第一章緒論（答案 4. ，稱為樣本。例如，關于吸煙與肺癌的研究以英國成年男子為總體目標，1951年英國全部醫生作為研究總體，按異是指該總體的差異，即的特異性。例如，某地同同的小學生具有同質性，其身高、體重等存在變第二章統計描述（答案 組男8女.1）2）11患數比（‰）現患率 合 0幼醫 保健機構 衛生 其幼第三章抽樣分布與參數估計（答案1.E2.D3.A4.E5.A6.C7.E8.E9.C10.C11.E12.B13.A14.E15.D((XXn1、標準差：S

誤。標準差是差異或自然變異，不能通過統計方法來控制。標準誤

SX SnSn2、二項分布的應用條件已知發生某結果的概率為，其對立結果的概率為（13、區別：二項分布、poisson分布是離散型隨量的常見分布，用概率函數描述其分布情況，而正態分布是連續型隨量的最常見分布，用密度函數和分布函數描述其分布情況。（1）poissonP(n)

B(n,n01，nn(15poisson20時，poisson未知且n小，按t分布的原理計 區間2 2（2）（2）n足夠大時，t分布近u2 22（3）已知，按正態分布原理 區間為 222男童的95%CI為146.8女童的95%CI為

120120革熱血凝抑制抗體反應陽性率的95% 3、本例中，Sp2np=312*0.0881=28>5,n(1-p)=284>5pu,Sp2第四章數值變量資料的假設檢驗（答案1. 2. 3. 4. 5. 6. 答為判斷 無效假設H0的水準，也是允許犯Ⅰ型錯誤的概率。P值是指從H0規定的總體中隨機抽答t檢驗的應用條件：①當樣本含量較?。╪50或n30時，要求樣本來自正態分布總體；②用于成組設計的答Ⅰ型錯誤 了實際上成立的H0，Ⅱ型錯誤不 越大；反之，越大，越小。答在一般情況下均采側檢驗，只有在具有充足理由可以認為如果無效假設H0不成立，實際情況只能H0:0,H1:這里n20X48.55SS 48.550.70 tX0 2.241,vnS 48.550.70 查t臨界值表，單側t005,191.729,得P0.05,在0.05H0:d0,H1:dd2(d)2/nn1這里n10dd2(d)2/nn1

H0,td

2.653,v101Sd 4.56/查表得雙側tSd 4.56/解

2.262P0.05,按0.05

H0,可以認為化療對患者ALb的含H:22,H:2 SS2FS22

15

H0H0:12,H1:1 (n1)S2(n1)S

Sc

1516S2(1/n1/nS2(1/n1/n 2

58.26(1/15vn1n22151658.26(1/15查t臨界值表，t005,292.045,知P0.05,在0.05水準上

H0. H:22,

:2

S

FS22S2

6.522.66,v120119,v2251

H0H0:12,H1:1X1XX1XSS 1

10.6210.62

6.52(S2S2 2025v 30S S

2

2 x1

n2

25 查t臨界值表，t005,302.042,知P0.05,0.05水準上拒絕H0.所以根據這份數據可以認為該市18歲居民解H0:12,H1:1n1150,X11.21,S1

n2160,X20.98,S2S2/nS2/S2/nS2/

1.210.282/1500.3421.210.282/1500.342

H0,可以認為甲乙兩地3~12歲兒童血漿視黃醇第五章方差分析（答案1.C2.D3.A4.E5.C6.A7.A8.B9.C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）SSF分布做出統計推斷，從而推論各種研究（1）（2）2g（水平組，各組分別接受不同的SS總SS組間SS組內SS總SS處理SS區組SS組內3tα，t就增加了犯第Ⅰ類錯誤的概率。因此多個均數的比較應該先做方差分析，若多個總體均數不全相等，再進一步進行多Duunett-tk-15-1X5555Xi2.9680（X2總SS2總

