醫(yī)學統(tǒng)計學題庫(共40頁)_第1頁
醫(yī)學統(tǒng)計學題庫(共40頁)_第2頁
醫(yī)學統(tǒng)計學題庫(共40頁)_第3頁
醫(yī)學統(tǒng)計學題庫(共40頁)_第4頁
醫(yī)學統(tǒng)計學題庫(共40頁)_第5頁
已閱讀5頁,還剩42頁未讀 繼續(xù)免費閱讀

下載本文檔

版權(quán)說明:本文檔由用戶提供并上傳,收益歸屬內(nèi)容提供方,若內(nèi)容存在侵權(quán),請進行舉報或認領(lǐng)

文檔簡介

1、第一章 緒論(xln)習題一、選擇題1統(tǒng)計工作和統(tǒng)計研究的全過程可分為(fn wi)以下步驟:(D)A. 調(diào)查、錄入數(shù)據(jù)(shj)、分析資料、撰寫論文B. 實驗、錄入數(shù)據(jù)、分析資料、撰寫論文C. 調(diào)查或?qū)嶒?、整理資料、分析資料 D. 設(shè)計、收集資料、整理資料、分析資料 E. 收集資料、整理資料、分析資料2.在統(tǒng)計學中,習慣上把(B )的事件稱為小概率事件。 A. B. 或 C. D. E. 38 A.計數(shù)資料 B.等級資料 C.計量資料 D.名義資料 E.角度資料3.某偏僻農(nóng)村144名婦女生育情況如下:0胎5人、1胎25人、2胎70人、3胎30人、4胎14人。該資料的類型是( A)。4.分別用

2、兩種不同成分的培養(yǎng)基(A與B)培養(yǎng)鼠疫桿菌,重復實驗單元數(shù)均為5個,記錄48小時各實驗單元上生長的活菌數(shù)如下,A:48、84、90、123、171;B:90、116、124、225、84。該資料的類型是(C )。5.空腹血糖測量值,屬于( C)資料。6.用某種新療法治療某病患者41人,治療結(jié)果如下:治愈8人、顯效23人、好轉(zhuǎn)6人、惡化3人、死亡1人。該資料的類型是(B )。 7.某血庫提供6094例ABO血型分布資料如下:O型1823、A型1598、B型2032、AB型641。該資料的類型是(D )。8. 100名18歲男生的身高數(shù)據(jù)屬于(C )。二、問答題1舉例說明總體與樣本的概念.答:統(tǒng)計

3、學家用總體這個術(shù)語表示大同小異的對象全體,通常稱為目標總體,而資料常來源于目標總體的一個較小總體,稱為研究總體。實際中由于研究總體的個體眾多,甚至無限多,因此科學的辦法是從中抽取一部分具有代表性的個體,稱為樣本。例如,關(guān)于吸煙與肺癌的研究以英國成年男子為總體目標,1951年英國全部注冊醫(yī)生作為研究總體,按照實驗設(shè)計隨機抽取的一定量的個體則組成了研究的樣本。2舉例說明同質(zhì)與變異的概念答:同質(zhì)與變異是兩個相對的概念。對于總體來說,同質(zhì)是指該總體的共同特征,即該總體區(qū)別于其他總體的特征;變異是指該總體內(nèi)部的差異,即個體的特異性。例如,某地同性別同年齡的小學生具有同質(zhì)性,其身高、體重等存在變異。3簡要

4、闡述統(tǒng)計設(shè)計與統(tǒng)計分析的關(guān)系答:統(tǒng)計設(shè)計與統(tǒng)計分析是科學研究中兩個不可分割的重要方面。一般的,統(tǒng)計設(shè)計在前,然而一定的統(tǒng)計設(shè)計必然考慮其統(tǒng)計分析方法,因而統(tǒng)計分析又寓于統(tǒng)計設(shè)計之中;統(tǒng)計分析是在統(tǒng)計設(shè)計的基礎(chǔ)上,根據(jù)(gnj)設(shè)計的不同特點,選擇相應(yīng)的統(tǒng)計分析方法對資料進行分析第二章統(tǒng)計(tngj)描述習題(xt)一、選擇題1描述一組偏態(tài)分布資料的變異度,以(D )指標較好。 A. 全距 B. 標準差 C. 變異系數(shù) D. 四分位數(shù)間距 E. 方差2各觀察值均加(或減)同一數(shù)后(B )。 A. 均數(shù)不變,標準差改變 B. 均數(shù)改變,標準差不變 C. 兩者均不變 D. 兩者均改變 E. 以上都不

5、對3偏態(tài)分布宜用(C )描述其分布的集中趨勢。 A. 算術(shù)均數(shù) B. 標準差 C. 中位數(shù) D. 四分位數(shù)間距 E. 方差4.為了直觀地比較化療后相同時點上一組乳腺癌患者血清肌酐和血液尿素氮兩項指標觀測值的變異程度的大小,可選用的最佳指標是(E )。A.標準差 B.標準誤 C.全距 D.四分位數(shù)間距 E.變異系數(shù)5.測量了某地152人接種某疫苗后的抗體滴度,宜用(C )反映其平均滴度。A. 算術(shù)均數(shù) B. 中位數(shù) C.幾何均數(shù) D.眾數(shù) E.調(diào)和均數(shù)6.測量了某地237人晨尿中氟含量(mg/L),結(jié)果如下:尿氟值:0.2 0.6 1.0 1.4 1.8 2.2 2.6 3.0 3.4 3.8頻

6、 數(shù): 75 67 30 20 16 19 6 2 1 1宜用(B )描述該資料。A. 算術(shù)均數(shù)與標準差 B.中位數(shù)與四分位數(shù)間距 C.幾何均數(shù)與標準差D. 算術(shù)均數(shù)與四分位數(shù)間距 E. 中位數(shù)與標準差7用均數(shù)和標準差可以全面描述(C )資料的特征。 A. 正偏態(tài)資料 B. 負偏態(tài)分布 C. 正態(tài)分布 D. 對稱分布 E. 對數(shù)正態(tài)分布8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. 標準差 E. 四分位數(shù)間距9血清學滴度資料最常用來表示其平均水平的指標是(C )。 A. 算術(shù)平均數(shù) B. 中位數(shù) C. 幾何均數(shù) D. 變異系數(shù) E. 標準差10

7、最小組段無下限或最大組段無上限的頻數(shù)分布資料,可用(C )描述其集中趨勢。A. 均數(shù) B. 標準差 C. 中位數(shù) D. 四分(s fn)位數(shù)間距 E. 幾何均數(shù)11現(xiàn)有某種沙門(shmn)菌食物中毒患者164例的潛伏期資料,宜用(B )描述該資料。A. 算術(shù)(sunsh)均數(shù)與標準差 B.中位數(shù)與四分位數(shù)間距 C.幾何均數(shù)與標準差D. 算術(shù)均數(shù)與四分位數(shù)間距 E. 中位數(shù)與標準差12測量了某地68人接種某疫苗后的抗體滴度,宜用(C )反映其平均滴度。A. 算術(shù)均數(shù) B. 中位數(shù) C.幾何均數(shù) D.眾數(shù) E.調(diào)和均數(shù)二、分析題1請按照國際上對統(tǒng)計表的統(tǒng)一要求,修改下面有缺陷的統(tǒng)計表(不必加表頭)

