2014年中南大學(xué)衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)復(fù)習(xí)題及參考答案

1、衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)課程復(fù)習(xí)資料一、名詞解釋：1. 計(jì)量資料2.計(jì)數(shù)資料3. 等級資料4.總體5. 樣本6.變異7. 頻數(shù)表8.算術(shù)均數(shù)9. 中位數(shù)10.極差11. 方差12.標(biāo)準(zhǔn)差13. 變異系數(shù)14.正態(tài)分布15. 標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布16.統(tǒng)計(jì)推斷17. 抽樣誤差18.標(biāo)準(zhǔn)誤19. 可信區(qū)間20.參數(shù)估計(jì)21. 假設(shè)檢驗(yàn)中 P 的含義22.I型和 II 型錯(cuò)誤23. 檢驗(yàn)效能24.檢驗(yàn)水準(zhǔn)25. 方差分析26.隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)27. 相對數(shù)28.標(biāo)準(zhǔn)化法29. 構(gòu)成比30.Yates校正31. 非參數(shù)統(tǒng)計(jì)32.直線回歸33. 相關(guān)系數(shù)34.統(tǒng)計(jì)圖35. 回歸系數(shù)、單項(xiàng)選擇題：1. 觀察單位為研究中的D A.

2、樣本B.全部對象C.影響因素 D.個(gè)體2. 總體是由 CA. 個(gè)體組成B.研究對象組成 C.同質(zhì)個(gè)體組成 D.研究指標(biāo)組成3. 抽樣的目的是 B A. 研究樣本統(tǒng)計(jì)量B.由樣本統(tǒng)計(jì)量推斷總體參數(shù)C. 研究典型案例研究誤差D.研究總體統(tǒng)計(jì)量4. 參數(shù)是指 B A. 參與個(gè)體數(shù)B.總體的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)C. 樣本的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)D.樣本的總和5. 關(guān)于隨機(jī)抽樣，下列哪一項(xiàng)說法是正確的？ AA. 抽樣時(shí)應(yīng)使得總體中的每一個(gè)個(gè)體都有同等的機(jī)會被抽取B. 研究者在抽樣時(shí)應(yīng)精心挑選個(gè)體，以使樣本更能代表總體C.隨機(jī)抽樣即隨意抽取個(gè)體D. 為確保樣本具有更好的代表性，樣本量應(yīng)越大越好6. 各觀察值均加(或減)同一數(shù)后 B

3、 A. 均數(shù)不變，標(biāo)準(zhǔn)差改變 B. 均數(shù)改變，標(biāo)準(zhǔn)差不變C. 兩者均不變D.兩者均改變7. 比較身高和體重兩組數(shù)據(jù)變異度大小宜采用 A A. 變異系數(shù) B. 方差 C. 極差 D. 標(biāo)準(zhǔn)差8. 以下指標(biāo)中 ( ) 可用來描述計(jì)量資料的離散程度。A. 算術(shù)均數(shù) B. 幾何均數(shù) C. 中位數(shù) D. 標(biāo)準(zhǔn)差9. 血清學(xué)滴度資料最常用來表示其平均水平的指標(biāo)是A. 算術(shù)平均數(shù) B. 中位數(shù) C. 幾何均數(shù) D. 平均數(shù)10. 兩樣本均數(shù)的比較，可用A. 方差分析 B. t 檢驗(yàn)C.C 兩者均可 D. 方差齊性檢驗(yàn)第1頁共 7 頁11. 配伍組設(shè)計(jì)的方差分析中，配伍 等于A.總-誤差B.總-處理 C.總-