*=0.809902*（20-1）=12.4629，=20-

n(i

X+5（2.9680-2.9680）2+5（4.0280-2.9680）2=8.4338，組間=4-

SS

=12.4629-8.4338=4.0292，組內=20- MS組間SS組 MS組內SS組內 F=0.2518νFP總3按1=3，2=16FF0.01(2,16)7.51F11.167.51，P<0.01。α=0.05

H0H1

ni(i

X)2=0.2462，組間=3-

MS組間SS組 MS組內SS組內 F=0.1029變異來 2>按1=2，2=59FF0.05(2,59)3.93F1.203.93，故P>0.05。5-2.5ABCDnX15253545556566666Xi(X(S

X2

(XN

=19.8897，

=30-

ni(i

X)2=17.6613,

=5-

nj(Xj

X)2=1.1697,

=6-1（6-νFP總45按1=4，2=20FF0.01(4,20)5.17F83.415.17，故P<0.01。α=0.05

H0H15按1=5，2=20FF0.05(5,20)3.29F4.423.29，故P<0.05。α=0.05

H0H16

ABAB1234QP1與21與314222與332

H0,差異有統計學意義，其他兩兩比較

H0，差異無統計學第六章分類資料的假設檢驗（答案2檢驗。00答：2H2H2值也會大。00答（1）當n40且所有的T5時，用2檢驗的基本公式或四格表資料2檢驗的公式；當p時，改用Fisher (AT基本公式： 2

(adbc)2(ab)(cd)(ac)(bd當n40，但有1T52Fisher

2

((n2)2(ab)(cd)(ac)(bdc當n40，或T1Fisherc （或構成比）2R×CR×CR×C2檢驗；另一種情況是R×C雙向有序屬性相同R×C表 R×C表中的兩分類變量皆為有序且屬性相同實際上是2×2配對設計的擴展，即水平數3的試驗配伍設計。其研究目的通常是分析兩種檢驗方法的一致性，此時宜用一致性檢驗（或稱Kappa ③若研究目的為分析兩個有序分類變量間是否存性變化趨勢，宜用有序分組資料的線性趨勢檢驗。（1）H0:H1:單側本例00.01，1010.010.99，n10000(10)0(10)

0.0050.010.0050.010.99u1.589，P>0.05,按0.05（1）H0:12H1:1

H0,尚不能認為該地新生兒異常率低于一般單側p(1p)(1p(1p)(11cc

0.940.940.06(1 1u1.9773，P<0.05,按0.05（1）

H0H1H0:1H1:1

雙側本例n=58,最小理論頻數T=23259.9144，用四格表資料的2檢 公 2 (155182 352333 2(0

在（1）H0:BH1:B

雙側(10(102本例b+c=12<40,用配對四格表資料的2檢驗校正

2

10

24.083，P<0.05,在0.05（1）H0:兩種檢測指標間無關聯H1

n本例為雙向無序R×C表,用式 1)nR2 7

(31)(31)2129.8，P<0.05,在0.05

rp nn1．A2．E3．D4．A5．D6．E（1）（2）（4）（1）（2）（4）隨機區組設計資料的秩和檢驗（Friedman，用于配伍組設計資料的比較。（1）（2）（3）三 計算H0MdH1:Md計算檢驗統計量T ②編 ③求秩和并確定統計量T。T

T

取T5.5n8T5.5，查附表TP0.05；按照0.05檢驗水準，表7-48

H0，接受H1差值 秩 1- -2- -3- -4- -5 6 7- -8- -T TH1：吸煙者的HbCO(%)與非吸煙者的HbCO(%)含量總體分布不計算檢驗統計量TT11909，T21237.5n139n240，故檢驗統計量T1909，因n139，需要用u檢驗；又因等級資料的190939(791)190939(791)23940(791) C1(t3t)(N

N)

793

CucC

P0.05，按0.05檢驗水準，

H0，接受H1，認為吸煙者的HbCO(%)與非吸煙者的HbCO(%)含量吸煙 7-5吸煙 吸煙者 吸煙者吸煙者 吸煙者合圍

123224低8中4高4040——3．H0：穿四種防護服后收縮壓總體分布相H1：4個總體分布不同或不全MT6159.59.510，M(610)2(9.510)2(1510)2(9.510)24處理組數k4，配伍組數b4查表，M005(4,4)52，M41.552，P0.05，按0.05

