1、第一章緒論習題一、選擇題1統計工作和統計研究的全過程可分為以下步驟: （D）A .調查、錄入數據、分析資料、撰寫論文B. 實驗、錄入數據、分析資料、撰寫論文C. 調查或實驗、整理資料、分析資料D. 設計、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. 在統計學中，習慣上把（B）的事件稱為小概率事件。A. P0.10B.P0.05 或 P 0.01C. P 0.005D. P0.05E.P0.013 8A. 計數資料B. 等級資料C.計量資料D. 名義資料E.角度資料3. 某偏僻農村 144 名婦女生育情況如下： 0 胎 5 人、 1 胎 25 人、 2 胎 70 人、 3

2、胎 30 人、 4 胎 14 人。該資料的類型是（ A ）。4. 分別用兩種不同成分的培養基（A 與B）培養鼠疫桿菌，重復實驗單元數均為5 個，記錄48 小時各實驗單元上生長的活菌數如下，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，治療結果如下：治愈8 人、顯效23 人、好轉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

3、 、 AB型 641 。該資料的類型是（D）。8. 100 名18 歲男生的身高數據屬于（C）。二、問答題1舉例說明總體與樣本的概念.答：統計學家用總體這個術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 年英國全部注冊醫生作為研究總體，按照實驗設計隨機抽取的一定量的個體則組成了研究的樣本。2舉例說明同質與變異的概念答 : 同質與變異是兩個相對的概念。 對于總體來說， 同質是指該總體的共

4、同特征， 即該總體區別于其他總體的特征；變異是指該總體內部的差異，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性，其身高、體重等存在變異。3簡要闡述統計設計與統計分析的關系答：統計設計與統計分析是科學研究中兩個不可分割的重要方面。一般的，統計設計在前，然而一定的統計設計必然考慮其統計分析方法，因而統計分析又寓于統計設計之中；統計分析是在統計設計的基礎上，根據設計的不同特點，選擇相應的統計分析方法對資料進行分析第二章 第二章統計描述習題一、選擇題1描述一組偏態分布資料的變異度，以（D）指標較好。A.全距B.標準差C.變異系數D.四分位數間距E.方差2各觀察值均加（或減）同一數后（B）。

5、A.均數不變，標準差改變B.均數改變，標準差不變C.兩者均不變D.兩者均改變E.以上都不對3偏態分布宜用（C）描述其分布的集中趨勢。A.算術均數B.標準差C.中位數D.四分位數間距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.四分位數間距E.變異系數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. 算術均數B.中位數C. 幾何均數D. 眾數E.調和均數6. 測量了某地 237 人晨尿中氟含量（ mg/L ） , 結果如下：尿氟值：

6、0.2 0.6 1.0 1.4 1.8 2.2 2.6 3.0 3.4 3.8 頻數： 756730 2016196211宜用（ B ）描述該資料。A. 算術均數與標準差B.中位數與四分位數間距C.幾何均數與標準差D. 算術均數與四分位數間距E. 中位數與標準差7用均數和標準差可以全面描述（C）資料的特征。A.正偏態資料B.負偏態分布C. 正態分布D.對稱分布E.對數正態分布8比較身高和體重兩組數據變異度大小宜采用（A）。A.變異系數B.方差C.極差D.標準差E.四分位數間距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.算術平均數B.中位數C.幾何均數D. 變異系數E.標準差10

7、最小組段無下限或最大組段無上限的頻數分布資料，可用（C ）描述其集中趨勢。A. 均數B.標準差C.中位數D.四分位數間距E.幾何均數11 現有某種沙門菌食物中毒患者164 例的潛伏期資料，宜用（B ）描述該資料。A.算術均數與標準差B. 中位數與四分位數間距C.幾何均數與標準差D. 算術均數與四分位數間距E. 中位數與標準差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. 算術均數B.中位數C. 幾何均數D. 眾數E.調和均數二、分析題1請按照國際上對統計表的統一要求，修改下面有缺陷的統計表（不必加表頭）年齡21-3031-4041-5051-6061-70性別男

