1、1、 某市1974年為了解該地居民發汞的基礎水平，調查了留住該第一年以上，無明顯肝、腎疾病，無汞作業接觸史的居民238人的發汞含量如下：發汞值 1.5 3.5 5.5 7.5 9.5 11.5 13.5 15.5 17.5 19.521.5（mmol/kg）:人數 20 66 60 48 18 16 6 1 0 3（1）說明此頻數分布的特征。（2）選用何種指標描述其集中趨勢和離散趨勢？（3）估計該地居民發汞值的95%參考值范圍？答：（1）偏態分布（2）選用中位數描述集中趨勢，四分位間距描述離散趨勢（3）頻數相對頻數累積頻數累積相對頻數1.5 200.08403361200.0840343.56

2、60.27731092860.3613455.5 600.252100841460.6134457.5 480.201680671940.8151269.5 180.075630252120.89075611.5 160.067226892280.95798313.5 60.025210082340.98319315.5 10.004201682350.98739517.5 002350.98739519.521.530.012605042381合計238P2.5=1.5+(238×2.5%-0)×2/20=2.095P97.5=13.5+(238×97.5%22

3、8)×2/6=14.85所以估計該地居民發汞值的95%參考值范圍（2.095，14.85）2、某市場出售一批番茄汁罐頭，罐頭內vc平均含量（mg/100g）是未知的。今從中抽取16個罐頭，經測定含量如下：16，22，21，23，21，19，15，13，23，17，20，29，18，22，16，25計算：（1）試問這批罐頭內vc平均含量及95%區間估計？（2）假如另一批罐頭vc平均含量為22mg/100g，試問這兩批罐頭vc含量是否相同？答：（1）樣本平均值20 樣本標準差4.115 16開方4 202.131×4.115/4=17.8 202.131×4.115/

4、4=22.192 (17.8, 22.192)(2) 22(17.8, 22.192) 所以含量相同3、 某藥廠為了解其生產的某藥物（同一批）之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，得其樣本均數為103.0mg，標準差2.22mg，試估計該批藥物有效成分的平均含量？答： 該批藥物有效成分的平均含量的95%可信區間為： （樣本均值-1.96標準誤，樣本均值+1.96標準誤） 即：（101.6，104.4）4、為了觀察寒冷對動物鳥中17-KS排出量的影響，實驗安排了營養正常組的大白鼠在寒冷前與寒冷后分別測定尿中17-KS排出量，請問這個實驗設計的模型是什麼？答： 這個實驗設計的

5、模型是配對設計資料的t檢驗5、男性四組人群營養實驗中胡羅卜素春、夏、秋、冬四季之比較 春 夏 秋 冬X 13373.10 13313.00 11739.20 7063.00N 137 179 135 123 97.61 74.37 86.96 57.42X2 1454669.21 1133189.22 1174964.10 481172.32（1）試檢驗四季之間胡蘿卜素存留量（毫克）有無顯著差別？（2）如有顯著差別，應如何確定？（一）1. 假設和和確定檢驗水準H0 ：四季之間胡蘿卜素存留量的總體均數相等，m1=m2=m3=m4H1 ：四季之間胡蘿卜素存留量總體均數不全相等 a=0.05檢驗統計

6、量F值SX13373.10+13313.10+11739.20+7063.0045488.30N137+179+135+123574SX24243994.85C=（SX）2/N=(45488.30)2/574=3604852.68 4243994.853604852.68639142.17 總 = N-1 = 574-1=573 （13373.10）2/137 （13313.00）2/179 （11739.20）2/135（7063.00）2/123 3604852.68117075.46 組間 = k-1 =4-1 =3SS 組內=S總- SS =522066.71組內= N-k =574-

7、4=570MS 組間 = SS 組間/組間 =117075.46/3=39025.15MS 組內 = SS 組內/組內=522066.71/570=915.91F= MS 組間/MS 組內=39025.15/915.91=42.61方差分析結果表變異來源SSMSFP總639142.17573組間117075.46339025.1542.61<0.01組內522066.71570915.91 3.確定P值和作出推斷結論 以1（組間）=3及2（組內）=570，查F界值表得P<0.01， 按a=0.05水準拒絕H0 ，接受H1，故可以認為四季之間胡蘿卜素存留量（毫克）差別有統計學意義。（