8、年齡性別21-3031-4041-5051-6061-70男 女男 女男 女男 女男例數(shù)10 148 1482 37213 4922答案:性別年齡組21303140415051606170男1088221322女14143749.2某醫(yī)生在一個有5萬人口的社區(qū)進行肺癌調(diào)查,通過隨機抽樣共調(diào)查2000人,全部調(diào)查工作在10天內(nèi)完成,調(diào)查內(nèi)容包括流行病學資料和臨床實驗室檢查資料。調(diào)查結(jié)果列于表1。該醫(yī)生對表中的資料進行了統(tǒng)計分析,認為男性肺癌的發(fā)病率高于女性,而死亡情況則完全相反。表1 某社區(qū)不同性別人群肺癌情況性別檢查人數(shù)有病人數(shù)死亡人數(shù)死亡率(%)發(fā)病率(%)男10506350.00.57女9

9、503266.70.32合計20009555.60.451)該醫(yī)生所選擇的統(tǒng)計指標正確嗎?答:否2)該醫(yī)生對指標的計算方法恰當嗎?答:否3)應(yīng)該如何做適當?shù)慕y(tǒng)計分析?表1 某社區(qū)不同性別人群肺癌情況性別檢查人數(shù)患病人數(shù)死亡人數(shù)死亡比()現(xiàn)患率()男1050632.8575.714女950322.1053.158合計2000952.54.531998年國家第二次衛(wèi)生服務(wù)(fw)調(diào)查資料顯示,城市婦女分娩地點分布(%)為醫(yī)院63.84,婦幼保健機構(gòu)20.76,衛(wèi)生院7.63,其他7.77;農(nóng)村婦女相應(yīng)的醫(yī)院20.38,婦幼保健機構(gòu)4.66,衛(wèi)生院16.38,其他58.58。試說明用何種統(tǒng)計圖表達上

10、述資料最好。答:例如(lr),用柱狀圖表示:第三章 抽樣(chu yn)分布與參數(shù)估計習題一、選擇題1(E )分布的資料,均數(shù)等于中位數(shù)。A. 對數(shù) B. 正偏態(tài) C. 負偏態(tài) D. 偏態(tài) E. 正態(tài)2. 對數(shù)正態(tài)分布的原變量是一種( D )分布。A. 正態(tài) B. 近似正態(tài) C. 負偏態(tài) D. 正偏態(tài) E. 對稱3. 估計正常成年女性紅細胞計數(shù)的95%醫(yī)學參考值范圍時,應(yīng)用( A. )。A. B.C.D.E.4. 估計正常成年男性尿汞含量的95%醫(yī)學參考值范圍時,應(yīng)用(E )。A. B.C.D.E.5若某人群某疾病發(fā)生的陽性數(shù)服從二項分布,則從該人群隨機抽出個人,陽性數(shù)不少于人的概率為(A )

11、。A. B. C. D. E. 6分布(fnb)的標準差和均數(shù)的關(guān)系(gun x)是( C )。A. B. C. = D. = E. 與無固定(gdng)關(guān)系7用計數(shù)器測得某放射性物質(zhì)5分鐘內(nèi)發(fā)出的脈沖數(shù)為330個,據(jù)此可估計該放射性物質(zhì)平均每分鐘脈沖計數(shù)的95%可信區(qū)間為(E )。A. B. C. D. E. 8分布的方差和均數(shù)分別記為和,當滿足條件(E )時, 分布近似正態(tài)分布。A. 接近0或1 B. 較小 C. 較小 D. 接近0.5 E. 9二項分布的圖形取決于( C )的大小。 A. B. C.與 D. E. 10(C )小,表示用該樣本均數(shù)估計總體均數(shù)的可靠性大。A. B. C.

12、D. E. 四分位數(shù)間距11在參數(shù)未知的正態(tài)總體中隨機抽樣,(E )的概率為5。A. 1.96 B. 1.96 C. 2.58 D. E. 12某地1992年隨機抽取100名健康女性,算得其血清總蛋白含量的均數(shù)為74g/L,標準差為4g/L,則其總體均數(shù)的95%可信區(qū)間為(B )。 A. B. C. D. E. 13一藥廠為了解其生產(chǎn)的某藥物(同一批次)的有效成分含量是否符合國家規(guī)定的標準,隨機抽取了該藥10片,得其樣本均數(shù)與標準差;估計該批藥劑有效成分平均含量的95可信區(qū)間時,應(yīng)用(A )。A. B. C. D.E. 14在某地按人口的1/20隨機抽取1000人,對其檢測漢坦病毒IgG抗體滴

13、度,得腎綜合征出血熱陰性感染率為5.25,估計該地人群腎綜合征出血熱陰性感染率的95可信區(qū)間時,應(yīng)用(E )。A. B. C. D.E. 15在某地采用單純隨機抽樣方法抽取10萬人,進行(jnxng)一年傷害死亡回顧調(diào)查,得傷害死亡數(shù)為60人;估計該地每10萬人平均傷害死亡數(shù)的95可信區(qū)間時,應(yīng)用(D )。A. B. C. D.E. 16關(guān)于(guny)以0為中心的分布(fnb),錯誤的是(A )。A. 相同時,越大,越大 B. 分布是單峰分布 C. 當時, D. 分布以0為中心,左右對稱 E. 分布是一簇曲線二、簡單題1、標準差與標準誤的區(qū)別與聯(lián)系答:標準差:S=,表示觀察值的變異程度??捎?/p>

14、于計算變異系數(shù),確定醫(yī)學參考值范圍,計算標準誤。標準差是個體差異或自然變異,不能通過統(tǒng)計方法來控制。標準誤: ,是估計均數(shù)抽樣誤差的大小??梢杂脕砉烙嬁傮w均數(shù)的可信區(qū)間,進行假設(shè)檢驗??梢酝ㄟ^增大樣本量來減少標準誤2、二項分布的應(yīng)用條件答:(1)各觀察單位只能具有兩種相互獨立的一種結(jié)果(2)已知發(fā)生某結(jié)果的概率為,其對立結(jié)果的概率為(1-)(3)n次試驗是在相同條件下獨立進行的,每個觀察單位的觀察結(jié)果不會影響到其他觀察單位的結(jié)果。3、正態(tài)分布、二項分布、poisson分布的區(qū)別和聯(lián)系答:區(qū)別:二項分布、poisson分布是離散型隨機變量的常見分布,用概率函數(shù)描述其分布情況,而正態(tài)分布是連續(xù)型隨

