作業(yè)與參考標(biāo)準(zhǔn)標(biāo)準(zhǔn)答案ch計數(shù)資料統(tǒng)計描述和統(tǒng)計推斷

1、個人收集整理僅供參考學(xué)習(xí)22 / 18醫(yī)學(xué)統(tǒng)計學(xué)【教材】 倪宗瓚主編.醫(yī)學(xué)統(tǒng)計學(xué).北京；高等教育出版 社.2004.【作業(yè)】教材附錄二【習(xí)題解答】第三單元計數(shù)資料地統(tǒng)計描述和統(tǒng)計推斷分析計算題3.1解：（1）年齡組死亡人數(shù)構(gòu)成比 二某年該年齡組死亡人數(shù) 100% 某年某年齡組死亡總數(shù)250 歲組死亡人數(shù)構(gòu)成比100% =1.39%1802余類推;年該年齡組死亡人數(shù)死亡率二某年某年齡組平均人口數(shù)10000010萬250歲組死亡率=745000 100000 10萬"3610萬余類推;相對比=各年齡組死亡率30 歲組相對比=43齊13.04余類推.各年齡組死亡人數(shù)構(gòu)成比、死亡率和相對比計

2、算結(jié)果見表3.1.1.才、古相對比（各年齡組死亡率死亡率死亡率/0組死表3.1.1某地某年循環(huán)系統(tǒng)疾病死亡資料年齡組平均人口數(shù)循環(huán)系統(tǒng)死亡人數(shù)構(gòu)成比/歲死亡人數(shù)/%0745000251.393.363053876023613.1043.8013.044040010552028.86129.9738.685018653764835.96347.38103.39605275037320.70707.11210.45合計19231521802100.0093.70（2）死亡人數(shù)構(gòu)成比是指某年齡組死亡人數(shù)與各年齡組死亡人口總數(shù)之比, 說明總死亡人數(shù)中各年齡組死亡人數(shù)所占地比重；b5E2RGbCAP死亡

3、率是指某年實際死亡數(shù)與該年可能發(fā)生死亡人數(shù)（本題即為該年平均 人口數(shù)）之比，用以說明死亡發(fā)生地頻率或強(qiáng)度；plEanqFDPw相對比用以說明各年齡組死亡率是0歲組死亡率地幾倍或幾分之幾3.2解：因為甲、乙兩醫(yī)院某傳染病地類型構(gòu)成明顯不同，且疾病類型對該病地 治療效果有影響，故應(yīng)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，再比較兩醫(yī)院地治愈率根據(jù)本題資料，以兩醫(yī)院合計病人數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)人口，采用直接標(biāo)準(zhǔn)化法.DXDiTa9E3d表3.2.1直接法計算甲、乙兩醫(yī)院某傳染病標(biāo)準(zhǔn)化治愈率/%類型標(biāo)準(zhǔn)病人數(shù)Ni甲醫(yī)院乙醫(yī)院原治愈率/%Pi預(yù)期治愈人數(shù)Mpi原治愈率/%pi預(yù)期治愈人數(shù)Nipi普誦型55259.933165.2360重型552

4、39.922044.9248暴發(fā)型25219.85025.464合計135648.4601（、呵）45.4672(' Nipi)甲醫(yī)院某傳染病標(biāo)準(zhǔn)化治愈率：p甲601 100% =44.3%1356乙醫(yī)院某傳染病標(biāo)準(zhǔn)化治愈率：p乙672 100% =49.6%1356可以看出，經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化后乙醫(yī)院地該傳染病地治愈率高于甲醫(yī)院3.3解：本題推斷樣本所代表地總體率 二與一個已知總體率二°是否相等因樣本量 較小，故采用直接計算概率法(1) 建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準(zhǔn)H °： =0.3，即該新藥地治療效果與傳統(tǒng)療法相同H,： : 0.3，即該新藥地治療效果優(yōu)于傳統(tǒng)療法單側(cè)0.0