8、二）進行平均值之間的多重比較，未講 略6、 五只高血壓狗口服蘿芙木總堿（2-8mg/kg體重），其收縮壓的變化如下： 狗號 給藥前給藥期停藥后1 162 130 170 2230170212315912914041991451685162118174試分析不同用藥時間，動物間服藥后收縮壓的變化。答：做隨機區組方差分析：狗號 給藥前給藥期停藥后njiYij1162130170346222301702123612315912914034284199145168351251621181743454ni55515jYij9176928642468Yi平均182.4138.4172.8164.53jY2

9、ij17027097390151944419604提出假設檢驗：H0：i=0; H1：i0，至少有一個不等式成立。H0：j=0; H1：j0，至少有一個不等式成立。=0.05。SS總13535.73；v總14SS處理5352.53；v處理2SS區組7075.73；v區間4SS誤差1107.47；v誤差8由此，列方差分析表得方差分析表變異來源SSMSFP處理5352.5322676.26519.33246047<0.01區組7075.7341768.932512.77818812<0.01誤差1107.478138.43375總計13535.7314注：查表得F0.05（2，8）4.

10、46，F0.01（2，8）8.65。F0.05（4，8）3.84，F0.01（4，8）7.01統計學結論：（1） 處理因素在=0.05水平上拒絕H0，接受H1。 （2） 區組因素在=0.05水平上拒絕H0，接受H1。因此，不同用藥時間，收縮壓差別極顯著；而不同的狗，收縮壓差別也極顯著7、 每組6只動物（羊）給某種激素再不同時間抽血，觀察其血漿磷脂含量變化 對照 給雌激素合計上午 下午 上午 下午 8.53 39.14 17.53 32.00 20.53 26.20 21.07 23.80 14.00 31.33 20.80 28.87 10.80 45.80 20.07 25.06 40.20

11、 29.33 27.52說明：因原題目中數據不全，每組只按數據齊全的前4只進行計算；此外，原題目未說明希望分析的問題，故應用方差分析和t檢驗分析該問題。1 方差分析A給予雌激素iB時間jTiSi1上午2下午1否（對照）8.5339.1420.5326.2014.0031.3310.8045.80196.336104.4703 53.86142.472是17.5332.0021.0723.8020.8028.8720.0725.0679.47109.73189.204638.6112 ni8816Tj133.33252.20385.53Sj2393.5725 8349.5090 10743.08

12、15 應用方差分析前，先做方差齊性檢驗：S112=20.414, S122=74.388, S212=2.607, S222=13.917。方差不齊，不能應用方差分析。若此題方差齊，應用方差分析過程應為：(1) 給予雌激素的假設：H0：i=0; H1：i0，至少有一個不等式成立。=0.05。(2) 測量時間的假設：H0：j=0; H1：j0，至少有一個不等式成立。=0.05。(3) 交互作用的假設：H0：()ij=0; H1：()ij0，至少對一種(ij)組合成立。=0.05。SS總=10743.0815-385.532/16=1453.495 總=16-1=15SSA=(196.332+18

13、9.202)/(2×4)- 385.532/16=3.177A=2-1=1SSB=(133.332+252.202) /(2×4) - 385.532/16=883.130B=2-1=1SSAB=(53.862+142.472+79.472+109.732)/4-(196.332+189.202)/(2×4)-(133.332+252.202) /(2×4)+385.532/16= 212.7952AB=(2-1)×(2-1)=1SS誤差=SS總- SSA - SSB- SSAB =354.393 誤差=總-A-B-AB =12方差分析表變異來

14、源SSMSFPA雌激素3.17713.1770.108（4.75）>0.05B測量時間883.1301883.13029.903（4.75）<0.05A*B交互212.79521212.7957.205（4.75）<0.05誤差354.3931229.533總計1453.49515統計學結論：（1） 接受H0：i=0的無效假設;拒絕 H1：i0，至少有一個不等式成立。（2） 拒絕H0：j=0的無效假設; 接受H1：j0，至少有一個不等式成立。（3） 拒絕H0：()ij=0的無效假設; 接受H1：()ij0，至少對一種(ij)組合成立。尚不能認為使用雌激素對該激素水平具有影響；