4、 處理+誤差D. 總-處理- 誤差在均數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)差為 的正態(tài)總體中隨機(jī)抽樣,A. 1.961.96 X完全隨機(jī)設(shè)計(jì)方差分析的檢驗(yàn)假設(shè)是 A.各處理組樣本均數(shù)相等C.各處理組樣本均數(shù)不相等 已知男性的鉤蟲感染率高于女性。 鄉(xiāng)男多于女，適當(dāng)?shù)谋容^方法是 A.分別進(jìn)行比較B.C.不具備可比性，不能比較 率的標(biāo)準(zhǔn)誤的計(jì)算公式是B. 1.96C.10.052, S|XD.七0.05.,；2,各處理組總體均數(shù)相等 各處理組總體均數(shù)不全相等B.D.今欲比較甲乙兩鄉(xiāng)居民的鉤蟲感染率,D.)的概率為5%SXD A. . p(1 P) B.n非參數(shù)統(tǒng)計(jì)應(yīng)用條件是A.總體是正態(tài)分布C.不依賴于總體分布 下述哪些不是非

5、參數(shù)統(tǒng)計(jì)的特點(diǎn)？A.不受總體分布的限定C.適用于等級資料 設(shè)配對設(shè)計(jì)資料的變量值為B.D.C.B.D.X 和 X2,A.把X與X2的差數(shù)絕對值從小到大編秩C.把X1和X2綜合按絕對值從小到大編秩 秩和檢驗(yàn)和t檢驗(yàn)相比，其優(yōu)點(diǎn)是A.計(jì)算簡便，不受分布限制 對兩樣本均數(shù)作比較時(shí)，已知A. t檢驗(yàn)B.u檢驗(yàn)等級資料的比較宜用A. t檢驗(yàn)B.秩和檢驗(yàn)但甲鄉(xiāng)人口女多于男，而乙 D 兩個(gè)率比較的X 2檢驗(yàn)對性別進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化后再比較D D.P(1 P)nC 若兩組比較，要求兩組的總體方差相等 要求樣本例數(shù)很大D 多數(shù)非參數(shù)統(tǒng)計(jì)方法簡單，易于掌握檢驗(yàn)效能總是低于參數(shù)檢驗(yàn)則配對資料的秩和檢驗(yàn)A 把X和X?綜合從小

6、到大編秩 把X與Xz的差數(shù)從小到大編秩A C.檢驗(yàn)效能高D.抽樣誤差小C B.D.公式更為合理B.m、n2均小于30 ,總體方差不齊且分布呈偏態(tài)，宜用C.C.秩和檢驗(yàn)D. F檢驗(yàn)B F檢驗(yàn) D. 四格表兩個(gè)小樣本比較的假設(shè)檢驗(yàn)，應(yīng)首先考慮A. t檢驗(yàn)B.C.任選一種檢驗(yàn)方法D.對于配對比較的秩和檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)假設(shè)為A. 樣本的差數(shù)應(yīng)來自均數(shù)為B. 樣本的差數(shù)應(yīng)來自均數(shù)為C. 樣本的差數(shù)來自中位數(shù)為秩和檢驗(yàn)資料符合哪種檢驗(yàn)的條件0的正態(tài)總體0的非正態(tài)總體0的總體D. 樣本的差數(shù)來自方差齊性和正態(tài)分布的總體用最小二乘法確定直線回歸方程的原則是各觀察點(diǎn) A.距直線的縱向距離相等B.C.與直線的垂直距離

7、相等D.實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的三個(gè)基本要素是A.受試對象、實(shí)驗(yàn)效應(yīng)、觀察指標(biāo)C.齊同對比、均衡性、隨機(jī)化 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本原則A.隨機(jī)化、盲法、設(shè)置對照C.隨機(jī)化、盲法、配對D.B.D.實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)和調(diào)查設(shè)計(jì)的根本區(qū)別是A.實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)以動物為對象B.X2檢驗(yàn)D距直線的縱向距離的平方和最小與直線的垂直距離的平方和最小DB.隨機(jī)化、重復(fù)、設(shè)置對照處理因素、受試對象、實(shí)驗(yàn)效應(yīng)D 重復(fù)、隨機(jī)化、配對隨機(jī)化、重復(fù)、設(shè)置對照D 調(diào)查設(shè)計(jì)以人為對象12.13.14.15.16.17.18.19.20.21.22.23.24.25.26.27.第11頁共7頁C. 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)可隨機(jī)分組D.標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差分別為A.0 與

