval for Mean Upper Bound 84.6010 5% Trimmed Mean 80.8639 Median 79.5837 Variance 331.362 Std. Deviation 18.20334 Minimum 34.02 Maximum 129.20 Range 95.17 Interquartile Range 21.75 Skewness .182 .241 Kurtosis .140 .478 3解：由于兩樣本均為小樣

27、本,故用公式X 士to.05/2wSx估計(jì)總體均數(shù)95%置 信區(qū)間，肺心病組血液二氧化碳分壓的 95%置信區(qū)間為(7.86,13.10)kpa；慢性支 氣管炎合并肺氣腫組血液二氧化碳分壓的 95%置信區(qū)間為(5.41 , 6.83)kpa。 由于方差不齊，應(yīng)當(dāng)選擇方差不齊時(shí)的結(jié)果。兩組患者的血液二氧化碳分 壓差值的95%置信區(qū)間為(1.66, 7.05)kpa,該區(qū)間不包含0,可以認(rèn)為肺心病患者 與慢性支氣管合并肺氣腫患者的均數(shù)不同，肺心病患者較高。 輸出結(jié)果 Descriptives 組別 Statistic Std. Error 二氧化碳?jí)?肺心病組 Mean 10.4782 1.2656

28、4 95% Lower Confidence Interval for Bound 7.8600 Mean Upper Bound 13.0964 5% Trimmed Mean 10.2266 Median 10.3473 Variance 38.444 Std. Deviation 6.20035 Minimum 1.59 Maximum 24.30 Range 22.71 Interquartile Range 7.13 Skewness .615 .472 Kurtosis -.030 .918 慢性支氣管炎合并肺氣腫組 Mean 6.1228 .33809 95% Lower Con

29、fidence Interval for Bound 5.4151 Mean Upper Bound 6.8304 5% Trimmed Mean 6.1266 Median 6.0160 Variance 2.286 Std. Deviation 1.51198 Minimum 2.93 Maximum 9.25 Range 6.32 Interquartile Range 1.78 Skewness -.081 .512 Kurtosis .192 .992 Group Statistics 組別 N Mean Std. Deviation Std. Error Mean 二氧化碳?jí)?肺心

30、病組 24 10.4782 6.20035 1.26564 慢性支氣管炎合并肺氣腫組 20 6.1228 1.51198 .33809 Independent Samples Test Levenes Test for Equality of Variances t-test for Equality of Means F Sig. t df Sig. Mean Difference Std. Error Difference 95% Confidence Interval of the Differe nee Lower Upper 二氧 Equal 化碳 壓 variances assum

31、ed 17.431 .000 3.061 42 .004 4.35547 1.42290 1.48394 7.22700 Equal variances not assumed 3.325 26.238 .003 4.35547 1.31002 1.66387 7.04706 第八章 t檢驗(yàn) 【習(xí)題解析】 一、思考題 1 理論根據(jù)是小概率事件和小概率反證法。 P值表示H。成立時(shí)，出現(xiàn)等于及大 于（或等于及小于）現(xiàn)有樣本統(tǒng)計(jì)量的概率。P 0.05則表示在H。成立的前提下， 得到現(xiàn)有樣本統(tǒng)計(jì)量的概率為小概率事件，所以拒絕 H 0。 2. t檢驗(yàn)中是選擇單側(cè)檢驗(yàn)還是雙側(cè)檢驗(yàn)，需要根據(jù)專(zhuān)業(yè)知識(shí)來(lái)確定。

32、例如，根 據(jù)專(zhuān)業(yè)知識(shí)能確定未知總體均數(shù)不會(huì)大（小）于標(biāo)準(zhǔn)值% （單樣本t檢驗(yàn)），則可 用單側(cè)檢驗(yàn)，否則，采用雙側(cè)檢驗(yàn)。 3 配對(duì)t檢驗(yàn)的應(yīng)用條件是資料為配對(duì)設(shè)計(jì)，且數(shù)據(jù)差值服從正態(tài)分布。 4. 理論上講應(yīng)取得大一些，如0.10或0.20，目的是減少犯II型錯(cuò)誤的概率； 在實(shí)際應(yīng)用中，常取:=0.10。 5. 變量變換的目的在于使變換后的資料滿足正態(tài)分別或方差齊性等條件，便于 進(jìn)一步的統(tǒng)計(jì)分析。 6. 可以，大樣本兩組均數(shù)的 Z檢驗(yàn)是兩組均數(shù)比較t檢驗(yàn)的近似。 二、案例辨析題 該醫(yī)生的分析結(jié)果是錯(cuò)誤的。正確作法應(yīng)是分別將甲、乙兩藥各自治療前后 的血沉值作差值，比較兩組差值的均值是否有差別，具體步