15、下午該激素水平高于上午；雌激素的使用與測量時間之間存在交互作用。2 t檢驗（給予雌激素是否使該種激素上下午波動幅度減小）對照組給予雌激素上午下午d上午下午d18.5339.1430.61117.5332.0014.47220.5326.205.67221.0723.802.73314.0031.3317.33320.8028.878.07410.8045.8035.00420.0725.064.99n1=4, d1=22.1525, Sd12=177.17n2=4, d2=7.5650, Sd22=25.98方差齊性檢驗：F=Sd12/Sd22=6.82, 1=4-1=3, 2=4-1=3。F

16、<F0.05(3,3)=15.44, P>0.05, 方差齊。H0：d1=d2; H1：d1>d2。=0.05。Sc2=(4-1)× 177.17+(4-1)×25.98/(4+4-2)= 101.575t=(22.1525-7.5650)/ 101.575×(1/4+1/4)0.5=2.047=4+4-2=6t>1.943=t0.05(6)拒絕H0：d1=d2的無效假設; 接受H1：d1>d2。給予雌激素可以使該種激素上下午波動幅度減小說明：若分析雌激素是否對該種激素上下午波動幅度有影響，H1：d1d2，則應為雙側檢驗，t<2

17、.447= t0.05(6)，接受H0：d1=d2的無效假設; 拒絕H1：d1>d2，尚不能認為雌激素對該種激素上下午波動幅度有影響。8、標準差和標準誤有何區別和聯系？ 標準差是反映數據變異程度的指標，其大小受每一個觀察值的影響，變異程度大，標準差也大.常用于描述對稱分布，尤其是正態分布資料的離散程度。可以反映樣本均數的代表性. 標準誤是樣本均數的標準差，反映了樣本均數與總體均數之間的離散程度，即樣本均數變異程度的指標，常用來表示抽樣誤差的大小。標準誤大反映樣本均數抽樣誤差大，其對總體均數的代表性差。標準誤小，樣本均數抽樣誤差就小，其對總體均數的代表性就好。標準差隨著樣本量的增多，逐漸趨

18、于穩定，如同地區、同年齡、同性別兒童的身高、體重的標準差，當樣本含量達到約200以上時，基本趨于穩定。 標準誤隨著樣本量的增多而減小，如均數的標準誤，當標準差不變時，與樣本量的平方根呈反比。9、可信區間和參考值范圍有何不同？可信區間是從總體中作隨機抽樣，每個樣本可以算出一個可信區間，如95%可信區間，意味著100次抽樣， 95個可信區間包括總體均數（估計正確），只有5個可信區間不包括總體均數（估計錯誤）。 參考值范圍是指同質總體中大多數個體變量值的分布范圍。95%參考值范圍指同質總體中95%的個體值分布在此范圍內。它與標準差有關，各個體值變異越大，該范圍越寬，分布也越分散。 10、假設檢驗和區

19、間估計的異同之處有哪些？同：兩者都是對總體特征進行推斷的方法。區間估計用以說明參數量的大小，如推斷總體均數所在的范圍，而假設經驗用于推論質的差別，如推斷總體均數是否不同。異：可信區間不僅可回答假設檢驗的問題，而且可以比假設檢驗提供更多的信息，可信區間在解決假設檢驗問題基礎上，還可獲得是否有專業意義的信息。11、假設檢驗時，一般當P<0.05則拒絕H0，理論依據是什么？假設檢驗時，先提出無效假設H0，然后在假設成立的前提下看實際抽到的樣本是否屬小概率事件（如果當一個事件發生的概率很小時，那么在一次試驗時這個事件時“不會發生的”，一旦發生了，稱其為小概率事件。統計學中，將P<0.05稱