8、女男女男女男女男例數101481482372134922答案：年齡組性別21303140415051606170男1088221322女14143749.2某醫生在一個有5 萬人口的社區進行肺癌調查，通過隨機抽樣共調查2000人，全部調查工作在10 天內完成，調查內容包括流行病學資料和臨床實驗室檢查資料。調查結果列于表1。該醫生對表中的資料進行了統計分析，認為男性肺癌的發病率高于女性，而死亡情況則完全相反。表 1某社區不同性別人群肺癌情況性別檢查人數有病人數死亡人數死亡率（%）發病率（% ）男10506350.00.57女9503266.70.32合計20009555.60.451）該醫生所選

9、擇的統計指標正確嗎？答：否2）該醫生對指標的計算方法恰當嗎？答：否3）應該如何做適當的統計分析？表 1某社區不同性別人群肺癌情況性別檢查人數患病人數死亡人數死亡比（ ?）現患率（ ?）男1050632.8575.714女950322.1053.158合計2000952.54.531998 年國家第二次衛生服務調查資料顯示，城市婦女分娩地點分布（%）為醫院63.84 ，婦幼保健機構20.76 ，衛生院 7.63 ，其他 7.77 ；農村婦女相應的醫院20.38 ，婦幼保健機構4.66 ，衛生院16.38 ，其他 58.58。試說明用何種統計圖表達上述資料最好。答：例如，用柱狀圖表示：7063.8

10、46058.585040城市農村3020.3820.762016.38104.667.637.770醫院婦幼保健機構衛生院其他第三章抽樣分布與參數估計習題一、選擇題1（ E）分布的資料，均數等于中位數。A. 對數B.正偏態C.負偏態D.偏態E.正態2.對數正態分布的原變量X 是一種（D）分布。A. 正態B.近似正態C.負偏態D.正偏態E.對稱3.估計正常成年女性紅細胞計數的95% 醫學參考值范圍時，應用（A.）。A. ( x1.96s, x1.96s)B.(x1.96 sx , x1.96sx )C.( xlg x1.645s lg x )D.( x1.645 s)E. ( xlg x 1.6

11、45s lg x )4.估計正常成年男性尿汞含量的95% 醫學參考值范圍時，應用（E）。A. ( x1.96s, x 1.96s)B.( x1.96s x , x 1.96s x )C.( xlg x 1.645s lg x )D. ( x 1.645s)E.( xlg x1.645s lg x )5若某人群某疾病發生的陽性數X服從二項分布，則從該人群隨機抽出n 個人，陽性數 X 不少于 k 人的概率為（A）。A.P(k)P(k 1)P(n)B.P(k1) P(k2)P( n)C.P(0)P(1)P(k)D.P(0)P(1)P( k1)E.P(1)P( 2)P(k)6 Piosson 分布的標

12、準差和均數的關系是（ C）。A.B.C.=2D.=E.與無固定關系7用計數器測得某放射性物質5 分鐘內發出的脈沖數為330 個，據此可估計該放射性物質平均每分鐘脈沖計數的95% 可信區間為（ E）。A. 330 1.96 330 D.B.3302.58330C.33 1.96 3333 2.58 33E.(3301.96 330)/ 58 Piosson 分布的方差和均數分別記為2 和，當滿足條件（E ）時， Piosson分布近似正態分布。A.接近0或1B.2 較小C.較小D.接近 0.5E.2209二項分布的圖形取決于（C）的大小。A.B.nC.n 與D.E.10（ C）小，表示用該樣本均