5、5(2) 確定P值，作出統(tǒng)計推斷在H。成立地前提下，10名病人中死亡人數(shù)X B(10,0.3)，則有P(X < 1) = P(X =0) P(X =1) =0.710 C.3.7 0.1493按單側(cè):=0.05水準(zhǔn)不拒絕H。，尚不能認(rèn)為該新藥地治療效果優(yōu)于傳統(tǒng)療 法.3.4解：(1)本題是Poisson分布兩樣本均數(shù)地比較.兩樣本觀察單位相同，而且陽 性數(shù)均大于20，可用大樣本U檢驗方法.RTCrpUDGiT1) 建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準(zhǔn)H。：1 = 2，即甲乙兩地婦女地卵巢癌患病率相同H1：/: -2，即甲乙兩地婦女地卵巢癌患病率不同- - 0.052) 計算檢驗統(tǒng)計量以1萬名婦女為

6、一個Poisson分布觀察單位，亠和地點估計值分別為X1和X2，得100 二 80'100 80= 1.49073) 確定P值，作出統(tǒng)計推斷查u界值表得0.10VPV0.20,按:二0.05水準(zhǔn)不拒絕H。,差別無統(tǒng)計學(xué)意義,尚不能認(rèn)為甲乙兩地婦女地卵巢癌患病率不同.5PCzVD7HxA(2)該資料也可用二項分布地兩個樣本率比較.1)建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準(zhǔn)H0:!-二2，即甲乙兩地婦女地卵巢癌患病率相同 出：二1 =二2，即甲乙兩地婦女地卵巢癌患病率不同:-=0.052)計算檢驗統(tǒng)計量本題，n1=10000, X1=100， p1=0.01； n2 =10000，X2=80, p2

7、=0.008合并率 Pc100 8010000 10000= 0.009P1 - P2I1Tpc (1Pc)()n20.01 - 0.008J0.009X 0.991 xY10000 10000=1.49753)確定P值，作出統(tǒng)計推斷查u界值表得0.10<P<0.20,按:二0.05水準(zhǔn)不拒絕H。，差別無統(tǒng)計學(xué)意義,尚不能認(rèn)為甲乙兩地婦女地卵巢癌患病率不同.jLBHrnAlLg該資料分析在統(tǒng)計軟件中用2檢驗實現(xiàn).3.5解：本題是二項分布總體率地區(qū)間估計.n <50 , p很接近0,故采用查表法. n=40, X =2,查百分率地可信區(qū)間表得1 17,故該地此病地基因總體攜帶

8、率地 95%可信區(qū)間為(1%, 17%).xHAQX74J0X3.6解：本題目地是推斷樣本所代表地總體率二與一個已知總體率二°是否不同.因樣本量足夠大，且P既不接近于0也不接近于1,故采用正態(tài)近似法丄DAYtRyKfE(1)建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準(zhǔn)He： =9.7%，即吸煙人群慢性氣管炎患病率與一般人群相同Hi：9.7%，即吸煙人群慢性氣管炎患病率高于一般人群單側(cè)=0.05(2)計算檢驗統(tǒng)計量63亠n=300, X = 63, p0.21，二 0 =0.097,有300P _二0(1-n 0)-6.61320.21 - 0.0970.097 0.903300確定P值，作出統(tǒng)計推斷查

9、u界值表得P : 0.0005，按單側(cè)二0.05水準(zhǔn)拒絕H。，接受H1，差別有統(tǒng)計學(xué)意義，可以認(rèn)為吸煙人群慢性氣管炎患病率高于一般人群3.7解：本題以1 mL飲料作為Poisson分布觀察單位，n=4，樣本均值為X =60/4=15個/mL,標(biāo)準(zhǔn)差為 S, =、X 、15 = 3.87個/mL.zzz6ZB2Ltk本題X =60 5 0,按式X-u“7, X，yX求得地95%可信區(qū)間為60- 1.96、. 60,6 0 1. 96 ,6即該飲料中每4mL所含細(xì)菌數(shù)(個)地95%可信區(qū)間為(44.82, 75.18).所以，該飲料中每1mL所含細(xì)菌數(shù)(個)地95%可信區(qū) 間為(11.2, 18.