20、為小概率事件。）。若屬小概率事件，則拒絕該假設；若不屬于小概率事件，則不拒絕該假設。得出的結論是概率性的，不是絕對的肯定或者否定。犯一類錯誤（拒絕了正確的無效假設）的概率是0.05。12第一類錯誤和第二類錯誤有何區別和聯系？ 兩類錯誤的區別： 錯誤類型第一類錯誤第二類錯誤意義拒絕了正確的無效假設H0 即無效假設原本是正確的，但由于偶然因素的影響，隨機抽樣時，得到一個較大的檢驗統計量t 值，故t值大于了 ta,n，只能拒絕無效假設，錯誤地得出有差別的結論。接受了錯誤的無效假設H0即無效假設原本是不正確的，但所算得的統計量t 沒有超過ta,n水平從而接受了無效假設，錯誤地得出了無差別的結論。假陽性

21、錯誤假陰性錯誤相應概率a，即檢驗水準，一般取a = 0.05或0.01。應按所犯第一類錯誤的危害性，緊密結合分析問題的具體情況，事先選定a 的取值。，我們稱（1-）為檢驗效能，值的大小一般未知，只有在不同總體特征已知的基礎上，按預定的a和n才能做出估算。的取值，實際上也應根據第二類錯誤的危害性事先確定。通常檢驗效能應該達到0.8左右。兩類錯誤的聯系： 在樣本量固定的情況下，減小a 會引起增大；減小會引起 a 增大。若要同時減小 a 和，只有增大樣本含量。所以樣本含量應盡可能大一些，同時正確的實驗設計與嚴格規定實驗操作方法，能夠減少抽樣誤差，提高檢驗效果。 13某地某年人口數58723人，腦卒中

22、發病81人，腦卒中死亡45人，該地當年各種疾病死亡372人，試問上述數字能計算多少個有意義的相對數？并說明都是些什么相對數？ 能算出五個有意義的相對數：強度相對數： 該地當年的腦卒中發病率：（81/58723）*1000 = 1.38 該地當年的腦卒中死亡率：（45/58723）*萬分之萬 = 萬分之7.66 該地當年的腦卒中病死率：（45/81）*100% = 55.6% 該地當年的疾病總死亡率：（372/58723）*1000 = 6.33結構相對數： 該地當年內腦卒中死亡人數占疾病總死亡人數的比例（構成比）：（45/372）*100% = 12.1% 相對數有三類： 率 構成比 相對比1

23、率（rate）： 某現象實際發生數于可能發生某現象的總數之比，用以反映某現象發生的頻率或強度，又稱為頻率指標，具有概率意義。 計算公式為： 依據習慣選定，或使得所計算得的率保留一到兩位整數。常用的率包括發病率、患病率、死亡率、病死率等。（1）發病率：表示在觀察期內，可能發生某種疾病的一定人群中新發生該病的頻率。 某病發病率= ×K在通常情況下，發病率的分母泛指一般平均人口數。 意義：發病率是反映某病在人群中發生頻率大小的指標，常用于衡量疾病的發生，研究疾病發生的因果關系和評價預防措施的效果。 （2）患病率：表示在某時點檢查時可能發生某病的一定人群中患有某病的頻率。 其中某病病例數包括

24、新病例和舊病例，凡患該病的一律統計在內。同一人不應同時成為同一疾病的兩個病例。 意義： 這一指標最適用于病程較長的疾病的統計研究，用于衡量疾病的存在，反映某病在一定人群中的流行規模或水平，估計醫療設施的需求量。 （3）反映疾病防治效果的指標治愈率有效率某病病死率=2. 構成比 說明某事物內部各組成部分所占的比重或比例。常以百分數表示，計算公式為：3相對比，比較兩個指標時用以反映兩個有關指標間數量上的比值，如A指標是B指標的若干倍，或A指標是B指標的百分之幾，通常用倍數或分數表示。 計算公式為：相對比 相互比較的兩個指標可以是相同性質的指標，也可以是性質不同的指標；兩變量可以為數值變量、分類變量