13、數估計總體均數的可靠性大。A. CVB.SC.XD.RE.四分位數間距11 在參數未知的正態總體中隨機抽樣，X（ E）的概率為 5。A. 1.96B. 1.96C. 2.58D.tSt 0.05 / 2 , S0.05 / 2,E.X12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為74g/L，標準差為4g/L ，則其總體均數的 95% 可信區間為（B）。A.742.584 10B.741.964 10C.74 2.58 4D.744 4E.741.96413 一藥廠為了解其生產的某藥物（同一批次） 的有效成分含量是否符合國家規定的標準，隨機抽取了該藥10 片，得其樣

14、本均數與標準差；估計該批藥劑有效成分平均含量的95 可信區間時，應用（A ）。A. (XtsX , XtsX )0.05 / 2,0.05 / 2,B.( Xt0.05 / 2,t0.05 / 2,)D.C.E.( p 1.96s p , p 1.96s p )( X1.96X , X1.96)X( X1.96X , X1.96X )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 可信區間時，應用（E）。A. (XtsX , XtsX )B.0.05 / 2,0.05 /

15、2,C.(t,t)Xs Xs0.05 / 2,0.05 / 2,D.E.( p1.96s p , p1.96s p )( X1.96X , X)1.96 X( X1.96X , X1.96 X )15 在某地采用單純隨機抽樣方法抽取10 萬人，進行一年傷害死亡回顧調查，得傷害死亡數為60 人；估計該地每 10 萬人平均傷害死亡數的95 可信區間時，應用（D）。A. (Xt 0.05 / 2,sX , Xt 0.05 / 2,sX )B.(X1.96X,X1.96X )(,)D.(X1.96X,X1.96X)C.ttXs Xs0.05 / 2,0.05 / 2,E. ( p1.96sp , p1

16、.96s p )16 關于以 0 為中心的 t 分布，錯誤的是（A）。A. 相同時， t 越大， P 越大 B.t 分布是單峰分布C. 當時， tuD.t 分布以0 為中心，左右對稱E. t 分布是一簇曲線二、簡單題1、標準差與標準誤的區別與聯系(XX)2答： 標準差： S=，表示觀察值的變異程度。可用于計算變異系數，確定醫學參考值范圍，計算標準n 1SXS誤。標準差是個體差異或自然變異，不能通過統計方法來控制。標準誤：，是估計均數抽樣誤差的大小。可以用來估計總體均數的可信區間，進行假設檢驗。可以通過增大樣本量來減少標準誤n2、二項分布的應用條件答：（ 1）各觀察單位只能具有兩種相互獨立的一種

17、結果（ 2）已知發生某結果的概率為，其對立結果的概率為（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果不會影響到其他觀察單位的結果。3、正態分布、二項分布、poisson分布的區別和聯系答：區別：二項分布、 poisson 分布是離散型隨機變量的常見分布，用概率函數描述其分布情況，而正態分布是連續型隨機變量的最常見分布，用密度函數和分布函數描述其分布情況。聯系：（ 1）二項分布與poisson分布的聯系，當 n 很大，很小時，n為一常數時，二項分布B (n, ) 近似服從poisson分布 P(n)（ 2）二項分布與正態分布的聯系，當n 較大，不接近0 也不接近 1

18、，特別是當n 和 n(1)都大于 5 時，二項分布近似正態分布（ 3） poisson分布與正態分布的聯系，當20 時， poisson分布近似正態分布。三、計算分析題1、如何用樣本均數估計總體均數的可信區間答：用樣本均數估計總體均數有3 種計算方法：（ 1）未知且 n 小，按t 分布的原理計算可信區間，可信區間為（ X t 2 , SX , X t2,S ）X（ 2）未知且 n 足夠大時，t 分布逼近u 分布，按正態分布原理，可信區間為( X u,S , Xu,S )XX22)（ 3）( XuX , X已知，按正態分布原理，可信區間為uX,22 ,2、某市 2002 年測得120 名 11