15、機變量的最常見分布,用密度函數(shù)和分布函數(shù)描述其分布情況。聯(lián)系:(1)二項分布與poisson分布的聯(lián)系,當n很大,很小時,為一常數(shù)時,二項分布近似服從poisson分布(2)二項分布與正態(tài)分布的聯(lián)系,當n較大,不接近0也不接近1,特別是當和都大于5時,二項分布近似正態(tài)分布(3)poisson分布與正態(tài)分布的聯(lián)系,當時,poisson分布近似正態(tài)分布。三、計算分析題1、如何用樣本均數(shù)估計總體均數(shù)的可信區(qū)間答:用樣本均數(shù)估計總體均數(shù)有3種計算方法:(1)未知且小,按t分布的原理計算可信區(qū)間,可信區(qū)間為()(2)未知且足夠(zgu)大時,t分布逼近分布(fnb),按正態(tài)分布原理,可信區(qū)間為(3)已知

16、,按正態(tài)分布原理(yunl),可信區(qū)間為2、某市2002年測得120名11歲男孩的身高均數(shù)為146.8cm,標準差為7.6cm,同時測得120名11歲女孩的身高均數(shù)為148.1cm,標準差為7.1cm,試估計該地11歲男、女童身高的總體均數(shù),并進行評價。答:本題男、女童樣本量均為120名(大樣本),可用正態(tài)近似公式估計男、女童身高的總體均數(shù)的95%置信區(qū)間。男童的95%CI為=(145.44,148.16)女童的95%CI為=(146.83,149.37)3、按人口的1/20在某鎮(zhèn)隨機抽取312人,做血清登革熱血凝抑制抗體反應(yīng)檢驗,得陽性率為8.81%,求該鎮(zhèn)人群中登革熱血凝抑制抗體反應(yīng)陽性率

17、的95%可信區(qū)間。答: 本例中,=0.0160=1.60%np=312*0.0881=28 5,n(1-p)=284 5,因此可用正態(tài)近似法進行估計。登革熱血凝抑制抗體反應(yīng)陽性率的95%可信區(qū)間為(0.08811.96*0.016)=(0.0568,0.119)第四章 數(shù)值變量資料的假設(shè)檢驗習題一、選擇題1在樣本均數(shù)與總體均數(shù)比較的檢驗中,無效假設(shè)是(B )。A. 樣本均數(shù)與總體均數(shù)不等 B. 樣本均數(shù)與總體均數(shù)相等 C. 兩總體均數(shù)不等 D. 兩總體均數(shù)相等 E. 樣本均數(shù)等于總體均數(shù)2在進行成組設(shè)計的兩小樣本均數(shù)比較的檢驗之前時,要注意兩個前提條件。一要考察各樣本是否來自正態(tài)分布總體,二要

18、:(B)A.核對數(shù)據(jù) B.作方差齊性檢驗 C.求均數(shù)、標準差 D.求兩樣本的合并方差 E.作變量變換3兩樣本均數(shù)比較時,分別取以下檢驗水準,以(E )所取第二類錯誤最小。A. B. C. D. E. 4正態(tài)性檢驗(jinyn),按檢驗水準,認為(rnwi)總體服從正態(tài)分布。若該推斷有錯,其錯誤的概率為( D )。 A. 大于0.10 B. 小于0.10 C. 等于(dngy)0.10 D. 等于,而未知 E. 等于,而未知5關(guān)于假設(shè)檢驗,下面哪一項說法是正確的(C )。A. 單側(cè)檢驗優(yōu)于雙側(cè)檢驗 B. 若,則接受犯錯誤的可能性很小C. 采用配對檢驗還是兩樣本檢驗是由實驗設(shè)計方案決定的D. 檢驗

19、水準只能取0.05 E. 用兩樣本檢驗時,要求兩總體方差齊性6假設(shè)一組正常人的膽固醇值和血磷值均近似服從正態(tài)分布。為從不同角度來分析該兩項指標間的關(guān)系,可選用:(E)A.配對檢驗和標準差 B.變異系數(shù)和相關(guān)回歸分析C.成組檢驗和檢驗 D.變異系數(shù)和檢驗E.配對檢驗和相關(guān)回歸分析7在兩樣本均數(shù)比較的檢驗中,得到,按檢驗水準不拒絕無效假設(shè)。此時可能犯:(B)A.第類錯誤 B. 第類錯誤 C.一般錯誤 D.錯誤較嚴重E.嚴重錯誤二、簡答題1.假設(shè)檢驗中檢驗水準以及P值的意義是什么?答:為判斷拒絕或不拒絕無效假設(shè)的水準,也是允許犯型錯誤的概率。值是指從規(guī)定的總體中隨機抽樣時,獲得等于及大于(負值時為等

20、于及小于)現(xiàn)有樣本統(tǒng)計量的概率。2.t檢驗的應(yīng)用條件是什么?答 t檢驗的應(yīng)用條件:當樣本含量較小(時),要求樣本來自正態(tài)分布總體;用于成組設(shè)計的兩樣本均數(shù)比較時,要求兩樣本來自總體方差相等的總體3.比較型錯誤和型錯誤的區(qū)別和聯(lián)系。答 型錯誤拒絕了實際上成立的,型錯誤不拒絕實際上不成立的。通常,當樣本含量不變時,越小,越大;反之,越大,越小4.如何恰當?shù)貞?yīng)用單側(cè)與雙側(cè)檢驗?答 在一般情況下均采用雙側(cè)檢驗,只有在具有充足理由可以認為如果無效假設(shè)不成立,實際情況只能有一種方向的可能時才考慮采用單側(cè)檢驗。三、計算題1.調(diào)查顯示,我國農(nóng)村地區(qū)三歲男童頭圍均數(shù)為48.2cm,某醫(yī)生記錄了某鄉(xiāng)村20名三歲男

21、童頭圍,資料如下:48.29 47.03 49.10 48.12 50.04 49.85 48.97 47.96 48.19 48.25 49.06 48.56 47.85 48.37 48.21 48.72 48.88 49.11 47.86 48.61。試問該地區(qū)三歲男童頭圍是否大于一般三歲男童 。解 檢驗(jinyn)假設(shè) 這里(zhl)的水準(shuzhn)上拒絕可以認為該地區(qū)三歲男童頭圍大于一般三歲男童2. 分別從10例乳癌患者化療前和化療后1天的尿樣中測得尿白蛋白(ALb,mg/L)的數(shù)據(jù)如下,試分析化療是否對ALb的含量有影響病人編號12345678910化療前ALb含量3.31

22、1.79.46.82.03.15.33.721.817.6化療后ALb含量33.030.88.811.442.65.81.619.022.430.2解 檢驗假設(shè) 這里,查表得雙側(cè),按檢驗水準拒絕,可以認為化療對乳腺癌患者ALb的含量有影響。3.某醫(yī)生進行一項新藥臨床試驗,已知試驗組15人,心率均數(shù)為76.90,標準差為8.40;對照組16人,心率均數(shù)為73.10,標準差為6.84.試問在給予新藥治療之前,試驗組和對照組病人心率的總體均數(shù)是否相同?解 方差齊性檢驗 可認為該資料(zlio)方差齊。兩樣(lingyng)本均數(shù)比較的假設(shè)檢驗 查所以(suy)可以認為試驗組和對照組病人心率的總體均數(shù)