25、，可以是絕對數、相對數、平均數等。 不能以比代率因為構成比說明的是事物內部各部分所占的比重或分布，不能說明某現象發生的強度和頻率大小。只有頻率指標：率才能說明事物的嚴重程度。（如真正答題時，自己最好舉一個例子來說明，書34頁）20、下表為變性卵蛋白在38oC與25oC時之凝固百分數：時間（分鐘） 3 6 9 12 15 1838oC 12 30 44 53 66 81.525oC 7.2 18.4 30 40 49 58試求出兩個時間推算凝固百分數之回歸方程式，并檢驗兩個回歸系數間差別的顯著性。(by milanlan,老師說不要求第二問)解：n=6,Xi=63,Xi=10.5,Xi2=819

26、 Yi1=286.5,Yi1=47.75,Yi12=16787.25,XiYi1= 3705 Yi2=202.6,Yi2=33.77,Yi22=8655.4,XiYi2= 2661lxy1= XiYi1-(Xi)(Yi1)/n=3705-63×286.5/6=696.75lxy2= XiYi2-(Xi)(Yi2)/n=2661-63×202.6/6=533.7lxx=Xi2-(Xi)2/n=819-632/6=157.5lyy1=Yi12-(Yi1)22/6=3106.875lyy2=Yi22-(Yi2)22/6=1814.273b1= lxy1/lxx=696.75/15

27、7.5=4.424, a1= Yi1-b1× Xi×10.5=1.298即38oC時Y=1.298+4.424Xb2= lxy2/lxx=3.389, a2×10.5=-1.8145即25oC時Y=-1.8145+3.389X21、.測定小鼠腎上腺中抗壞血酸含量時測半個腺和整個腺體所得數據如下： 半個 371 592 464 519 470 528 580 420 563 整個 381 627 485 546 500 546 595 569 595解釋：這道題老師上課說了，用直線回歸，因為如果以半個腺的抗壞血酸含量為自變量x，以整個腺的抗壞血酸含量為應變量Y，若能

28、找到兩者之間的線性關系則可以在以后的試驗中由半個腺的測量值來預測該測量值對應的整個腺的Y值。計算：1 畫散點圖，看兩者之間是否存在直線關系。表一半個（x）371592464519470528580420563整個（y）381627485546500546595569595對應擬和直線圖表二，因為第八組數據離直線太遠，故舍去。半個（x）371592464519470528580563整個（y）381627485546500546595595對應擬和直線圖2 求出方程（計算回歸系數b和截距a）。注意因為從以上作圖可知舍去了第八組數據，所以計算時也不予考慮。老師上課講過異常值應該舍，但沒有講如何檢驗

29、異常值。本人在北大時好像學過，但已經忘記，且覺得不必要，大家誰要是覺得必要，請看以前的統計書，如果有人會，請上傳21題補丁，謝謝了！半個（x）整個（y）371381592627464485519546470500528546580595563595Xi4087Yi4275X平均510.875Y平均534.375Xi2 2125815Yi2 2327797Xi*Yi2224322因為公式比較繁，大家參照課本180頁自己計算：Lxy40331.375Lxx37868.875Lyy43343.875b40331.375/37868.8751.065a534.3751.065*510.8759.707

30、回歸方程為：y9.7071.065x（注意書上的寫法，這里因為本人能力不能寫出）。3 對總體的回歸系數進行假設檢驗。使用方差分析：建立假設檢驗：H0：0，即半個腺和整個腺的抗壞血酸含量有關 H1：0， 無關計算統計量F值dfSSMSFP回歸分析14295442954661.0495<0.01殘差6389.87164.97849總計743343.88根據上表P值，認為不能拒絕H0 22、相關系數和回歸系數的聯系和區別？區別：在資料要求上：回歸要求因變量Y服從正態分布；x是可以精確測量和嚴格控制的變量，一般稱為一型回歸。相關要求兩個變量x、y服從雙變量正態分布。這種資料若進行回歸分析稱為II

31、型回歸。 在應用上：說明兩變量間依存變化的數量關系用回歸，說明變量間的相關關系用相關。聯系：1、 對同一組數據同時計算r和b，它們的正負號是一致的。r 為正號說明兩變量間的相互關系是同向變化的。b為正, 說明X增（減）一個單位，Y平均增（減）b個單位。2、 r 和 b 的假設檢驗是等價的，即對同一樣本，兩者的t值相等。由于r的假設檢驗可直接查表， 而b的假設檢驗計算較繁。故在實際應用中常以前法代替后法。3、 r與b值可相互換算4、 用回歸解釋相關 相關系數的平方r2 稱為決定系數（coefficient of determination）： 此式說明當SS總不變時，回歸平方和的大小取決于r2。