33、驟如下： （1）正態(tài)性檢驗(yàn) 分別對(duì)甲、乙兩種藥物治療前后的血沉差值 dd2進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)。 甲藥： Zskew - 0.005 0.687 ： 1.96ZKurT. 3 6 0 1. 3 3 4 1. 9 6 乙藥： Zskew =0.369 0.687 : 1.96 ZkurT0. 2 3 2 1. 3 341.96 故，甲藥、乙藥兩組資料的差值di、d2均服從正態(tài)分布 （2）方差齊性檢驗(yàn) 1）建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) H。：二2，兩差值總體方差相等 出：二：廠靂，兩差值總體方差不等 :=0.10 2）計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 S2 （較大） S （較?。?2 1.932 1.8142 = 1.13

34、4 比二耳 _1 =10 _1 = 9，v2 二 n2 _1 =10 _1 =9 3）確定P值，作出統(tǒng)計(jì)推斷 查F界值表（附表4），得P 0.10，按:=0.10的水準(zhǔn)，不拒絕H。，差異不 具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為兩差值總體方差不等。 （3）以差值dd2為資料，作兩組均值t檢驗(yàn) 1）建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) Ho :叫2，即甲、乙兩種藥物的療效無(wú)差別 Hi :叫，即甲、乙兩種藥物的療效有差別 :-=0.05 2）計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 5.8 - 3.2 9 1.93229 1.8142 10 10-2 :3.10 ；) v = ri門(mén)2-2=18 3）確定P值，作出統(tǒng)計(jì)推斷 查t界值表（附表3）

35、,得0:P ，按=0 水準(zhǔn)，拒絕H。，接受比， 差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可認(rèn)為甲、乙兩種藥物的療效有差別。由于乙種藥物治療 前后血沉值的差值較大（均數(shù)為5.8），故乙藥物治療效果要好于甲藥。 輸出結(jié)果 Descriptive Statistics g N Skewness Kurtosis Statistic Statistic Std. Error Statistic Std. Error 甲藥 d Valid N (listwise) 10 10 -.005 .687 -.360 1.334 乙藥 d Valid N (listwise) 10 10 .369 .687 -.232 1.334

36、 Group Statistics g N Mean Std. Deviation Std. Error Mean d 甲藥 10 3.2000 1.93218 .61101 乙藥 10 5.8000 1.81353 .57349 Independent Samples Test Leones Test for Equality of Variances t-test for Equality of Means F Sig. t df Sig. (2-tailed) Mean Difference Std. Error Difference 95% Confidence Interval of

37、 the Difference Lower Upper d Equal variances .006 .938 -3.103 18 .006 -2.60000 .83799 -4.36055 -.83945 assumed Equal variances not assumed -3.103 17.928 .006 -2.60000 .83799 -4.36105 -.83895 1.E 最佳選擇題 2.C 3.C 4.B5.E6.E7.C 四、綜合分析題 1.解：本題應(yīng)進(jìn)行單樣本t檢驗(yàn)，可按如下步驟完成： (1) 資料的正態(tài)性檢驗(yàn) ZSKEW = 0.312 0.564 : 1.96，ZKU

38、RT = 1.247 1.091 ： 1.96 故資料服從正態(tài)分布。 (2) 單樣本t檢驗(yàn) 1) 建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) H。：=72，即該山區(qū)成年男子的脈搏與一般成年男子脈搏無(wú)差別 H1:、72，即該山區(qū)成年男子的脈搏與一般成年男子脈搏有差別 :-=0.05 2) 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 由原始資料計(jì)算得: = 73.69, S =2.983，于是 73-72.27 SxS n 2.983 16 v = n -1=16-1=15 3) 確定P值，作出統(tǒng)計(jì)推斷 ，按:=0(5水準(zhǔn)，拒絕H。，接受H1， 查t界值表(附表3),得02: P05 差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為該山區(qū)成年男子脈搏與一般成年男