8、1B.1正態(tài)分布有兩個(gè)參數(shù)A. 越大若X服從以A. 1.64B.B.實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)可人為設(shè)置處理因素A 與0C.0 與0D.1 與1與 ，（）相應(yīng)的正態(tài)曲線的形狀越扁平。 越小95百分位數(shù)等于2.58 E C.越小 C. 越大為均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差的正態(tài)分布，則1.961.64C.D.X的第D.C 計(jì)算某地某年麻疹發(fā)病率，其分母為A.該地體檢人數(shù)B.D. 該地平均患者人數(shù)E.兩個(gè)獨(dú)立小樣本計(jì)量資料比較的假設(shè)檢驗(yàn)，A.用t檢驗(yàn) B. 用U檢驗(yàn) C.D.檢驗(yàn)或Wilcoxon秩和檢驗(yàn)均可E.若決定系數(shù)為0.04，則下列說法錯(cuò)誤的是該地年平均就診人數(shù) 該地易感人群人數(shù) 首先應(yīng)考慮用Wilcox on秩和檢驗(yàn)資料符

9、合t檢驗(yàn)還是Wilcox on秩和檢驗(yàn)條件A 該地年平均人口數(shù)E 28.29.30.31.32.33.34.35.36.37.38.39.40.B. 決定系數(shù)即是r2C.D.相關(guān)系數(shù)r = 0.2E.老年人口系數(shù)下降，可使A.粗死亡率上升 B.粗死亡率下降D. 嬰兒死亡率下降E.標(biāo)準(zhǔn)化以后的總死亡率A.標(biāo)化后的率比原來的率低B.C. 反映了實(shí)際水平D.E. 不隨標(biāo)準(zhǔn)選擇的變化而變化A.散點(diǎn)圖中所有的實(shí)測點(diǎn)都排列在一條回歸線上y的總變異中有4%可以由x的變化來解釋 回歸貢獻(xiàn)相對較小B C. 嬰兒死亡率上升以上都不對D 標(biāo)化后的率比原來的率高反映了相對水平，僅作為比較的基礎(chǔ)D 配對樣本差值的 Wi

10、lcox on符號秩檢驗(yàn)，確定P值的方法為 A. T越大，P越大B.T越大，P越小C. T值在界值范圍內(nèi)，P小于相應(yīng)的D. T值在界值范圍內(nèi)，P大于相應(yīng)的E. T值即U值，查u界值表關(guān)于回歸系數(shù)的描述，下列說法錯(cuò)誤的是A. b 0,表示回歸直線與y軸交點(diǎn)在原點(diǎn)上方B. b 0,回歸直線與x軸平 C.b越大，則回歸直線越陡C.調(diào)查設(shè)計(jì)以人為對象實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)可人為設(shè)置處理因素E.兩者無區(qū)別A 出生率上升 D.出生率下降E.生育率下降D. b 一般有單位E.實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)和調(diào)查設(shè)計(jì)的根本區(qū)別是A.實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)以動物為對象B.C.實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)可隨機(jī)分組D.少年兒童人口系數(shù)下降，可使A.粗死亡率上升 B.粗死亡率下降 以

11、下對于標(biāo)準(zhǔn)化法的描述錯(cuò)誤的是b 0表示回歸直線從左上方走向右下方D A. 標(biāo)準(zhǔn)化率是通過選擇同一參照標(biāo)準(zhǔn)而計(jì)算的，目的是為了消除因年齡構(gòu)成不同等混雜因素的影響， 從而達(dá)到可比性B. 樣本的標(biāo)準(zhǔn)化率是樣本指標(biāo)值，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，同樣 需做假設(shè)檢驗(yàn)C. 標(biāo)準(zhǔn)化率代表真實(shí)的死亡（或患病、發(fā)?。┞仕紻. 般在已知被標(biāo)化組各年齡組死亡率時(shí)，宜采用直接法計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)化率E. 當(dāng)所比較的兩組內(nèi)部各分組率的變化呈現(xiàn)交叉或非平行變化趨勢時(shí)，不宜采用標(biāo)準(zhǔn)化法多樣本計(jì)量資料的比較，當(dāng)分布類型不清時(shí)選擇A.t檢驗(yàn) B.x 2檢驗(yàn)回歸系數(shù)的假設(shè)檢驗(yàn)，其無效假設(shè)A. 3 =1 B. 3