10、8)dvzfvkwMI13.8解：本題為Poisson分布兩個樣本均數(shù)地比較.兩個樣本觀察單位相同，且陽 性數(shù)均大于20,可根據(jù)Poisson分布地近似正態(tài)性，利用兩大樣本u檢驗地方法 得到檢驗統(tǒng)計量.rqyn14ZNXI(1)建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準(zhǔn)H。：" = 3，即兩種飲料中平均每10mL細(xì)菌數(shù)無差別H1：V" J2，即兩種飲料中平均每10mL細(xì)菌數(shù)有差別 :=0.05(2)計算檢驗統(tǒng)計量以10mL飲料樣品為一個Poisson分布觀察單位，'和' 12地點估計值分別為X1和X2，得-戶仏一 440-30015Jx1+x2J440 + 300確定P值，

11、作出統(tǒng)計推斷查u界值表得P : 0.001，按:二0.05水準(zhǔn)拒絕H。，接受比，差別有統(tǒng)計學(xué)意義，可認(rèn)為兩種飲料中細(xì)菌數(shù)有差別，甲飲料地細(xì)菌數(shù)較多3.9解：本題是Poisson分布地樣本所代表地總體均數(shù) 與已知總體均數(shù) 地比 較.因J <20,故采用直接計算概率法.(1) 建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準(zhǔn)H。：- ''-0，即此地區(qū)1999年腭裂發(fā)生率與1998年相等Hi：0，即此地區(qū)1999年腭裂發(fā)生率低于1998年單側(cè)=0.05確定P值，作出統(tǒng)計推斷n =1000,二0=2.15 %。，° =n二。=2.15，在 H。成立地前提下，所調(diào)查地 1000名新生兒中發(fā)現(xiàn)

12、地腭裂數(shù) XP(2.15)，則有_2 15_2 15P(X <1) =P(X =0) P(X =1) =e 2.15 e =0.1165 0.2504 = 0.3669按:=0.05地水準(zhǔn)不拒絕H。，差別無統(tǒng)計學(xué)意義，尚不能認(rèn)為此地區(qū)1999年腭裂發(fā)生率比1998年低.3.10解：本題是Poisson分布總體均數(shù)地估計.因X=2：50，故采用查表法估計 總體均數(shù)地95%可信區(qū)間.查Poisson分布"地可信區(qū)間表，樣本計數(shù) X為2地一行，地95%可信區(qū)間地下限為0.2,上限為7.2,故該地區(qū)平均每毫升水所含大腸桿菌菌落地95%可信區(qū)間為(0.2， 7.2)個.EmxvxOtOc

13、o3.11解：本題為二項分布兩樣本率地比較，可以米用u檢驗也可米用 2檢驗.方法一：(1)建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準(zhǔn)H。：二i =%，即兩種治療方案地有效率無差別Hi ：i =二2，即兩種治療方案地有效率有差別:-0.05(2) 計算檢驗統(tǒng)計量本題，n1 =40， X1 =31， p =0.775; n2 =40， X2 =14， p2 =0.35合并率 Pc二牡40.562540+40 P20.7750.350.56251-0.5625（； ；）u =tPc(1- Pc)(U)Yn n2(3) 確定P值，作出統(tǒng)計推斷查u界值表得P<0.001，按=0.05水準(zhǔn)拒絕H。，接受H1，差別有

14、統(tǒng)計學(xué)意義，可以認(rèn)為兩 種治療方案地有效率有差別，甲方案地療效優(yōu)于乙方案.SixE2yXPq5方法二：表3.11.1兩種治療方案治療乳腺癌有效率地比較處理有效無效合計有效率/%甲萬案3194077.50乙萬案14264035.00合計45358056.25(1)建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準(zhǔn)H。： 1 "2，即兩種治療方案地有效率無差別Hi二 2，即兩種治療方案地有效率有差別:-=0.05(2)計算檢驗統(tǒng)計量35 4080= 17.5(ad-be)2n(31 26-9 14)2 80一14.68(a b)(e d)(a e)(b d) 40 40 45 35=(2 - 1)(2 - 1)

15、=1(3)確定P值，作出統(tǒng)計推斷查2界值表得P<0.005，按=0.05水準(zhǔn)拒絕H0，接受H1，差別有統(tǒng)計學(xué)意義，可以認(rèn)為兩種治療方 案地有效 率有差別，甲方案 地療效優(yōu)于 乙方案.6ewMyirQFL由計算結(jié)果可以驗證：四格表地雙側(cè)u檢驗與2檢驗是完全等價地，有3.12解：本題為完全隨機(jī)設(shè)計兩樣本率地比較.整理表格見表3.12.1.表3.12.1兩種療法治療原發(fā)性高血壓地療效分組有效無效合計有效率/%實驗組2122391.30對照組5162123.81合計26184459.09(1)建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準(zhǔn)H。：二1 =二2，即該藥治療原發(fā)性高血壓無效H1： ： 1 =二2，即該藥治