23、相同4.測得某市18歲男性20人的腰圍均值為76.5cm,標準差為10.6cm;女性25人的均值為69.2cm,標準差為6.5cm。根據(jù)這份數(shù)據(jù)可否認為該市18歲居民腰圍有性別差異?.解 方差齊性檢驗: 可認為該資料方差不齊。 兩樣本均數(shù)比較的假設(shè)檢驗 查所以根據(jù)這份數(shù)據(jù)可以認為該市18歲居民腰圍有性別差異5欲比較甲、乙兩地兒童血漿視黃醇平均水平,調(diào)查(dio ch)甲地312歲兒童150名,血漿視黃醇均數(shù)為1.21mol/L,標準差為0.28mol/L;乙地312歲兒童(r tng)160名,血漿視黃醇均數(shù)為0.98mol/L,標準差為0.34mol/L.試問甲乙兩地(lin d)312歲兒

24、童血漿視黃醇平均水平有無差別?解 檢驗假設(shè) 這里,0.82在這里檢驗水準尚不能拒絕,可以認為甲乙兩地312歲兒童血漿視黃醇平均水平?jīng)]有差別第五章 方差分析習題一、選擇題1完全隨機設(shè)計資料的方差分析中,必然有(C )。A. B. C. D. E. 2當組數(shù)等于2時,對于同一資料,方差分析結(jié)果與檢驗結(jié)果( D )。A. 完全等價且 B. 方差分析結(jié)果更準確 C. 檢驗結(jié)果更準確 D. 完全等價且 E. 理論上不一致3在隨機區(qū)組設(shè)計的方差分析中,若,則統(tǒng)計推論是( A )。A. 各處理組間的總體均數(shù)不全相等 B. 各處理組間的總體均數(shù)都不相等 C. 各處理組間的樣本均數(shù)都不相等 D. 處理組的各樣本

25、均數(shù)間的差別均有顯著性E. 各處理組間的總體方差不全相等4隨機區(qū)組設(shè)計方差分析的實例中有(E )。 A. 不會小于 B. 不會小于 C. 值不會小于1 D. 值不會小于1 E. 值不會是負數(shù)5完全隨機設(shè)計方差分析中的組間均方是(C )的統(tǒng)計量。A. 表示抽樣誤差大小 B. 表示某處理因素的效應(yīng)作用大小C. 表示某處理因素的效應(yīng)和隨機誤差兩者綜合影響的結(jié)果。D. 表示個數(shù)據(jù)的離散程度 E. 表示隨機因素的效應(yīng)大小6完全隨機設(shè)計資料,若滿足正態(tài)性和方差齊性。要對兩小樣本均數(shù)的差別做比較,可選擇(A )。A.完全(wnqun)隨機設(shè)計(shj)的方差分析 B. 檢驗(jinyn) C. 配對檢驗 D

26、.檢驗 E. 秩和檢驗7配對設(shè)計資料,若滿足正態(tài)性和方差齊性。要對兩樣本均數(shù)的差別做比較,可選擇(A )。A. 隨機區(qū)組設(shè)計的方差分析 B. 檢驗 C. 成組檢驗 D. 檢驗 E. 秩和檢驗8對個組進行多個樣本的方差齊性檢驗(Bartlett法),得,按檢驗,可認為(B )。A. 全不相等 B. 不全相等C. 不全相等 D. 不全相等E. 不全相等 9變量變換中的對數(shù)變換(或),適用于(C ): A. 使服從Poisson分布的計數(shù)資料正態(tài)化B. 使方差不齊的資料達到方差齊的要求C. 使服從對數(shù)正態(tài)分布的資料正態(tài)化D. 使輕度偏態(tài)的資料正態(tài)化E. 使率較小(70%)的二分類資料達到正態(tài)的要求二

27、、簡答題1、方差分析的基本思想及應(yīng)用條件答:方差分析的基本思想就是根據(jù)試驗設(shè)計的類型,將全部測量值總的離均差平方和及其自由度分解為兩個或多個部分,除隨機誤差作用外,每個部分的變異可由某個因素的作用(或某幾個因素的交互作用)加以解釋,如組間變異可有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)計推斷,從而推論各種研究因素對試驗結(jié)果有無影響。 方差分析的應(yīng)用條件:(1)各樣本是相互獨立的隨機樣本,均服從正態(tài)分布;(2)相互比較的各樣本的總體方差相等,即具有方差齊性。2、在完全隨機設(shè)計資料的方差分析與隨機區(qū)組設(shè)計資料的方差分析在試驗設(shè)計和變異分解上有什么不同?答:完全隨機設(shè)計:

28、采用完全隨機化的分組方法,將全部實驗對象分配到g個處理組(水平組),各組分別接受不同的處理。在分析時,隨機區(qū)組設(shè)計:隨機分配的次數(shù)要重復多次,每次隨機分配都對同一個區(qū)組內(nèi)的受試對象進行,且各個處理組受試對象數(shù)量相同,區(qū)組內(nèi)均衡。在分析時,3、為何(wih)多個均數(shù)的比較不能直接做兩兩比較的t檢驗?答:多個均數(shù)的比較,如果(rgu)直接做兩兩比較的t檢驗,每次比較允許犯第類錯誤(cuw)的概率都是,這樣做多次t檢驗,就增加了犯第類錯誤的概率。因此多個均數(shù)的比較應(yīng)該先做方差分析,若多個總體均數(shù)不全相等,再進一步進行多個樣本均數(shù)間的多重比較4、SNK-q檢驗和Dunnett-t檢驗都可用于均數(shù)的多重

29、比較,它們有何不同?答:SNK-q檢驗常用于探索性的研究,適用于每兩個均數(shù)的比較Duunett-t檢驗多用于證實性的研究,適用于k-1個實驗組與對照組均數(shù)的比較。三、計算題1、某課題研究四種衣料內(nèi)棉花吸附十硼氫量。每種衣料各做五次測量,所得數(shù)據(jù)如表5-1。試檢驗各種衣料棉花吸附十硼氫量有沒有差異。表5-1 各種衣料間棉花吸附十硼氫量衣料1衣料2衣料3衣料42.332.483.064.002.002.343.065.132.932.683.004.612.732.342.662.802.332.223.063.60采用完全隨機設(shè)計的方差分析,計算步驟如下:Ho:各個總體均數(shù)相等H1:各個總體均數(shù)