12、* 0 估計(jì)樣本含量時(shí)，所定第n類誤差A(yù).所要的樣本含量愈大ED.所定的樣本含量愈準(zhǔn)確 欲計(jì)算某年新生兒死亡率，則應(yīng)選用作為分母的是A.某年新生兒總數(shù)B.某年活產(chǎn)總數(shù)D.妊娠28周以上的婦女?dāng)?shù) E.用以說明某現(xiàn)象發(fā)生的頻率或強(qiáng)度的指標(biāo)為A.率B.構(gòu)成比當(dāng)四個(gè)樣本率比較，得到C.檢驗(yàn)D.H檢驗(yàn)E.F檢驗(yàn)H）是E C.3 0D.360 :X u /2用途估計(jì)總體均數(shù)判斷觀察對象的某項(xiàng)指 標(biāo)正常與否* t /2,也可用t ,（對應(yīng)于單尾概率時(shí)）* u /2也可用U （對應(yīng)于單尾概率時(shí)）5. 答：和P均為概率，其中 是指拒絕了實(shí)際上成立的 H）所犯錯(cuò)誤的最大概率，是進(jìn)行統(tǒng)計(jì)推斷時(shí)預(yù)先設(shè)定的一個(gè)小概率事

13、件標(biāo)準(zhǔn)。P直是由實(shí)際樣本獲得的，在 H）成立的前提條件下，出現(xiàn)等于及大于（或/和等于及小于）現(xiàn)有樣本獲得的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值的概率。在假設(shè)檢驗(yàn)中通常是將P與對比來得到結(jié)論，若 P，則不拒絕H）,無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，還不能認(rèn)為 不同或不等。6. 答：P值是指從f規(guī)定的總體隨機(jī)抽得等于及大于（或/和等于及小于）現(xiàn)有樣本獲得的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值 （如t或u）的概率。當(dāng)P0.05時(shí)，說明在H）成立的條件下，得到現(xiàn)有檢驗(yàn)結(jié)果的概率小于通常確定的小概率事 件標(biāo)準(zhǔn)0.05。因小概率事件在一次試驗(yàn)中幾乎不可能發(fā)生，現(xiàn)的確發(fā)生了，說明現(xiàn)有樣本信息不支持H）,所以懷疑原假設(shè)H）不成立，故拒絕H）。在下“有差別”的結(jié)論的同時(shí)，我們能

14、夠知道可能犯I型錯(cuò)誤的概率不會大于0.05（即通常的檢驗(yàn)水準(zhǔn)），這在概率上有了保證。7. 答：單雙側(cè)檢驗(yàn)首先應(yīng)根據(jù)專業(yè)知識來確定，同時(shí)也應(yīng)考慮所要解決問題的目的。若從專業(yè)知識判斷一種方法的結(jié)果可能低于或高于另一種方法的結(jié)果，則用單側(cè)檢驗(yàn)。在尚不能從專業(yè)知識判斷兩種結(jié)果誰高誰低時(shí)，用雙側(cè)檢驗(yàn)。若研究者對低于或高于兩種結(jié)果都關(guān)心，則用雙側(cè)檢驗(yàn)；若僅關(guān)心其中 一種可能，則取單側(cè)檢驗(yàn)。一般認(rèn)為雙側(cè)檢驗(yàn)較保守和穩(wěn)妥，單側(cè)檢驗(yàn)由于充分利用了另一側(cè)的不可 能性，故更易得出有差別的結(jié)論，但應(yīng)慎用。8. 答：因?yàn)橥ㄟ^假設(shè)檢驗(yàn)推斷作出的結(jié)論具有概率性，其結(jié)論不可能完全正確，有可能發(fā)生兩類錯(cuò)誤。拒絕H）時(shí)，可能犯I