19、歲男孩的身高均數為146.8cm ，標準差為7.6cm ，同時測得120 名 11 歲女孩的身高均數為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，并進行評價。答：本題男、女童樣本量均為120 名（大樣本），可用正態近似公式X u, SX 估計男、女童身高的總體均2數的 95% 置信區間。男童的95%CI 為 146.81.96* 7.6=（ 145.44 ， 148.16 ）120女童的 95%CI為 148.1 1.96*7.1， 149.37）=（146.831203、按人口的1/20在某鎮隨機抽取312 人，做血清登革熱血凝抑制抗體反應檢驗，得陽性率

20、為8.81% ，求該鎮人群中登革熱血凝抑制抗體反應陽性率的95% 可信區間。0.0881(10.0881)答 : 本例中， Sp=0.0160=1.60%312p uSnp=312*0.0881=28> 5,n(1-p)=284> 5，因此可用正態近似法p 進行估計。2,登革熱血凝抑制抗體反應陽性率的95% 可信區間為（ 0.0881 ± 1.96*0.016）=（ 0.0568 ， 0.119 ）第四章數值變量資料的假設檢驗習題一、選擇題1在樣本均數與總體均數比較的t檢驗中，無效假設是（B）。A. 樣本均數與總體均數不等B.樣本均數與總體均數相等C. 兩總體均數不等E.

21、樣本均數等于總體均數D.兩總體均數相等2在進行成組設計的兩小樣本均數比較的t 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分布總體，二要：(B)A. 核對數據B.作方差齊性檢驗C.求均數、標準差D.求兩樣本的合并方差E.作變量變換3兩樣本均數比較時，分別取以下檢驗水準，以（E）所取第二類錯誤最小。A.0.01B.0.05C.0.10D.0.20E.0.304正態性檢驗，按0.10檢驗水準，認為總體服從正態分布。若該推斷有錯，其錯誤的概率為（D ）。A. 大于 0.10B.小于 0.10C.等于 0.10D. 等于，而未知E.等于 1，而未知5關于假設檢驗，下面哪一項說法是正確的（

22、C）。A. 單側檢驗優于雙側檢驗B. 若 P ，則接受 H 0 犯錯誤的可能性很小C. 采用配對 t 檢驗還是兩樣本 t 檢驗是由實驗設計方案決定的D. 檢驗水準 只能取 0.05E. 用兩樣本 u 檢驗時，要求兩總體方差齊性6假設一組正常人的膽固醇值和血磷值均近似服從正態分布。為從不同角度來分析該兩項指標間的關系，可選用：(E)A. 配對t檢驗和標準差B.變異系數和相關回歸分析C. 成組t檢驗和F檢驗D.變異系數和u檢驗E. 配對檢驗和相關回歸分析t 檢驗中，得到 t， P0.05 ，按0.05 檢驗水準不拒絕無效假設。此時可7在兩樣本均數比較的t 0.05 / 2,能犯： (B)A. 第類

23、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H 0 的水準， 也是允許犯型錯誤的概率。P 值是指從H 0 規定的總體中隨機抽樣時，獲得等于及大于（負值時為等于及小于）現有樣本統計量的概率。2. t 檢驗的應用條件是什么？答 t 檢驗的應用條件：當樣本含量較小（ n 50 或 n 30 時），要求樣本來自正態分布總體；用于成組設計的兩樣本均數比較時，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別和聯系。答 型錯誤拒絕了實際上成立的H 0 ，型錯誤不拒絕實際上不成立的H 0

24、。通常，當樣本含量不變時，越小，越大；反之，越大，越小4. 如何恰當地應用單側與雙側檢驗？答 在一般情況下均采用雙側檢驗，只有在具有充足理由可以認為如果無效假設H 0 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檢驗。三、計算題1. 調查顯示，我國農村地區三歲男童頭圍均數為48.2cm ，某醫生記錄了某鄉村20 名三歲男童頭圍，資料如下：48.2947.0349.1048.1250.0449.8548.9747.9648.1948.2549.0648.5647.8548.3748.2148.7248.8849.1147.8648.61。試問該地區三歲男童頭圍是否大于一般三歲男童。解 檢