32、回歸平方和是由于引入了相關變量而使總平方和減小的部分。回歸平方和越接近總平方和，則r2 越接近1，說明引入相關的效果越好。例如r=0.20, n=100 時，可按檢驗水準0.05拒絕H0, 接受H1 ，認為兩變量有相關關系。但 r2 = (0.20)2 =0.04, 表示回歸平方和在總平和中僅占4%，說明兩變量間的相關關系實際意義不大。23、剩余標準差的意義和用途？SSY。X為剩余標準差,是指將X固定為某一確定值以后，Y的標準差。Sy.x 越小，說明用回歸方程所作的估計的誤差越小。剩余標準差 Sy.x 可由下式求得：式中Sy為變量Y的標準差，r為相關系數，n為樣本例數。它直接反映觀察值y對估計

33、值的平均離差。就回歸直線來說，其平均離差值愈小，則所有觀察點平均地愈靠近回歸線，即關系程度愈密切；而當其平均離差值愈大，則所有觀察點平均地離回歸線愈遠，即關系愈不密切?？梢娺@個指標是從另一側反映關系密切程度的。它是以回歸直線為中心反映各觀察值與估計值平均數之間離差程度的大小，從另一方面看，也就是反映著估計值平均數的代表性的可靠程度。用途：回歸系數的t檢驗，uy的區間估計，個體Y值的容許區間24、擬做動物實驗，設實驗和對照組的差別1-2=1.5克，標準差為2.5克，顯著性水平為0.05，實驗的成功率為90%，試求出所需動物數？解：見書P343。本題屬于兩樣本均數比較，所需樣本量的計算公式是：N1

34、=N2=2×(t/2+t)S/2N1=N2=2×(1.96+1.282) ×2.5/1.52=58.4,取整59。實驗組合對照組各需59只動物，總共需118只。25、用中藥治療慢性腎炎的近控率為30%，現試驗新藥的療效，要求新藥的近控率達到50%，才能推廣使用，a=0.05，成功率為0.90，問每組需多少人？解：見書P343。本題屬于兩組樣本率比較，本題采用單側檢驗（個人認為如此，大家說呢？），所以公式為：N1=N2=0.5×(u+u)/（sin-1p1-sin-1p2）2N1=N2=0.5×(1.645+1.282)/（sin-10.3-si

35、n-10.5）2=101.2，取整102。舊藥和新藥各需102人。26、欲了解某地菜農鉤蟲感染率是否高于糧農，估計兩總體率約20%及10%，今指定a=0.05， b=0.10，問需查多少人？兩樣本率的比較 雙側檢驗：p1=0.2，p2=0.1，雙側u0.05/2=1.96，單側u0.1=1.282按照p343公式26-2計算可得：n1=n2=261.0每組需要262例，兩組共需524例。27、幾種基本的抽樣方法的優缺點和適用場合是什么？老師的ppt上提到的是單純隨機抽樣、系統抽樣和整群抽樣我查到的是四種：簡單隨機抽樣、系統抽樣、分層抽樣和整群抽樣（分層抽樣很重要啊老師應該是忘了講吧）（另注：這

36、幾種方法都屬于概率抽樣，另外還有非概率抽樣，應該不會考）概率抽樣的原則：（隨機性原則）總體中的每一個樣本被選中的概率相等。概率抽樣之所以能夠保證樣本對總體的代表性，其原理就在于它能夠很好的按總體內在結構中所蘊含的各種隨機事件的概率來構成樣本，使樣本成為總體的縮影。簡單隨機抽樣：按照等概率的原則，直接從含有N個元素的總體中抽取n個元素組成的樣本（N>n）。（隨機數表）系統抽樣（等距抽樣或機械抽樣）：把總體的單位進行排序，再計算出抽樣距離，然后按照這一固定的抽樣距離抽取樣本。第一個樣本采用簡單隨機抽樣的辦法抽取。K（抽樣距離）=N（總體規模）/n（樣本規模）前提條件：總體中個體的排列對于研究