15、型錯(cuò)誤；“接受” f時(shí)可能犯II型錯(cuò)誤。無論哪類錯(cuò)誤，假設(shè)檢驗(yàn)都不可能將其風(fēng)險(xiǎn)降為0,因此在結(jié)論中使用絕對化的字詞如“肯定”，“一定”，“必定”就不恰當(dāng)。9. 答：率和構(gòu)成比所說明的問題不同，因而絕不能以構(gòu)成比代率。構(gòu)成比只能說明各組成部分的比重或分布，而不能說明某現(xiàn)象發(fā)生的頻率或強(qiáng)度。例如：以男性各年齡組高血壓分布為例，5060歲年齡組的高血壓病例占52.24%,所占比重最大，60歲組則只占到6.74%。這是因?yàn)?0歲以上受檢人數(shù)少， 造成患病數(shù)低于5060歲組，因而構(gòu)成比相對較低。但不能認(rèn)為年齡在5060歲組的高血壓患病率最嚴(yán)重，而60歲以上反而有所減輕。若要比較高血壓的患病率，應(yīng)該計(jì)算患

16、病率指標(biāo)。10. 答：方差分析的基本思想就是根據(jù)試驗(yàn)設(shè)計(jì)的類型，將全部測量值總的離均差平方和及其自由度分解為兩個(gè)或多個(gè)部分，除隨機(jī)誤差作用外，每個(gè)部分的變異可由某個(gè)因素的作用（或某幾個(gè)因素的交互作用）加以解釋，如組間變異 SSs間可由處理因素的作用加以解釋。通過比較不同變異來源的均方，借助F分布做出統(tǒng)計(jì)推斷，從而推論各種研究因素對試驗(yàn)結(jié)果有無影響。方差分析的應(yīng)用條件：各樣本是相互獨(dú)立的隨機(jī)樣本，均服從正態(tài)分布；相互比較的各樣本的總體方差相等，即具有方差齊性。第3頁共11頁11. 答：方差分析的備擇假設(shè) H是g個(gè)總體均數(shù)不全相等，拒絕H),接受H,只說明g個(gè)總體均數(shù)總的來說有差別，并不說明兩兩總

17、體均數(shù)都有差別。若想進(jìn)一步了解哪兩兩總體均數(shù)不等，則需進(jìn)行多個(gè)樣本均數(shù)間的多重比較。12. 答：(1 )首先應(yīng)分清是兩樣本率比較的四格表資料還是配對設(shè)計(jì)的四格表資料。(2) 對于兩樣本率比較的四格表資料，應(yīng)根據(jù)各格的理論值T和總例數(shù)n的大小選擇不同的x 2計(jì)算公式：當(dāng)40且所有的T 5時(shí)，用x 2檢驗(yàn)的基本公式(A T)2或四格表資料xT2檢驗(yàn)的專用公式(a2(ad bc) nb)(c d)(a c)(bd)當(dāng)n 40但有15時(shí)，用四格表資料x2檢驗(yàn)的校正公式(A T .5)2 或(| ad - bc|-號)2n(a+b )(c+ d)(a+c )(b+ d),或改用四格表資料的Fisher確

18、切概率法;當(dāng)n 40，或T1時(shí),用四格表資料的 Fisher確切概率法。若資料滿足兩樣本率u檢驗(yàn)的條件，也可用u檢驗(yàn)。(3) 對于配對設(shè)計(jì)的四格表資料，若檢驗(yàn)兩種方法的檢測結(jié)果有無差別時(shí)當(dāng)(b c) 40時(shí)，22 (|b c f2 (b c)；當(dāng)(b c) 40 時(shí)，c b c 。 b c13. 答：非參數(shù)檢驗(yàn)對總體分布不作嚴(yán)格假定，不受總體分布的限制，又稱任意分布檢驗(yàn)，它直接對總體 分布(或分布位置)作假設(shè)檢驗(yàn)。如果總體分布為已知的數(shù)學(xué)形式，對其總體參數(shù)作假設(shè)檢驗(yàn)則為參 數(shù)檢驗(yàn)。14. 答：二者的聯(lián)系：(1) 兩者所解決的應(yīng)用問題相同，都可用來表示兩個(gè)數(shù)值變量之間關(guān)系的方向和密切程度。(2)