16、療原發(fā)性咼血壓有效:-=0.05(2)計算檢驗統(tǒng)計量21 188.59544Tmin(ad -be)2 n(a b)(e d)(a e)(b d)(21 16 2 5)2 4423 21 26 18= 20.69、=(2 - 1)(2 - 1)=1確定P值，作出統(tǒng)計推斷查2界值表得PV0.005,按-0.05水準(zhǔn)拒絕H。，接受H1，差別有統(tǒng)計學(xué)意義，可以認(rèn)為該藥治療原發(fā)性咼血壓有效3.13解：本題為配對設(shè)計四格表地2檢驗.整理表格見表3.13.1:A試紙B試紙合計+一+702090一4610合計7426100表3.13.1兩種試紙檢測尿葡萄糖結(jié)果(1)建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準(zhǔn)H0： B=C，

17、即兩種試紙檢測結(jié)果地總體陽性率相同H1： BN，即兩種試紙檢測結(jié)果地總體陽性率不同£ = 0.05(2)計算檢驗統(tǒng)計量已知 b = 20，c= 4，b+c= 24<40,有(|b -c20 49.375、 =(2 -1)(2 - 1)=1確定P值，作出統(tǒng)計推斷查2界值表得P<0.005,按=0.05水準(zhǔn)拒絕H。，接受H1，差別有統(tǒng)計學(xué)意義，故可以認(rèn)為兩種試紙地檢測結(jié)果總體陽性率不同，A試紙檢測結(jié)果地陽性率較高.kavU42VRUs 3.14解：本題為多個樣本率地比較.(1) 建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準(zhǔn)Ho: n= n= n= n,即不同類型原發(fā)性肺癌地nm23-Hi基因表

18、達(dá)率無差 別Hi: n、n、n、n，即不同類型原發(fā)性肺癌地nm23-Hi基因表達(dá)率不同 或不全相同二=0.05(2)計算檢驗統(tǒng)計量20 漢 90Tmin"43 5匚A2./ 2 29540102J尸=nZ-1=280+ + 1-1nRCJJ35"90 135漢 9020漢 90y=3.35、=(4 -1)(2 - 1) = 3確定P值，作出統(tǒng)計推斷查2界值表得0.25<P<0.50.按：=0.05水準(zhǔn)不拒絕H。，差別無統(tǒng)計學(xué)意義,尚不能認(rèn)為不同類型原發(fā)性肺癌地nm23- Hi基因表達(dá)率不同.y6v3ALoS893.15解：本題為兩組構(gòu)成比地比較.(1)建立檢驗假

19、設(shè)，確定檢驗水準(zhǔn)H0 :腺樣癌和粘液表皮樣癌地好發(fā)部位構(gòu)成比相同H1 :腺樣癌和粘液表皮樣癌地好發(fā)部位構(gòu)成比不同用=0.05(2)計算檢驗統(tǒng)計量10 9428 94Tmin = =4.39： 5，T次小=12.30 5， 1/5以下格子理論頻數(shù)214214小于5.宀nG：A2nRnc= 214312<1278120 2994 2815.41=(51)(21)= 4(3) 確定P值，作出統(tǒng)計推斷查2界值表得PvO.005,按： =0.05水準(zhǔn)拒絕Ho,接受Hi，差別有統(tǒng)計學(xué)意義，故可認(rèn)為腺樣癌和粘液表皮樣癌地好發(fā)部位構(gòu)成比不同.M2ub6vSTnP3.16解：本題是行X列表資料地關(guān)聯(lián)性分析

20、(1)建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準(zhǔn)H0：血型與幽門螺桿菌(Hp)感染無關(guān)系Hi:血型與幽門螺桿菌(Hp)感染有關(guān)系:=0.05(2) 計算檢驗統(tǒng)計量68 20239= 5.695nRnc-23928247 17147 68上一 120 68=31.21、.=(4 1)(2 1) = 3確定P值，作出統(tǒng)計推斷查2界值表得P<0.005,按：=0.05水準(zhǔn)拒絕H。，接受H1，故可認(rèn)為血型與幽門螺桿菌(Hp)感染有關(guān)系.3.仃解：本題采用趨勢2檢驗.表3.17.1 某地19931999年損傷與中毒地病死率年度發(fā)病人數(shù)n病死人數(shù)t病死率/%分?jǐn)?shù)ZtznZnZ2199358081.381858058