30、不相等或不全相等=0.05表5-1 各種衣料間棉花吸附十硼氫量衣料1衣料2衣料3衣料4合計2.332.483.064.002.002.343.065.132.932.683.004.612.732.342.662.802.332.223.063.60555520(N)2.46402.41202.96804.02802.9680()0.36710.17580.17410.90070.80990()=*=0.809902 *(20-1)=12.4629,=20-1=19=5(2.4640-2.9680)2+5(2.4120-2.9680)2+5(2.9680-2.9680)2+5(4.0280-2

31、.9680)2=8.4338,=4-1=3=12.4629-8.4338=4.0292,=20-4=16=2.8113=0.2518F=11.16 方差分析表變異來源SSMSFP總12.462919組間8.433832.811311.160.01組內(nèi)4.0292160.2518按=3,=16查F界值表,得,故P 0.05組內(nèi)6.0713590.1029按=2,=59查F界值表,得,故P 0.05。按=0.05水準尚不能拒絕Ho,故可以認為(rnwi)各組總體均數(shù)相等3、將同性別、體重相近的同一配伍組的5只大鼠,分別(fnbi)用5種方法染塵,共有6個配伍組30只大鼠,測得的各鼠全肺濕重,見下表

32、。問5種處理間的全肺濕重有無差別?表5-2. 大鼠經(jīng)5種方法(fngf)染塵后全肺濕重區(qū)組對照A組B組C組D組第1區(qū)1.43.31.91.82.0第2區(qū)1.53.61.92.32.3第3區(qū)1.54.32.12.32.4第4區(qū)1.84.12.42.52.6第5區(qū)1.54.21.81.82.6第6區(qū)1.53.31.72.42.1解:處理組間: Ho:各個處理組的總體均數(shù)相等 H1:各個處理組的總體均數(shù)不相等或不全相等 =0.05區(qū)組間: Ho:各個區(qū)組的總體均數(shù)相等 H1:各個區(qū)組的總體均數(shù)不相等或不全相等 =0.05表5-2. 大鼠經(jīng)5種方法染塵后全肺濕重區(qū)組對照A組B組C組D組第1區(qū)1.43.

33、31.91.82.052.0800第2區(qū)1.53.61.92.32.352.3200 第3區(qū)1.54.32.12.32.452.5200第4區(qū)1.84.12.42.52.652.6800第5區(qū)1.54.21.81.82.652.3800第6區(qū)1.53.31.72.42.152.20006666630(N)1.53333.80001.96672.18332.33332.3633()0.13660.45610.25030.30610.25030.82816()=19.8897,=30-1=29=17.6613, =5-1=4=1.1697, =6-1=5=19.8897-17.6613-1.169

34、7=1.0587,=(5-1)(6-1)=20方差分析結(jié)果(ji gu)變異來源SSMSFP總19.889729處理組17.661344.415383.410.01區(qū)組1.169750.23394.420.01誤差1.0587200.0529按=4,=20查F界值表,得,故P 0.01。按=0.05水準(shuzhn),拒絕,接受(jishu),可以認為5種處理間的全肺濕重不全相等。按=5,=20查F界值表,得,故P0.051與3 0.5560 3 2.47750.051與4 1.6160 47.20080.052與4 1.5640 3 6.9691 0.013與4 1.060024.7233

35、0.05,按的檢驗水準,不拒絕,尚不能認為該地新生兒染色體異常率低于一般2現(xiàn)用某種新藥治療患者400例,治愈369例,同時用傳統(tǒng)藥物治療同類患者500例,477例治愈。試問兩種藥物的治愈率是否相同?答:(1)建立(jinl)檢驗假設(shè),確定檢驗水準 : 單側(cè) (2)計算統(tǒng)計(tngj)量,做出推斷結(jié)論 本例,根據(jù)(gnj)題意(3)確定P值,做出推斷結(jié)論。,P0.05,按的檢驗水準,拒絕,接受,可以認為這兩種藥物的治愈率不同。3某醫(yī)院分別用單純化療和符合化療的方法治療兩組病情相似的淋巴腫瘤患者,兩組的緩解率如下表,問兩療法的總體緩解率是否不同?兩種療法的緩解率的比較組別效果合計緩解率(%)緩解未

36、緩解單純化療15203542.86復合化療1852378.26合計33255856.90答:(1)建立檢驗假設(shè),確定檢驗水準 : 兩法總體緩解率相同 兩法總體緩解率不同 雙側(cè) (2)計算統(tǒng)計量,做出推斷結(jié)論 本例n=58 ,最小理論頻數(shù),用四格表資料的檢驗專用公式 (3)確定P值,做出推斷結(jié)論。 ,P0.05, 在的檢驗水準下,差異有統(tǒng)計學意義,可以認為兩種治療方案的總體緩解率不同。4分別用對同一批口腔頜面部腫瘤患者定性檢測唾液和血清中癌胚抗原的含量,得到結(jié)果如下表,問這兩種方法的檢測結(jié)果有無差別?兩種方法(fngf)的檢測結(jié)果 唾液 血清合計計172340答:(1)

37、建立(jinl)檢驗假設(shè),確定檢驗水準 : 兩種方法的檢測(jin c)結(jié)果相同 兩種方法的檢測結(jié)果不同 雙側(cè) (2)計算統(tǒng)計量,做出推斷結(jié)論 本例b+c=1240,用配對四格表資料的檢驗校正公式 (3)確定P值,做出推斷結(jié)論。,P0.05, 在的檢驗水準下,差異有統(tǒng)計學意義,可以認為兩種方法的檢測結(jié)果不同。 5測得250例顱內(nèi)腫瘤患者的血清IL-8與MMP-9水平,結(jié)果如下表,問兩種檢測指標間是否存在關(guān)聯(lián)?血清IL-8與MMP-9水平MMP-9IL-8合計22502718702010805560115合計4013080250答:(1)建立檢驗假設(shè),確定檢驗水準 : 兩種檢測指標間無關(guān)聯(lián) 兩種

38、檢測指標間有關(guān)聯(lián) 雙側(cè) (2)計算統(tǒng)計量,做出推斷結(jié)論 本例為雙向無序RC表,用式 求得 (3)確定P值,做出推斷結(jié)論。,P0.05, 在的檢驗水準(shuzhn)下,差異有統(tǒng)計學意義,可以認為兩種檢測指標有關(guān)聯(lián),進一步計算Pearson列聯(lián)系數(shù),以分析其關(guān)聯(lián)密切程度。 列聯(lián)系(linx)數(shù) ,可以(ky)認為兩者關(guān)系密切。第七章 非參數(shù)檢驗習題選擇題1配對比較秩和檢驗的基本思想是:若檢驗假設(shè)成立,則對樣本來說(A )。A正秩和與負秩和的絕對值不會相差很大 B正秩和與負秩和的絕對值相等C正秩和與負秩和的絕對值相差很大 D不能得出結(jié)論E以上都不對2設(shè)配對資料的變量值為和,則配對資料的秩和檢驗是(