25、驗假設H 0 :0,H1:00.05這里 n20, X48.55,S0.70X048.5548.2120119t2.241,v nS /n0.70 /20查 t 臨界值表，單側t0.05,191.729, 得 P0.05, 在0.05的水準上拒絕H 0 , 可以認為該地區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)的數據如下, 試分析化療是否對ALb 的含量有影響病人編號12345678910化療前3.311.79.46.82.03.15.33.721.817.6ALb 含量化療后33.030.88.811.442.65.

26、81.619.022.430.2ALb 含量解 檢驗假設H 0 :d0, H 1 : d00.05這里， n 10, d120.9, d 2 3330.97,d12.09d 2(d )2 / n3330.97 (120.9) 2 /10Sdn11014.56d012.09101 9t2.653,vSd /n4.56/ 10查表得雙側t0.05,92.262, t2.262, P0.05 , 按0.05 檢驗水準拒絕H 0 , 可以認為化療對乳腺癌患者ALb 的含量有影響。3. 某醫生進行一項新藥臨床試驗，已知試驗組15 人，心率均數為 76.90 ，標準差為 8.40 ；對照組 16 人，心率

27、均數為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是否相同？解方差齊性檢驗2222H0: 12,H1 :120.05S128.40 2F S226.84 21.51,v 1 15 1 14,v 2 16 1 15查F 界值表，F2.70, 知 P0.05, 在0.05 水平上不能拒絕 H 0 , 可認為該資料方差齊。0.05(14,15)兩樣本均數比較的假設檢驗,H :H0:121120.05S22( n 22(151)8.402(161)6.84258.26(n1 1)S1)S2cn1n221516 2tX1X 276.9073.101.385

28、2Sc2 (1/ n1/ n 2 )58.26(1/15 1/16)1vn1 n 221516229查 t 臨界值表， t0.05,292.045, 知 P 0.05, 在0.05水準上尚不能拒絕 H 0 . 所以可以認為試驗組和對照組病人心率的總體均數相同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 。根據這份數據可否認為該市18 歲居民腰圍有性別差異？. 解方差齊性檢驗:H 0 :22,H1 :22221212FS110.62.66,v 120 119, v 2 25 1 240.05226

29、.52S查F 界值表，F0.05(19,24)1.94, 知 P0.05, 在0.05 水平上拒絕 H 0 , 可認為該資料方差不齊。兩樣本均數比較的假設檢驗H0:12,H1:120.05tX1X 276.569.22.7004S2S210.626.52122025n1n210.6 26.5 22222S)2025xx2v( S 130x41410.6226.522Sx 2Sn1 1n212025201251查 t 臨界值表， t0.05,302.042, 知 P0.05, 在0.05 水準上拒絕 H 0 . 所以根據這份數據可以認為該市18 歲居民腰圍有性別差異5 欲比較甲、乙兩地兒童血漿視

30、黃醇平均水平，調查甲地312 歲兒童 150 名，血漿視黃醇均數為1.21 mol/L ，標準差為 0.28 mol/L ；乙地 312歲兒童160 名，血漿視黃醇均數為0.98 mol/L ，標準差為 0.34 mol/L.試問甲乙兩地 312 歲兒童血漿視黃醇平均水平有無差別？解檢驗假設H0: 1,H :22110.05n150, X11.21,S10.281這里，160, X0.98,S0.34n222uX1X 21.210.980.822/ n12/ n20.282/1500.342/160S1S2在這里 u0.821.96,P0.05, 按0.05 檢驗水準尚不能拒絕H 0 , 可以