H0表7- 收縮 秩 收縮 秩 收縮 秩 收縮 秩 H0：四個受試者的收縮壓值沒有差H1：四個受試者的收縮壓值不MT13.59107.54處理組數k4，配伍組數b4查表，M005(4,4)52，M19.552，P0.05，按0.05

H0表7- 1244242234311第八章直線回歸與相關（答案 答：用途：①定量描述兩變量之間的依存關系：對回歸系數bP，可認為兩變量間存在直線回歸關系。②利用回歸方程進行：把預報因子（即自變量X）代入回歸方程對預報量（即因變量Y）進行估計，即可得到Y值的容許區間。③利用回歸方程進行統計控制：規定Y值的變化，通過控制X的范圍來實現統計檢查。②求出直線回歸方程Y?abXb

本思想是將因變量YSS分解為SSSSF檢驗來判斷回歸方程是否成立。 (yy)說明回歸能解釋90

SSR2

值Y的容許區間（1）X（2）統計意義不同相關反映兩變量間的伴隨關系這種關系是相互的，對等的；者定為自變量。這種依存關系可能是因果關系或從屬關系（3）聯系（1r與b的正負號一致。（2）tr由于tb計算較復雜，實際中常以r的假設檢驗代替對b（3）r與b值可相互換算

b

一般表達式：YiXii，Xi和Yi分別為第i 的自變量和應變量取值。稱為截矩，為回歸直線或其延長線與y軸交點的縱坐標。稱為回歸直線的斜率。i為誤差。X所對應的應變量YXXYX值相對應的那個XX取什么值，Y三 計算

(X

X2 XY(X)(Y)12026.77631224.25 X52.58，Yb

0.149，aYbX18.690.14952.58H0：0，即認為健康婦女 H1：0，即認為健康婦女 (Y

Y2 43.469，

n1

blXYXY 34.920， ll

SS剩余SSSS回歸43.46934.9208.549v剩余n234.92034.9208.549F 40.85由v11v210P0.01，按0.05的水準

8.549Sb 0.023，t005/2,102.228，則總體回歸系數的8.5490.020.149(0.090.200)X與Y1、Y2Y~X：

1.7929X8.7，r20.9277（P0.05 Y~X：

2.0155X7.6286，r20.929（P0.05 （2）H0：12H1：12計算t值

(YY?)2(YY

(XX)(YY

(XXY Y

[(XX)(YYY Y

(XX(YY?)2(YY?S2

(n2)

S211cS211cX2X2122

tb1b21Sb1查t值表，做結以v77410

t05,100.700P0.5

H0，尚不能認為兩樣本回歸系數相差（1）X1252，Y1232，X2105288，Y2101532，XY

787.73，

lXX則相關系數rlXX（2）H0：H1：本題n15r0.7266r1r2n115得t r1r2n115查tP0.005。按0.05

H0H1求各觀察單位的兩變量的秩次之差dd的平方d2及其總和d26d

sn13d25.5s

0.985n(n2 （5）H0：sH1：s查表得，rs0001(13)0.824，故P0.001，按0.05水準 GSCdd表8- GSCddXY1660027311004459-67283-99811-5--

第九章協方差分析（答案檢驗各處理組的總體回歸系數是否相等；四、若滿足協方差分析的應用條件，則進一步比較各處理組因變量的總體修第十章實驗設計概述（答案1.B2.C3.A4.D

第十一章常用實驗設計方法（答案1.E2.A3.C4.E（1）（1.，1.2；2.，2.2；31，3.2…，立。不應該采用配對t檢驗?？蛇x取該且并過治療的患者作為對照組，以治療前后兩組的血藥濃度下降t第十二章動物實驗設計概述（答案變異來 第十三章臨床試驗設計概述（答案1、E2、C1