19、 兩個(gè)相關(guān)系數(shù)都沒有單位，取值范圍都在 -11之間。(3) 計(jì)算上，用秩次作積差相關(guān)，得到的就是秩相關(guān)系數(shù)。二者的區(qū)別：(1) 資料要求不同。積差相關(guān)要求X、Y服從雙變量正態(tài)分布，秩相關(guān)可以是任意分布。(2) 由于對資料要求不同，二者分屬于參數(shù)統(tǒng)計(jì)與非參數(shù)統(tǒng)計(jì)方法，所以符合雙變量正態(tài)分布條件時(shí)， 積差相關(guān)的效率高于秩相關(guān)。(3) 二者假設(shè)檢驗(yàn)方法不同。15. 答：一般說來，統(tǒng)計(jì)表由標(biāo)題、標(biāo)目、線條、數(shù)字四部分構(gòu)成(有時(shí)附有備注)。編制統(tǒng)計(jì)表的注意事項(xiàng)：(1)標(biāo)題概括表的內(nèi)容，寫于表的上方，通常需注明時(shí)間與地點(diǎn)。(2) 標(biāo)目以橫、縱標(biāo)目分別說明主語與謂語，文字簡明，層次清楚。(3) 線條不宜過多

20、，通常采用三條半線表示，即頂線、底線、縱標(biāo)目下的橫隔線及合計(jì)上的半條線。(4) 表內(nèi)一律采用阿拉伯?dāng)?shù)字。同一指標(biāo)小數(shù)點(diǎn)位數(shù)要一致，數(shù)次要對齊。表內(nèi)不留空格。(5) 備注不要列于表內(nèi)，如有必要，可在表內(nèi)用“ * ”號標(biāo)記，并在表外加以說明。16. 答：x 2檢驗(yàn)的基本思想是以x 2值的大小來反映理論頻數(shù) T與實(shí)際頻數(shù) A的吻合程度。在零假設(shè)H。(比如H。： 12 )成立的條件下，實(shí)際頻數(shù)與理論頻數(shù)相差不應(yīng)該很大，即x值不應(yīng)該很大，若實(shí)際計(jì)算出的x 2值較大，超過了設(shè)定的檢驗(yàn)水準(zhǔn)所對應(yīng)的界值，則有理由懷疑H。的真實(shí)性，從而拒絕H。,接受H (比如比：12 )。17. 答：特點(diǎn)：第4頁共11頁（1）

21、對樣本所來自的總體的分布形式不作要求，分布未知都能適用。（2）收集資料方便，可用“等級”或“符號”來評定觀察結(jié)果。（3）多數(shù)非參數(shù)方法比較簡便，易于理解和掌握。（4）缺點(diǎn)是損失信息量，適用于參數(shù)統(tǒng)計(jì)法的資料用非參數(shù)統(tǒng)計(jì)方法進(jìn)行檢驗(yàn)將降低檢驗(yàn)效能。 適用范圍：（1）等級資料。（2）偏態(tài)分布資料。當(dāng)觀察資料呈偏態(tài)或極度偏態(tài)分布而又未作變量變換，或雖經(jīng)變量變換仍未 達(dá)到正態(tài)或近似正態(tài)分布時(shí)，宜用非參數(shù)檢驗(yàn)。（3）各組離散程度相差懸殊，即方差明顯不齊，且通過變換亦不能達(dá)到齊性。（4）個(gè)別數(shù)據(jù)偏離過大，或資料為單側(cè)或雙側(cè)沒有上限或下限值。（5）分布類型不明。（6）資料初步分析。18. 答：若選行X列表資