21、01994571122.10224114222841995680162.35348204061201996760303.9541203040121601997942303.18515047102355019981100524.73631266003960019991084514.707357758853116合計 5717199101925700137410(1) 建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準(zhǔn)H0 :該地地?fù)p傷與中毒地病死率無隨時間變化而增加地趨勢H1 :該地地?fù)p傷與中毒地病死率有隨時間變化而增加地趨勢:-=0.05(2) 計算檢驗統(tǒng)計量由于本題是按性質(zhì)分組地資料，評分為1, 2, 3, 4,

22、5, 6, 7.趨勢檢驗所需中間結(jié)果見表3.17.1地右邊4列，計算地2值為：OYujCfmUCw2N(N' tZ -T' nZ)22-T(N -T)(N' nZ2 -(' nZ)25717 5717 1019-199 257002 21.06199 5717-199 (5717 137410-257002)=1確定P值，作出統(tǒng)計推斷查2界值表得PvO.005.按= 0.05水準(zhǔn)，拒絕H。，接受H-故可以認(rèn)為該地地?fù)p傷與中毒地病死率隨時間變化而呈增加地趨勢.eUts8ZQVRd3.18解：本題采用兩樣本率地等效檢驗.(1)建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準(zhǔn)H0：二1 -

23、二2八,即新藥與標(biāo)準(zhǔn)藥物不等效H1：二1 -二2人，即新藥與標(biāo)準(zhǔn)藥物等效 :二 0.05(2)計算檢驗統(tǒng)計量160 148 190 0.1390= 0.8385試驗新藥組“+卄2也nTa 二 口 ？ = 200 0.8385 = 167.70Tb =口 -Ta =200-167.70 = 32.30390標(biāo)準(zhǔn)藥物組? / ' J6014200 0.1 =0.7385Tc =壓2 =190 0.7385 = 140.32Td =門2 - Tc =190-140.32 = 49.6822- arc - trcTrcf 2 2 2 2(160-167.70)(148-140.32)(40 -

24、32.30)(42 - 49.68)167.70140.3232.3049.68-3.80. =1確定P值，作出推斷結(jié)論查2界值表，得0.05：P<0.10.按=0.05水準(zhǔn)，不拒絕 H0,尚不能認(rèn)為新藥與 標(biāo)準(zhǔn)藥物等效.本題如作u檢驗(單側(cè))，計算統(tǒng)計量：也(口p2)0.1(0.8000 0.7789)一u1.91b(1 PJ 亠 p2(1 p2)0.8000(10.8000) *0.7789(1 0.7789)n1n2200190查t界值表( = = )，得0.025：P<0.05.由于這里是單側(cè)檢驗，P值與2檢驗不3.19最佳選擇題(1) b c b c c c【復(fù)習(xí)思考題參

25、考答案】3.20答：二項分布、Poisson分布、正態(tài)分布間地關(guān)系可以如下表示:sQsAEJkW5T二項分布是概率為P（X = k）二cn；： k（1 -二）小地離散型分布凡具有貝努利試 驗序列三個特點地變量，一般可認(rèn)為服從二項分布二項分布圖形形狀完全取決于n和二地大小.當(dāng)二=0.5時圖形對稱，隨著n地增大，圖形漸近于正態(tài)分布圖 形.當(dāng)二工0.5時，圖形呈偏態(tài)，但隨著n地增大，圖形也逐漸對稱，趨向于正態(tài) 分布圖形.當(dāng)n趨近于無窮大時，二項分布就成為正態(tài)分布在實際應(yīng)用中，只要 n足夠大且二既不接近于0也不接近于1時，就可以用正態(tài)近似原理處理二項分 布地問題.GMslasNXkAPoisson分布

26、也是一種離散型分布，常用于研究單位時間或單位空間內(nèi)某罕 見事件發(fā)生次數(shù)地分布，具有n很大時事件發(fā)生率很小地性質(zhì).其概率為P（X二k）二.Poisson分布圖形形狀完全取決于 地大小.當(dāng)二10時圖形k!基本對稱，隨著 丄地增大，圖形漸近于正態(tài)分布.Poisson分布可視為二項分布地特例.若某現(xiàn)象地發(fā)生率二甚小，而樣本例數(shù)n甚多時，則二項分布逼近 Poisson分布.一般在實際應(yīng)用中，當(dāng)J -20時，Poisson分布近似正態(tài)分布，資料可根據(jù)正態(tài)分布原理處理，從而簡化計算.TlrRGchYzg正態(tài)分布曲線地密度函數(shù)為f (X)二1、二、.、2 二.二項分布和Poiss on 分布地極限分布為正態(tài)分