39、子脈搏有差別 輸出結(jié)果 Descriptive Statistics N Skewness Kurtosis Statistic Statistic Std. Error Statistic Std. Error x Valid N (listwise) 16 16 .312 .564 1.247 1.091 On e-Sample Statistics N Mea n Std. Deviation Std. Error Mea n x 16 73.69 2.983 .746 On e-Sample Test Test Value = 72 t df Sig. (2-tailed) Mea n

40、 Differe nee 95% Co nfide nee In terval of the Differe nee Lower Upper x 2.263 15 .039 1.688 .10 3.28 2. 解：本題應(yīng)采用配對(duì)t檢驗(yàn)，完成步驟如下： (1)分別作甲、乙兩藥治療前后差值d2的正態(tài)性檢驗(yàn) 由案例辨析題中的結(jié)論可知，資料d2均服從正態(tài)分布 (2)對(duì)甲、乙兩藥分別作配對(duì)t檢驗(yàn) 甲藥： 1) 建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) H。： 打=0，即甲藥治療前后血沉值無(wú)差別 H1：打=0，即甲藥治療前后血沉值有差別 :=0.05 2) 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 -d132 d 13.20 n 10 、。一匚

41、)2 Sd n -1 -1.93 3.20 5.25 0.61 t d d1d13.20 SdSSd1n 1.93 .10 v = n -1 = 9 3）確定P值，作出統(tǒng)計(jì)推斷 查t界值表（附表3）,得P :：: 0.001，按=0.05水準(zhǔn)，拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì) 學(xué)意義，即甲藥降低血沉有效。 乙藥： 1）建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) H0 :%2 =0，即乙藥治療前后血沉值無(wú)差別 Hi :%2 =0，即乙藥治療前后血沉值有差別 :-=0.05 2）計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 二冬 5.80 10 Sd 、df-C d2)2 n n -1 = 1.81 丄dd 2 t SdSd2 Sd . n 1.8110

42、 580=10.13 3）確定P值，作出統(tǒng)計(jì)推斷 查t界值表（附表3），得P : 0.001，按=0.05水準(zhǔn)，拒絕H。，差異有統(tǒng)計(jì) 學(xué)意義，即乙藥降低血沉有效。 輸出結(jié)果 Paired Samples Statistics g Mean N Std. Deviation Std. Error Mean 甲藥Pair治療前 8.70 10 2.406 .761 1治療后 5.50 10 3.100 .980 乙藥Pair治療前 9.60 10 1.838 .581 1治療后 3.80 10 1.317 .416 Paired Samples Test g Paired Differences

43、t df Sig. （2-tailed） Mean Std. Deviation Std. Error Mean 95% Confidence Interval of the Difference Lower Upper 甲藥Pair治療前- 1治療后 3.200 1.932 .611 1.818 4.582 5.237 9 .001 乙藥Pair治療前- 1治療后 5.800 1.814 .573 4.503 7.097 10.114 9 .000 3解：本題資料為抗體滴度數(shù)據(jù)，一般服從對(duì)數(shù)正態(tài)分布，宜采用成組設(shè)計(jì)的 兩小樣本幾何均數(shù)比較的t檢驗(yàn)。 (1) 將原始數(shù)據(jù)取常用對(duì)數(shù)值后分別記為X

44、!、X (2) 正態(tài)性檢驗(yàn) 用SPSS統(tǒng)計(jì)軟件算得變量X!、X2的正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果 Xi : Zskew =0.104 0.661 :： 1.96 Zkurt0.641 1.2791. 96 X2 : Zskew =0.216/0.717 c1.96 Zku rt1. 04 1 1.4001. 96 故，X1，X2兩組資料均服從正態(tài)分布 (3) 方差齊性檢驗(yàn) 1) 建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) Ho ：2 -擰，兩總體方差相等 H北匚；，兩總體方差不等 匚-0.10 2）計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 Qi =11，X1 = 2.79, S, = 0.45; n2 = 9, X2 = 2.27, S2 = 0.2

45、3，于是 F*（較大）=應(yīng)=383 S；（較?。?.232. V1 = n1 T = 11 T = 10, V2 二門(mén)2 T = 9 T = 8 3) 確定P值，作出統(tǒng)計(jì)推斷 查F界值表(附表4)，得P 2C時(shí)，Poisson分布資料可作為正態(tài)分布處理。 、案例辨析題 不正確。溶液中的細(xì)菌數(shù)可以認(rèn)為服從Poisson分布，當(dāng)其“單位容積”所 含細(xì)菌數(shù)X 50時(shí)，可采用正態(tài)近似法估計(jì)總體均數(shù)的 （仁）置信區(qū)間。但本 例溶液的“單位容積”為10ml，應(yīng)先用正態(tài)近似法估計(jì)出該溶液每10ml所含細(xì) 菌數(shù)的95%置信區(qū)間，再除以10即得到每1ml所含細(xì)菌數(shù)的95%置信區(qū)間。由 式（10.16河得，每10