22、料的x 2檢驗(yàn)，只能推斷兩個(gè)或多個(gè)總體的等級構(gòu)成比差別，這一般不是推斷目的;而選秩轉(zhuǎn)換的非參數(shù)檢驗(yàn)，可推斷兩個(gè)或多個(gè)總體的等級強(qiáng)度差別，這是推斷目的。19. 答：從形式上看，二者的不同點(diǎn)在于縱坐標(biāo)的尺度不同，普通線圖的縱坐標(biāo)為算術(shù)尺度，而半對數(shù)線 圖的縱坐標(biāo)為對數(shù)尺度。從用途上看，普通線圖描述的是統(tǒng)計(jì)量的絕對變化趨勢，半對數(shù)線圖描述的 是相對變化趨勢，特別適宜作不同指標(biāo)或相同指標(biāo)不同組別的變化速度的比較。20. 答：參數(shù)檢驗(yàn)和非參數(shù)檢驗(yàn)各有適用條件，究竟取哪種結(jié)論，要根據(jù)資料是否滿足該種檢驗(yàn)方法的應(yīng) 用條件進(jìn)行選擇。在符合參數(shù)檢驗(yàn)的條件時(shí)，可接受參數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)論，而資料不符合參數(shù)檢驗(yàn)的條件時(shí)，應(yīng)

23、以非參數(shù)檢驗(yàn)為佳。以t檢驗(yàn)為例，如總體分布為極度偏態(tài)或其他非正態(tài)分布，或者兩總體方差不齊時(shí)，此時(shí)宜采用秩和檢驗(yàn)的結(jié)果。21. 答：不能。因?yàn)椋瑥募?、乙兩班分別抽取的10人，測量其身高，得到的分別是甲、乙兩班的一個(gè)樣本。樣本的平均身高只是甲、乙兩班所有同學(xué)平均身高的一個(gè)點(diǎn)估計(jì)值。既使是按隨機(jī)化原則進(jìn)行抽樣，由于存在抽樣誤差，樣本均數(shù)與總體均數(shù)一般很難恰好相等。因此，不能僅憑兩個(gè)樣本均數(shù)高低就作 出兩總體均數(shù)熟高熟低的判斷，而應(yīng)通過統(tǒng)計(jì)分析，進(jìn)行統(tǒng)計(jì)推斷，才能作出判斷。四、分析計(jì)算題：1.解：本例屬異體配對設(shè)計(jì)，所得數(shù)據(jù)為配對計(jì)量資料，用配對t檢驗(yàn)進(jìn)行處理。（1）建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H :

24、d = 0H : dM0=0.05(2) 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量n=7, d dn 0.3086 70.0441( g/g)Sd0.05716( g/g)0.04410.05716 .72.0412（3）確定P值，作出推斷結(jié)論按=n-仁7-1=6查t界值表，得10.025,6 =2.447 , t0.05，按 =0.05水準(zhǔn)不拒絕H）,差別無統(tǒng) 計(jì)學(xué)意義，即按現(xiàn)有樣本不足以說明腦缺氧乳豬鈣泵平均含量與對照組不同。2. 解：該資料屬計(jì)數(shù)資料？實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)屬完全隨機(jī)設(shè)計(jì)； 宜選用RX C表的x 2檢驗(yàn)方法； H。： 3種療法的總體有效率相等H1 : 3種療法的總體有效率不全相等 在0.05的水準(zhǔn)上，拒絕H。，

25、接受Hi，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可認(rèn)為3種療法的總體有效率不全相等，即3種療法對慢性胃炎病人的療效有差別。 可能犯I型錯(cuò)誤。3. 解：人體有自行排鉛的功能，應(yīng)設(shè)對照組，并進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)后才能下結(jié)論。4. 解：(1)根據(jù)題意，該設(shè)計(jì)為配對設(shè)計(jì)，首先將20例病人按年齡、性別、病型和病情等條件進(jìn)行配對后，將10對患者從1到10編號，再任意指定隨機(jī)排列表中的任一行，比如第8行，舍去1020,將隨機(jī)數(shù)排列如下，規(guī)定逢單數(shù)者每對中的第1號試驗(yàn)對象進(jìn)入胃舒氨組 (A)，第2號對象進(jìn)入西米替丁組(B)，逢雙數(shù)者則相反。分組情況如下所示：病人號1.12.13.14.15.16.17.18.19.110.11.22.2