39、 E )。A把和的差數(shù)從小到大排序 B分別按和從小到大排序C把和綜合從小到大排序 D把和的和數(shù)從小到大排序E把和的差數(shù)的絕對值從小到大排序3下列哪項不是非參數(shù)統(tǒng)計的優(yōu)點( D )。A不受總體分布的限制 B適用于等級資料C適用于未知分布型資料 D適用于正態(tài)分布資料E適用于分布呈明顯偏態(tài)的資料4等級資料的比較宜采用(A )。A秩和檢驗 B檢驗 C檢驗 D檢驗 E檢驗5在進行成組設(shè)計兩樣本秩和檢驗時,以下檢驗假設(shè)哪種是正確的( D )。A兩樣本均數(shù)相同 B兩樣本的中位數(shù)相同C兩樣本對應(yīng)的總體均數(shù)相同 D兩樣本對應(yīng)的總體分布相同E兩樣本對應(yīng)的總體均數(shù)不同6以下檢驗方法中,不屬于非參數(shù)檢驗方法的是( E

40、 )。AFriedman檢驗 B符號檢驗 CKruskal-Wallis檢驗DWilcoxon檢驗 E檢驗7成組設(shè)計兩樣本比較的秩和檢驗中,描述不正確的是(C )。A將兩組數(shù)據(jù)統(tǒng)一由小到大編秩B遇有相同數(shù)據(jù),若在同一組,按順序編秩C遇有相同數(shù)據(jù),若不在同一組,按順序編秩D遇有相同數(shù)據(jù),若不在同一組,取其平均值E遇有相同數(shù)據(jù),若在同一組,取平均致詞二、簡答題1簡要回答進行非參數(shù)統(tǒng)計檢驗的適用條件。答:(1)資料不符合參數(shù)統(tǒng)計法的應(yīng)用條件(總體為正態(tài)分布、且方差相等)或總體分布類型未知;(2)等級資料;(3)分布呈明顯偏態(tài)又無適當?shù)淖兞哭D(zhuǎn)換方法使之滿足參數(shù)統(tǒng)計條件;(4)在資料滿足參數(shù)檢驗的要求(

41、yoqi)時,應(yīng)首選參數(shù)法,以免降低檢驗效能你學過哪些(nxi)設(shè)計的秩和檢驗,各有什么用途?答:(1)配對設(shè)計的符號秩和檢驗(Wilcoxon配對法)是推斷其差值是否來自中位數(shù)為零的總體的方法,可用于配對設(shè)計差值的比較和單一樣本與總體中位數(shù)的比較;(2)成組設(shè)計兩樣本比較的秩和檢驗(Wilcoxon兩樣本比較法)用于完全(wnqun)隨機設(shè)計的兩個樣本的比較,目的是推斷兩樣本分別代表的總體分布是否吸納共同。(3)成組設(shè)計多樣本比較的秩和檢驗(Kruskal-Wallis檢驗),用于完全隨機設(shè)計的多個樣本的比較,目的是推斷兩樣本分別代表的總體的分布有無差別。(4)隨機區(qū)組設(shè)計資料的秩和檢驗(F

42、riedman檢驗),用于配伍組設(shè)計資料的比較。3試寫出非參數(shù)統(tǒng)計方法的主要優(yōu)缺點答:優(yōu)點:(1)適用范圍廣,不受總體分布的限制;(2)對數(shù)據(jù)的要求不嚴;(3)方法簡便,易于理解和掌握。缺點:如果對符合參數(shù)檢驗的資料用了非參數(shù)檢驗,因不能充分利用資料提供的信息,會使檢驗效能低于非參數(shù)檢驗;若要使檢驗效能相同,往往需要更大的樣本含量。三、計算題1對8份血清分別用HITAH7600全自動生化分析儀(儀器一)和OLYMPUS AU640全自動生化分析儀(儀器二)測乳酸脫氫酶(LDH),結(jié)果見表7-1。問兩種儀器所得結(jié)果有無差別?表7-1 8份血清用原法和新法測血清乳酸脫氫酶(U/L)的比較編號儀器一

43、儀器二11001202121130322022541862005195190615014871651808170171解:(1)建立檢驗假設(shè),確定檢驗水準:用方法一和方法二測得乳酸脫氫酶含量的差值的總體中位數(shù)為零,即:(2)計算檢驗統(tǒng)計量值求各對的差值 見表7-4第(4)欄。編秩 見表7-4第(5)欄。求秩和并確定統(tǒng)計量。 取。(3)確定值,做出推斷結(jié)論本例中,查附表界值表,得雙側(cè);按照(nzho)檢驗水準(shuzhn),拒絕,接受(jishu)。認為用方法一和方法二測得乳酸脫氫酶含量差別有統(tǒng)計學意義。表7-4 8份血清用原法和新法測血清乳酸脫氫酶(U/L)的比較編號原法新法差值秩次(1)(

44、2)(3)(4)=(2)(3)(5)1100120-20-82121130-9-53220225-5-3.54186200-14-6519519053.56150148227165180-15-78170171-1-1 40名被動吸煙者和38名非被動吸煙者的碳氧血紅蛋白HbCO(%)含量見表7-2。問被動吸煙者的HbCO(%)含量是否高于非被動吸煙者的HbCO(%)含量?表7-2 吸煙工人和不吸煙工人的HbCO(%)含量比較含量被動吸煙者非被動吸煙者合計很低123低82331中161127偏高10414高404解:(1)建立檢驗假設(shè),確定檢驗水準:被動吸煙者的HbCO(%)與非被動吸煙者的Hb

45、CO(%)含量總體分布相同:被動吸煙者的HbCO(%)與非被動吸煙者的HbCO(%)含量總體分布不同(2)計算檢驗統(tǒng)計量值編秩求秩和并檢驗統(tǒng)計量,,,故檢驗統(tǒng)計量,因,需要用檢驗;又因等級資料的相同秩次過多,故:(3)確定(qudng)值,做出推斷(tudun)結(jié)論,按檢驗水準(shuzhn),拒絕,接受,認為被動吸煙者的HbCO(%)與非被動吸煙者的HbCO(%)含量總體分布不同表7-5 吸煙工人和不吸煙工人的HbCO(%)含量比較含量人數(shù)秩次范圍平均秩次秩和被動吸煙者非被動吸煙者合計被動吸煙者非被動吸煙者(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)=(2)(6)(8)=(3)(6)很低123

46、13224低8233143419152437中161127346147.5760522.5偏高10414627568.5685274高404767977.53100合計39407919091237.5受試者4人,每人穿四種不同的防護服時的收縮壓值如表,問四種防護服對收縮壓的影響有無顯著差別?四個受試者的收縮壓值有無顯著差別?表7-3 四種防護服與收縮壓值受試者編號防護服A防護服B防護服C防護服D1115135140135212212513512031101301361304120115120130解:關(guān)于四種防護服對收縮壓的影響:(1)建立檢驗假設(shè),確定檢驗水準:穿四種防護服后收縮壓總體分布相