46、ml該溶液所含細(xì)菌數(shù)的95%置信區(qū)間為651.96 650，故 每1ml該溶液所含細(xì)菌數(shù)的95%置信區(qū)間為61.96 650/10。 三、最佳選擇題 1. A 2. C 3. B 4. E 5. C 6. E 7. E 8. C 四、綜合分析題 1. 解：本例可認(rèn)為治療有效人數(shù)X服從二項(xiàng)分布，根據(jù)研究目的，選用單側(cè)檢 驗(yàn)。其假設(shè)檢驗(yàn)步驟為： （1）建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) H0：二=0.85，該藥新劑型的療效等于常規(guī)劑型 H1：二0.85，該藥新劑型的療效優(yōu)于常規(guī)劑型 單側(cè)二=0.05 （2）計(jì)算概率 本例，n = 20，二=0.85， k = 19， P = P(X _19) = P(19

47、)P(20) 20! 19!(20 -19)! 0.8519(1一0.85)心9 20! 20!(20 -20)! 0.8520(1 一0.85)也0 = 0.1368 0.0388 =0.1756 (3) 作出統(tǒng)計(jì)推斷 由結(jié)果可見(jiàn)P 0.05，按=0.05水準(zhǔn)，不拒絕H。，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚 不能認(rèn)為該藥新劑型能增加療效 2. 解：本例中，乳腺癌患病人數(shù)可認(rèn)為服從 Poiss on分布，兩個(gè)樣本的觀察單位 數(shù)不相等，以10000人為一個(gè)單位，則口=2，壓=1。設(shè)甲、乙兩地婦女乳腺癌 的患病率分別為和二2，其假設(shè)檢驗(yàn)步驟為： (1) 建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) H0：二1 =二2，兩地婦女乳

48、腺癌患病率相等 H1：二1 二2，甲地婦女乳腺癌患病率高于乙地 單側(cè)=0.05 (2) 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 41 Z = 2 L =1.095 41 15 22 12 (3) 作出統(tǒng)計(jì)推斷 查t界值表(附表3二，得0.10 : P 020，按=0.05水準(zhǔn)，不拒絕H0 差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為甲地婦女乳腺癌的患病率高于乙地。 第十一章2檢驗(yàn) 【習(xí)題解析】 、思考題 1. 2檢驗(yàn)的基本思想：在H。成立的條件下，推算出各個(gè)格子的理論頻數(shù) T,然 后利用理論頻數(shù)T和實(shí)際頻數(shù)A構(gòu)造2統(tǒng)計(jì)量, 2八丁，反映實(shí)際頻 數(shù)與理論頻數(shù)的吻合程度。若無(wú)效假設(shè) H。成立，則各個(gè)格子的A與T相差不應(yīng) 該很大，即2統(tǒng)計(jì)

49、量不應(yīng)該很大。A與T相差越大，2值越大，相對(duì)應(yīng)的P值 越小，當(dāng)P，則越有理由認(rèn)為無(wú)效假設(shè)不成立，繼而拒絕H。，作出統(tǒng)計(jì)推 斷。由于格子越多，2值也會(huì)越大，因而考慮 2值大小的意義時(shí)，應(yīng)同時(shí)考慮 格子數(shù)的多少(嚴(yán)格地說(shuō)是自由度的大小)，這樣2值才能更準(zhǔn)確地反映A與T 的吻合程度。 2檢驗(yàn)可用于：獨(dú)立樣本兩個(gè)或多個(gè)率或構(gòu)成比的比較，配對(duì)設(shè)計(jì)兩樣本 率的比較，頻數(shù)分布的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)，線性趨勢(shì)檢驗(yàn)等。 2. 對(duì)不同設(shè)計(jì)類(lèi)型的資料，2檢驗(yàn)的應(yīng)用條件不同： (1) 獨(dú)立樣本四格表的2檢驗(yàn) 1) 當(dāng)n 一40,且T 一5時(shí)，用非連續(xù)性校正的2檢驗(yàn)。 2) 概率法 2 2 2 八(A -T)或 2 =(ad