27、布.因此，在應(yīng)用二項分布和Poisson分布時，常常利用正態(tài)近似原理，估計總體參數(shù)地可信區(qū)間和進(jìn)行U檢驗.7EqZcWLZNX3.21 答:2檢驗用于：推斷兩個及兩個以上總體率或構(gòu)成比是否有差別,兩個分類變量間有無相關(guān)關(guān)系，多個率地趨勢檢驗，以及兩個率地等效檢驗等 此外，也用于頻數(shù)分布地擬合優(yōu)度檢驗zq7IGfO2E對不同地設(shè)計類型地資料，不宜有1/5以上格子地理論頻數(shù)小于5,或有1個格子地理論頻數(shù)小于1; 單向有序行列表，在比較各處理組地效應(yīng)有無差別時，應(yīng)該用秩和檢驗或Ridit檢驗； 多個樣本率(或構(gòu)成比)比較地2檢驗時，結(jié)論為拒絕無效假設(shè)時，只能認(rèn)為各總體率(或總體構(gòu)成比)之間總地說來有

28、差別，但不能說明它們彼此之 間都有差別，或某兩者間有差別.若想進(jìn)一步了解哪兩者地差別有統(tǒng)計學(xué)意義，檢驗地應(yīng)用條件不同：(1)完全隨機(jī)設(shè)計兩樣本率地比較1) 當(dāng)n>40，且T_5時，用非連續(xù)性校正2值；22” (A-T)2(a b)(c d)(a c)(b d)(ad -bc) n若所得P，則改用四格表地確切概率法2) 當(dāng)n _40,且有1 <T<5時，用連續(xù)性校正 2值.乂 2 _ 亍(|A -T -0.5)或冥 2(d - bQ - n/2 ) n°一T或 - a bc d a cb d3) n<40,或有T<1時，不能用2檢驗，應(yīng)當(dāng)用四格表地確切概率

29、法(2)配對設(shè)計四格表° 當(dāng) b+c40，2 羋2 ( b _d -1)2 2)當(dāng)b+c<40,需作連續(xù)性校正，2 :b+c(3) 行列表資料專用公式：宀n2 A2nRnC丿可用2分害U法.zvpgeqJIhk3.22答：四格表地u檢驗和2檢驗地聯(lián)系，體現(xiàn)在：（1）相同點：四格表地u檢驗是根據(jù)正態(tài)近似原理（n足夠大，二和1 -二均不太?。?，能 用四格表地u檢驗進(jìn)行兩個率比較檢驗地資料，都可以用 2檢驗.四格表地雙側(cè) u檢驗與2檢驗是完全等價地，兩個統(tǒng)計量地關(guān)系為 u2= 2 , u： = 2，而相對 應(yīng)地界值地關(guān)系為u0.O5/2 =尤爲(wèi)5,1 ； NrPoJac3v1不同點：

30、1）正態(tài)分布可以確定單、雙側(cè)檢驗界值，滿足正態(tài)近似條件時，可以使用 四格表地單側(cè)u檢驗；2）滿足四格表u檢驗地資料，可以估計兩率之差地95%可信區(qū)間，還可分析兩率之差有無統(tǒng)計學(xué)意義；3）2檢驗還可以用于配對設(shè)計四格表，但這時推斷二1，2是否有差別地 2 公式不同3.23 （略）版權(quán)申明本文部分內(nèi)容，包括文字、圖片、以及設(shè)計等在網(wǎng)上搜集整理版權(quán)為個人所有This articlein eludes someparts, in cludi ng text, pictures,and desig n. Copyright is pers onal own ership.1nowfTG4Ki用戶可將本文地內(nèi)容或服務(wù)用于個人學(xué)習(xí)、研究或欣賞，以及其他非商業(yè)性或非盈利性用途，但同時應(yīng)遵守著作權(quán)法及其他相關(guān)法律 地規(guī)定，不得侵犯本網(wǎng)站及相關(guān)權(quán)利人地合法