26、3.24.25.26.27.28.29.210.2隨機(jī)數(shù)字3261809547入組情況ABBABBAABABAABAABBAB(2)首先以潰瘍面積減少百分率40%為界限，將每位患者的治療情況分為有效和無效兩類，并整理成配對四格表的形式(見表21)。本試驗(yàn)的目的在于比較胃舒氨與西米替丁治療消化性胃潰瘍有效率的差別， 故選用配對四格表的 McNema檢驗(yàn)(McNemar s test for correlated proportions)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。表2 20位患者治療情況TTT、F / -ft-H 西米替丁胃舒氨有效無效合計(jì)有效aba+b無效cdc+d合計(jì)a+cb+dN5.解：兩醫(yī)院乳腺癌患者

27、的病情構(gòu)成不同，比較兩醫(yī)院的標(biāo)準(zhǔn)化率，計(jì)算過程見表3。表3甲、乙兩醫(yī)院乳腺癌手術(shù)后的 5年生存率的標(biāo)化(以甲乙兩醫(yī)院合計(jì)為標(biāo)準(zhǔn))腋下淋巴 結(jié)轉(zhuǎn)移標(biāo)準(zhǔn) 病例數(shù)N甲醫(yī)院乙醫(yī)院原生存率Pi預(yù)期生存人數(shù)Np二原生存率R預(yù)期生存人數(shù)Npi(6)=無34577.7726871.67247有79368.3850350.60401合計(jì)1138（刀 N）64.24771 （刀 Np67.10648 （刀 Npi甲醫(yī)院乳腺癌手術(shù)后的 5年生存率的標(biāo)化生存率:MR771p- - 100%100%67.75%N1138乙醫(yī)院乳腺癌手術(shù)后的五年生存率標(biāo)化生存率：Ni R648p- - 100%100%56.94%N11

28、38因?yàn)榧?、乙兩醫(yī)院有無腋下淋巴結(jié)轉(zhuǎn)移的病情構(gòu)成不同，故標(biāo)化后，甲醫(yī)院乳腺癌手術(shù)后的5年生存率高于乙醫(yī)院，校正了標(biāo)化前甲醫(yī)院低于乙醫(yī)院的情況。6. 解：(1) 根據(jù)題意，變量X近似服從正態(tài)分布，求變量 X落在區(qū)間(4.00 , 4.50 )內(nèi)的概率，即是求此區(qū)間內(nèi) 正態(tài)曲線下的面積問題，因此，可以把變量X進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化變換后，借助標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布表求其面積，具體做法如下：4.00 4.18 X 4.50 4.18、R(4.00 X 4.50) R()0.290.29R( 0.62 u 1.10)1 ( 1.10) ( 0.62)1 0.1357 0.26760.5967變量X落在區(qū)間(4.00,4.5

29、0)內(nèi)的概率為0.5967。(2) 因?yàn)檎３赡昱约t細(xì)胞數(shù)近似服從正態(tài)分布，可以直接用正態(tài)分布法求參考值范圍，又因該資料 過高、過低都不正常，所以應(yīng)求雙側(cè)參考值范圍，具體做法如下：下限為：X1.964.181.96(0.29)3.61(1012/L)上限為：X1.964.181.96(0.29)4.75(1012/ L)95%的正常成年女性紅細(xì)胞數(shù)所在的范圍是3.61 4.75( 1012/L)。7. 解：本題為完全隨機(jī)設(shè)計(jì)兩樣本率的比較。整理表格見下表。兩種療法治療原發(fā)性高血壓的療效分組有效無效合計(jì)有效率/%實(shí)驗(yàn)組2122391.30對照組5162123.81合計(jì)26184459.09(1) 建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H 0：12，即該藥治療原發(fā)性高血壓無效H 1：12，即該藥治療原發(fā)性高血壓有效0.05(2) 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量21 18Tmin8.59 544(21 16 2 5)2 4423 21 26 1820.692(ad be)2 n(a b)(c d