50、- be) n T 或一 (a + b)(c + d)(a+c)(b十d) 2 八(A-T -0.5) -T (adb c nb) n 2 _ (a b) (c d) (a c) (b d) 當(dāng)n 一 40，且有1 T :：: 5時(shí)，用連續(xù)性校正的2檢驗(yàn)或用四格表的確切 3) 當(dāng)n : 40或T C列聯(lián)表，在比較各處理組的平均效應(yīng)有無(wú) 差別時(shí)，應(yīng)該用秩和檢驗(yàn)或Ridit檢驗(yàn)。 (3) 配對(duì)四格表的2檢驗(yàn) 1) 當(dāng) b c 一40 時(shí)，2 =(b 一 c)。 b +c 2) 當(dāng)b+cc40時(shí)，需作連續(xù)性校正，=(b_dT)。 b + c 3. 四格表的Z檢驗(yàn)和$檢驗(yàn)的聯(lián)系，體現(xiàn)在：能用四格表 Z

51、檢驗(yàn)進(jìn)行兩樣本率 比較的資料，都可以用 2檢驗(yàn)。四格表的雙側(cè)Z檢驗(yàn)與2檢驗(yàn)是完全等價(jià)的， 兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量的關(guān)系為Z2=E2，相對(duì)應(yīng)的界值的關(guān)系為Zo205/ 2 = E0.05,1。 4. 擬合優(yōu)度2檢驗(yàn)是根據(jù)樣本的頻數(shù)分布檢驗(yàn)其總體是否服從某特定的理論分 布。按照該理論分布計(jì)算的頻數(shù)稱(chēng)為理論頻數(shù)；從樣本觀察到的頻數(shù)稱(chēng)為實(shí)際頻 數(shù)。利用2檢驗(yàn)，推斷實(shí)際頻數(shù)與理論頻數(shù)的吻合程度。 5. 2檢驗(yàn)的理論是基于 2分布，但是只有在大樣本時(shí)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量才近似服從 2分布，才能使用 2檢驗(yàn)公式。如四格表資料，若 n 一40,且有1乞T ： 5時(shí), 尚可以校正檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量使其近似服從2分布；當(dāng)n : 40時(shí)，這種近

52、似性就很差, 2檢驗(yàn)就不適用了，只能用確切概率法。 二、案例辨析題 該研究的試驗(yàn)設(shè)計(jì)和統(tǒng)計(jì)分析方法均存在不合理的地方。 試驗(yàn)設(shè)計(jì)方面：樣本含量偏小。該研究者在臨床試驗(yàn)設(shè)計(jì)之初，就應(yīng)該嚴(yán)格 按照臨床試驗(yàn)設(shè)計(jì)要求，進(jìn)行樣本含量的估計(jì)，以保證足夠的檢驗(yàn)效能。此外， 由于急性細(xì)菌性下呼吸道感染，某些癥狀療效的判斷可能易受主觀因素的影響， 因此應(yīng)采用盲法。 統(tǒng)計(jì)分析方面：由于樣本含量小于 40,不能采用2檢驗(yàn)，應(yīng)采用四格表的 確切概率法。具體步驟為： 1. 建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) Ho :二1二二2，即兩種抗生素治療急性細(xì)菌性下呼吸道感染的有效率相同 H1 :，即兩種抗生素治療急性細(xì)菌性下呼吸道感染

53、的有效率不同 :-=0.05 2. 計(jì)算概率：在周邊合計(jì)不變的條件下，以最小行、列合計(jì)所對(duì)應(yīng)的格子 為基礎(chǔ)，其取值的變動(dòng)范圍為從0到最小周邊合計(jì)。本例中，將甲藥治療無(wú)效對(duì) 應(yīng)的格子的取值從0增至10,可得到11個(gè)四格表，并按第1個(gè)格子的值由小到 大排列，結(jié)果見(jiàn)下表。 表11-4 Fisher確切概率法計(jì)算用表 序號(hào)i有效無(wú)效R 2 16 5 0 9 15 1 3 6 8 14 2 4 7 7 13 3 5 8 6 12 4 6 9 5 11 5 7 10 4 10 6 8 11 3 9 7 9 12 2 8 8 10 13 1 7 9 11 14 0 6 10 0.00107 0.01199