47、同:4個總體分布不同或不全相同(2)計算(j sun)統(tǒng)計量值編秩求秩和并計算檢驗(jinyn)統(tǒng)計量,3)確定(qudng)值,做出推斷結(jié)論處理組數(shù),配伍組數(shù)查表,按檢驗水準不拒絕,尚不能認為不同防護服對收縮壓影響有差別。表7-5 關(guān)于四種防護服對收縮壓的影響受試者編號防護服A防護服B防護服C防護服D收縮壓秩次收縮壓秩次收縮壓秩次收縮壓秩次111511352.514041352.521222125313541201311011353136413024120211511263130469.5159.5關(guān)于四個受試者收縮壓值的差別:(1)建立檢驗假設(shè),確定檢驗水準:四個受試者的收縮壓值沒有差別:

48、四個受試者的收縮壓值不同(2)計算統(tǒng)計量值編秩求秩和并計算檢驗統(tǒng)計量(3)確定值,做出推斷結(jié)論處理組數(shù),配伍組數(shù)查表,按檢驗水準不拒絕,尚不能認為四個受試者的收縮壓值有差別。表7-6 關(guān)于四個受試者收縮壓值的差別受試者編號防護服A防護服B防護服C防護服D收縮壓秩次收縮壓秩次收縮壓秩次收縮壓秩次111521353.51404135413.5212241252135212019311011353.513631302.51041203115112611302.57.5第八章 直線回歸與相關(guān)(xinggun)習題一、選擇題1直線回歸(hugu)中,如果自變量乘以一個(y )不為0或1的常數(shù),則有(B

49、)。 A. 截距改變 B. 回歸系數(shù)改變 C. 兩者都改變 D. 兩者都不改變 E. 以上情況都有可能2如果直線相關(guān)系數(shù),則一定有(C )。A. B. C. D. E. 以上都不正確3相關(guān)系數(shù)與決定系數(shù)在含義上是有區(qū)別的,下面的幾種表述,哪一種最正確?(D )。A. 值的大小反映了兩個變量之間是否有密切的關(guān)系B. 值接近于零,表明兩變量之間沒有任何關(guān)系C. 值接近于零,表明兩變量之間有曲線關(guān)系D. 值接近于零,表明直線回歸的貢獻很小E. 值大小反映了兩個變量之間呈直線關(guān)系的密切程度和方向4不同地區(qū)水中平均碘含量與地方性甲狀腺腫患病率的資料如下:地 區(qū) 編 號1 23417碘含量(單位)10.0

50、 2.0 2.5 3.524.5患病率()40.537.739.020.0 0.0研究者欲通過碘含量來預測地方性甲狀腺腫的患病率,應(yīng)選用(B )。 A.相關(guān)分析 B.回歸分析 C.等級相關(guān)分析D.檢驗 E.檢驗5直線回歸中與的標準差相等時,以下敘述( B )正確。 A. B. C. D. E. 以上都不正確6利用直線回歸估計值所對應(yīng)值的均數(shù)可信區(qū)間時,(E )可減小區(qū)間長度。 A. 增加樣本含量 B. 令值接近其均數(shù) C. 減小剩余標準差 D. 減小可信度 E. 以上都可以7有兩組適合于作直線相關(guān)(xinggun)分析的實驗資料(按專業(yè)知識都應(yīng)取雙側(cè)檢驗),第1組資料:,;第2組資料(zlio

51、):,。在沒有詳細資料和各種( zhn)統(tǒng)計用表的條件下,可作出的結(jié)論是(A )。A.缺少作出明確統(tǒng)計推斷的依據(jù) B.因,故有顯著性意義C. 因,故有顯著性意義 D. 、都有顯著性意義E. 、都沒有顯著性意義8某監(jiān)測站同時用極譜法和碘量法測定了水中溶解氧的含量,結(jié)果如下。若擬用極譜法替代碘量法測定水中溶解氧的含量,應(yīng)選用(B )。水 樣 號12345678910極譜法(微安值)5.35.22.13.03.32.83.46.86.36.5碘量法(mg/L)5.855.800.331.962.771.582.327.797.567.98 A.相關(guān)分析 B.回歸分析 C.等級相關(guān)分析D.檢驗 E.檢

52、驗9對兩個數(shù)值變量同時進行相關(guān)和回歸分析,有統(tǒng)計學意義(),則(B)A無統(tǒng)計學意義 B有統(tǒng)計學意義C不能肯定有無統(tǒng)計學意義 D以上都不是10某醫(yī)師擬制作標準曲線,用光密度值來推測食品中亞硝酸鹽的含量,應(yīng)選用的統(tǒng)計方法是(B)A檢驗 B回歸分析 C相關(guān)分析 D檢驗11在直線回歸分析中,回歸系數(shù)的絕對值越大(D)A所繪制散點越靠近回歸線 B所繪制散點越遠離回歸線C回歸線對軸越平坦 D回歸線對軸越陡12根據(jù)觀測結(jié)果,已建立關(guān)于的回歸方程,變化1個單位,變化幾個單位?(C) A1 B2 C3 D513直線回歸系數(shù)假設(shè)檢驗,其自由度為(A) B C D E二、簡答題1詳述直線回歸分析的用途和分析步驟。答

53、:用途:定量描述兩變量之間的依存關(guān)系:對回歸系數(shù)進行假設(shè)檢驗時,若,可認為兩變量間存在直線回歸關(guān)系。利用回歸方程進行預測:把預報因子(即自變量)代入回歸方程對預報量(即因變量)進行估計,即可得到個體值的容許區(qū)間。利用回歸方程進行統(tǒng)計控制:規(guī)定值的變化,通過控制的范圍來實現(xiàn)統(tǒng)計控制的目標。分析步驟:首先控制散點圖:若提示有直線趨勢存在,可作直線回歸分析;若提示無明顯線性趨勢,則根據(jù)散點圖分布類型,選擇合適的曲線模型,經(jīng)數(shù)據(jù)變換后,化為線性回歸來解決。若出現(xiàn)一些特大特小的異常點,應(yīng)及時復核檢查。求出直線回歸方程,其中:,對回歸系數(shù)進行假設(shè)檢驗:方差分析,基本思想是將因變量的總變異分解為和,然后利用

54、檢驗來判斷回歸方程是否成立。檢驗:基本(jbn)思想是利用樣本回歸系數(shù)與總體(zngt)均數(shù)回歸系數(shù)進行比較來判斷(pndun)回歸方程是否成立,實際應(yīng)用中用的檢驗來代替的檢驗。直線回歸方程的圖示回歸方程擬合效果評價:決定系數(shù),如說明回歸能解釋,此方程較好校正決定系數(shù)直線回歸方程的區(qū)間估計:總體回歸系數(shù)的區(qū)間估計;的區(qū)間估計;個體值的容許區(qū)間2直線相關(guān)與直線回歸的聯(lián)系和區(qū)別。答:區(qū)別:(1)資料要求不同 相關(guān)要求兩個變量是雙變量正態(tài)分布;回歸要求應(yīng)變量服從正態(tài)分布,而自變量是能精確測量和嚴格控制的變量。(2)統(tǒng)計意義不同 相關(guān)反映兩變量間的伴隨關(guān)系這種關(guān)系是相互的,對等的;不一定有因果關(guān)系;回