31、認為甲乙兩地312 歲兒童血漿視黃醇平均水平沒有差別第五章 方差分析習題一、選擇題1完全隨機設計資料的方差分析中，必然有（C）。A.SS 組間SS 組內B.MS組間MS組內C.SS SS SSMSMSMS總組間組內D.總組間組內E.組間組內2當組數等于2 時，對于同一資料，方差分析結果與t 檢驗結果（D ）。A.完全等價且Ft B.方差分析結果更準確C.t 檢驗結果更準確D.完全等價且tFE.理論上不一致3F 處F0.05(，則統計推論是（ A在隨機區組設計的方差分析中，若理1,2)）。A. 各處理組間的總體均數不全相等B. 各處理組間的總體均數都不相等C. 各處理組間的樣本均數都不相等D.

32、處理組的各樣本均數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隨機區組設計方差分析的實例中有（E）。A.SS處理不會小于SS區組B.MS 處理不會小于MS 區組C.F處理值不會小于1D.F區組值不會小于1E. F 值不會是負數5完全隨機設計方差分析中的組間均方是（C）的統計量。A. 表示抽樣誤差大小B.表示某處理因素的效應作用大小C. 表示某處理因素的效應和隨機誤差兩者綜合影響的結果。D. 表示 n 個數據的離散程度 E.表示隨機因素的效應大小6完全隨機設計資料，若滿足正態性和方差齊性。要對兩小樣本均數的差別做比較，可選擇（ A）。A. 完全隨機設計的方差分析B.u 檢驗 C.配對

33、 t 檢驗D.2 檢驗E.秩和檢驗7配對設計資料，若滿足正態性和方差齊性。要對兩樣本均數的差別做比較，可選擇（ A）。A.隨機區組設計的方差分析B.u 檢驗C.成組 t 檢驗D.2 檢驗E.秩和檢驗8對 k 個組進行多個樣本的方差齊性檢驗（Bartlett220.05 按0.05 檢驗，可認為法），得0.05, ， P（ B）。A.12 , 22, k2 全不相等B.12 , 22 , k2 不全相等C.S1,S2 , S k 不全相等D.X1, X2, X k 不全相等, , k 不全相等E.129變量變換中的對數變換（ xlg X 或 xlg( X1) ），適用于（ C）：A. 使服從 P

34、oisson 分布的計數資料正態化B. 使方差不齊的資料達到方差齊的要求C. 使服從對數正態分布的資料正態化D. 使輕度偏態的資料正態化E. 使率較小（ <30% ）的二分類資料達到正態的要求10 變量變換中的平方根變換（xX 或 xX0.5 ），適用于（A）：A. 使服從 Poisson 分布的計數資料或輕度偏態的資料正態化B. 使服從對數正態分布的資料正態化C. 使方差不齊的資料達到方差齊的要求D. 使曲線直線化E. 使率較大（ >70% ）的二分類資料達到正態的要求二、簡答題1、方差分析的基本思想及應用條件答：方差分析的基本思想就是根據試驗設計的類型，將全部測量值總的離均差平

35、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SS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 分布做出統計推斷，從而推組間論各種研究因素對試驗結果有無影響。方差分析的應用條件：（ 1）各樣本是相互獨立的隨機樣本，均服從正態分布；（ 2）相互比較的各樣本的總體方差相等，即具有方差齊性。2、在完全隨機設計資料的方差分析與隨機區組設計資料的方差分析在試驗設計和變異分解上有什么不同？答：完全隨機設計：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，SSSS組 SS總組內間隨機區組設計：隨機分配的次數要重復多次，每次隨機分配都對同一個區組內的受試對象進行，且各個處理組受試對象數量相同，區組內均衡。在分析時，SSSS處SSSS 組內總區組理3、為何多個均數的比較不能直接做兩兩比較的t 檢驗？答：多個均數的比較，如果直接做兩兩比較的t檢驗，每次比較允許犯第類錯誤的概率都是 ，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，再進一步進行多個樣本均數間的多重比較