54、0.06397 0.18191 0.29105 0.26680 0.13860 0.03898 0.00533 0.00027 4. E 5. D 6. A 7. E 8. B 9. B 10. C (1) 資料整理后的表格為 表11-5 A、B兩種抗生素治療單純性尿路感染的療效 組別 有效 無(wú)效 合計(jì) 有效率(%) 抗生素A 37 5 42 88.10 抗生素B 29 13 42 69.05 合計(jì) 66 18 84 78.57 分組變量*治療效果 Crosstabula t ion 治療效果 Total 有效 無(wú)效 分組 A藥組 Cou nt 37 5 42 變量 % withn分組變量 8

55、8.1% 11.9% 100.0% B藥組 Cou nt 29 13 42 % withn分組變量 69.0% 31.0% 100.0% Total Cou nt 66 18 84 % withn分組變量 78.6% 21.4% 100.0% Chi-Square Tests Value df Asymp. Sig. (2-sided) Exact Sig. (2-sided) Exact Sig. (1-sided) Pearson Chi-Square 4.52屮 1 .033 Continuity Correction a 3.465 1 .063 Likelihood Ratio 4.

56、655 1 .031 Fishers Exact Test .061 .030 Linear-by-Linear Association 4.471 1 .034 N of Valid Cases 84 a Computed only for a 2x2 table b. 0 cells (.0%) have expected count less than 5. The rinimum expected count is 9. 00. 2. 解： (1) 資料整理后的表格為 表11-6兩種CT對(duì)煤工塵肺肺氣腫的檢查結(jié)果 螺旋CT HRCT 合計(jì) 有 無(wú) 有 73 2 75 無(wú) 7 14 21

57、 合計(jì) 80 16 96 :-0.05 2）計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 本題b c = 9 ： 40，應(yīng)采用配對(duì)四格表2檢驗(yàn)的校正公式: 2 _(b_c -1) 二(b+c) (2一7-1)2 十78 (2 7) =1 3）確定P值，作出統(tǒng)計(jì)推斷 查2界值表（附表9），得P 0.05，按=0.05水準(zhǔn)，不拒絕Ho，差異無(wú)統(tǒng) 計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為兩種CT煤工塵肺肺氣腫的檢出率有差異 輸出結(jié)果 螺旋CT檢查結(jié)果*高分辨率CT檢查結(jié)果Crosstabula t bn Count 高分辨率CT檢查結(jié)果 Total 肺氣腫 無(wú)肺氣腫 螺旋CT 肺氣腫 73 2 75 檢查結(jié) 果 無(wú)肺氣腫 7 14 21 Total

58、 80 16 96 Chi-Square Tests Value Exact Sig. (2-sided) McNemar Test N of Valid Cases 96 .180a a. Binom ial distribution used. 3. 解：本題資料為分類(lèi)資料，欲比較 3種方案治療單純性肥胖的有效率有無(wú)差 異，宜選用獨(dú)立樣本R C列聯(lián)表的2檢驗(yàn)。具體步驟為： 1）建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn) H。：二1 =二2二二3，即3種方案治療單純性肥胖的有效率相同 Hi : 3種方案治療單純性肥胖的有效率不全相同 - =0.05 2）計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 最小理論頻數(shù)T二9.33，故直接將數(shù)據(jù)

59、帶入獨(dú)立樣本 R C列聯(lián)表2檢驗(yàn)的 公式: =n( A nRnc -1) = 120 ( 352 40 92 52272 + 40 2840 92 132 40 28 302 40 92 102 40 28 -1) = 4.565 ：=(R-1C(- 1) -( 3 1)(=2 1 3）確定P值，作出統(tǒng)計(jì)推斷 查2界值表（附表9），得0.10 ： P ： 0.25，按:=0.05水準(zhǔn)，不拒絕H。，差 異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為 3種方案治療單純性肥胖的有效率不同。 輸出結(jié)果 方案 * 療效 Crosstabula t b n 療效 Total 有效 無(wú)效 方案 甲方案 Count 35 5 4

60、0 % within 方案 87.5% 12.5% 100.0% 乙方案 Count 27 13 40 % within 方案 67.5% 32.5% 100.0% 丙方案 Count 30 10 40 % within 方案 75.0% 25.0% 100.0% Total Count 92 28 120 % within 方案 76.7% 23.3% 100.0% Chi-Square Tests Value df Asymp. Sig. (2-sided) Pears on Chi-Square 4.565s 2 .102 Likelihood Ratio 4.811 2 .090 Li