55、歸則反映兩變量間的依存關(guān)系,有自變量與應(yīng)變量之分,一般將“因”或較易測定、變異較小者定為自變量。這種依存關(guān)系可能是因果關(guān)系或從屬關(guān)系。(3)分析目的不同 相關(guān)分析的目的是把兩變量間直線關(guān)系的密切程度及方向用一統(tǒng)計指標表示出來;回歸分析的目的則是把自變量與應(yīng)變量間的關(guān)系用函數(shù)公式定量表達出來聯(lián)系:(1)變量間關(guān)系的方向一致 對同一資料,其與的正負號一致。 (2)假設(shè)檢驗等價 對同一樣本,由于計算較復雜,實際中常以的假設(shè)檢驗代替對的檢驗。(3)與值可相互換算 。(4)相關(guān)和回歸可以相互解釋3簡述直線回歸分析的含義,寫出直線回歸分析的一般表達式,試述該方程中各個符號的名稱及意義。答:直線回歸是用直線

56、回歸方程表示兩個數(shù)量變量間依存關(guān)系的統(tǒng)計分析方法,屬雙變量分析的范疇。如果某一個變量隨著另一個變量的變化而變化,并且它們的變化在直角坐標系中呈直線趨勢,就可以用一個直線方程來定量地描述它們之間的數(shù)量依存關(guān)系,這就是直線回歸分析。一般表達式:,和分別為第個體的自變量和應(yīng)變量取值。稱為截矩,為回歸直線或其延長線與軸交點的縱坐標。稱為回歸直線的斜率。為誤差。4寫出直線回歸分析的應(yīng)用條件并進行簡要的解釋。答:線性回歸模型的前提條件是線性、獨立、正態(tài)與等方差。(1)線性是指任意給定的所對應(yīng)的應(yīng)變量的總體均數(shù)與自變量呈線性關(guān)系(2)獨立是指任意兩個觀察單位之間相互獨立。否則會使參數(shù)估計值不夠準確和精確。(

57、3)正態(tài)性是指對任意給定的值,均服從正態(tài)分布,該正態(tài)分布的均數(shù)就是回歸直線上與值相對應(yīng)的那個點的縱坐標。(4)等方差是指在自變量的取值范圍內(nèi),不論取什么值,都有相同的方差5什么是曲線擬合?它一般分為哪兩類?答:曲線擬合是指選擇適當?shù)那€類型來擬合觀測數(shù)據(jù),并用擬合的曲線方程分析兩變量(binling)間的關(guān)系。曲線擬合一般(ybn)分為兩類:曲線直線化法和直接擬合曲線方程三、計算題1某研究人員(rnyun)測定了12名健康婦女的年齡(歲)和收縮壓(),測量數(shù)據(jù)見表1, 表8-1 12名健康婦女年齡和收縮壓的測量數(shù)據(jù)(歲)594272366347554938426860()19.6016.672

58、1.2815.7319.8617.0719.9319.3315.3318.6720.1920.59,求與之間的直線回歸方程解,故所求直線回歸方程為.(2)用方差分析的方法檢驗與之間的直線關(guān)系是否存在?):,即認為健康婦女的年齡與收縮壓之間不存在直線關(guān)系 :,即認為健康婦女的年齡與收縮壓之間存在直線關(guān)系 ,。由,查表得,按的水準拒絕,接受。故可認為健康婦女的年齡與收縮壓之間存在直線關(guān)系(3)估計總體回歸系數(shù)的95%可信區(qū)間。,則總體(zngt)回歸系數(shù)的95%可信區(qū)間(q jin)為2用A、B兩種放射線分別局部(jb)照射家兔的某個部位,觀察照射不同時間放射性急性皮膚損傷程度(見表8-2)。問由

59、此而得的兩樣本回歸系數(shù)相差是否顯著?表8-2 家兔皮膚損傷程度(評分)時間(分)皮膚損傷程度A B 31.02.362.55.093.67.61210.015.21515.318.01825.027.62132.340.2解:(1)分別求出與、之間的回歸直線:,():,()(2) : :計算值:估計誤差平方和:查值表,做結(jié)論(jiln)以查表得,故,不拒絕(jju),尚不能認為(rnwi)兩樣本回歸系數(shù)相差顯著3某學校為了調(diào)查學生學習各科目之間的能力遷移問題,特抽取了15名學生的歷史與語文成績見表,請計算其相關(guān)程度并進行假設(shè)檢驗。表8-3 15名學生歷史與語文成績學生編號12345678910

60、1112131415歷史889583937678858490818073797295語文788583907580838585827580867590解:由以上數(shù)據(jù)計算得:,則相關(guān)系數(shù)。:本題,得,查界值表,得。按的水準,拒絕,接受,認為學生的歷史和語文成績存在直線相關(guān)關(guān)系。4在高血壓腦出血微創(chuàng)外科治療預后因素的研究中,調(diào)查了13例的術(shù)前GCS值與預后,見表,試作等級相關(guān)分析。表8-4 高血壓腦出血微創(chuàng)外科治療術(shù)前GIS值與預后評測編號12345678910111213術(shù)前GSC值7.011.04.06.011.014.05.05.013.012.014.06.013.0預后評測分值6.07.0

溫馨提示

  • 1. 本站所有資源如無特殊說明,都需要本地電腦安裝OFFICE2007和PDF閱讀器。圖紙軟件為CAD,CAXA,PROE,UG,SolidWorks等.壓縮文件請下載最新的WinRAR軟件解壓。
  • 2. 本站的文檔不包含任何第三方提供的附件圖紙等,如果需要附件,請聯(lián)系上傳者。文件的所有權(quán)益歸上傳用戶所有。
  • 3. 本站RAR壓縮包中若帶圖紙,網(wǎng)頁內(nèi)容里面會有圖紙預覽,若沒有圖紙預覽就沒有圖紙。
  • 4. 未經(jīng)權(quán)益所有人同意不得將文件中的內(nèi)容挪作商業(yè)或盈利用途。
  • 5. 人人文庫網(wǎng)僅提供信息存儲空間,僅對用戶上傳內(nèi)容的表現(xiàn)方式做保護處理,對用戶上傳分享的文檔內(nèi)容本身不做任何修改或編輯,并不能對任何下載內(nèi)容負責。
  • 6. 下載文件中如有侵權(quán)或不適當內(nèi)容,請與我們聯(lián)系,我們立即糾正。
  • 7. 本站不保證下載資源的準確性、安全性和完整性, 同時也不承擔用戶因使用這些下載資源對自己和他人造成任何形式的傷害或損失。

評論

0/150

提交評論