37、的變量來說，應是隨機的，即不存在某種與研究變量相關的規則分布?？梢栽谡{查允許的條件下，從不同的樣本開始抽樣，對比幾次樣本的特點。如果有明顯差別，說明樣本在總體中的分布承某種循環性規律，且這種循環和抽樣距離重合。分層抽樣（類型抽樣）：先將總體中的所有單位按照某種特征或標志（性別、年齡等）劃分成若干類型或層次，然后再在各個類型或層次中采用簡單隨機抽樣或系用抽樣的辦法抽取一個子樣本，最后，將這些子樣本合起來構成總體的樣本。分層抽樣是把異質性較強的總體分成一個個同質性較強的子總體，再抽取不同的子總體中的樣本分別代表該子總體，所有的樣本進而代表總體。整群抽樣：抽樣的單位不是單個的個體，而是成群的個體。它

38、是從總體中隨機抽取一些小的群體，然后由所抽出的若干個小群體內的所有元素構成調查的樣本。對小群體的抽取可采用簡單隨機抽樣、系統抽樣和分層抽樣的方法。一般來說，類別相對較多、每一類中個體相對較少的做法效果較好。#分層抽樣與整群抽樣的區別：分層抽樣要求各子群體之間的差異較大，而子群體內部差異較小；整群抽樣要求各子群體之間的差異較小，而子群體內部的差異性很大。換句話說，分層抽樣是用代表不同子群體的子樣本來代表總體中的群體分布；整群抽樣是用子群體代表總體，再通過子群體內部樣本的分布來反映總體樣本的分布。列表比較：類別 共同點 各自特點 相互聯系 優點缺點適用范圍 簡單隨機抽樣 抽樣過程中各個個體被抽到的

39、概率相等 從總體中逐個抽取，采取隨機數表等方法方法簡便工作量大，不能將變異分離總體容量較少 系統抽樣 將總體均分成幾部分，按預先定出的規則再部分抽取 每一部分進行抽樣時，采用的是簡單隨機抽樣 比簡單隨機抽樣更簡便易行不適用于總體內部存在某種與研究變量相關的規則分布，同上總體容量較多 分層抽樣 將總體分成幾部分，每一部分按比例抽取 每層抽樣時采用簡單隨機抽樣或系統抽樣 對于異質性較強的總體可以將變異劃分的很細（這個不知道啊，可能是分層具體方法較為復雜？）總體由差異明顯的若干部分組成 整群抽樣從總體中隨機抽取一些小的群體構成調查的樣本對小群體的抽取可采用簡單隨機抽樣、系統抽樣和分層抽樣的方法簡便易

40、行、節省費用，特別是在總體抽樣框難以確定的情況下非常適合樣本分布比較集中、代表性相對較差總體容量較多，總體的抽樣框難以確定28、實驗為什么要設對照組？如何設對照組？正確的設立對照，才能平衡非處理因素對實驗結果的影響，從而把處理因素的效應充分顯露出來，設立對照是控制各種混雜因素的基本措施。設立對照組的意義在于使實驗組和對照組內的非處理因素的基本一致，即均衡可比。設立對照時應使對照組與實驗組的非實驗因素均衡一致，也就是在設立對照時除給予處理單因素不同外，其他對實驗效應應有影響的因素（即非處理因素）盡量均衡一致，才能顯示“對照”的作用。即設立對照組應滿足均衡性要求，做到：1、組間除干預措施外，其他影

41、響結果的非處理因素等盡可能相同。 2、對所研究疾病的易感度及發病機會相等。 3、檢測和觀察方法及診斷標準必須一致。常用的實驗對照有：空白對照 對照組不施加任何處理因素。實驗對照 對照組不施加處理因素，但施加某種實驗因素標準對照 不設立專門的對照組，而是用現有標準值或正常值做對照。自身對照 對照與實驗在同一受試者身上進行，如用藥前后作為對比。一般情況下還要求設立平行對照組。相互對照 這種對照不設立對照組，而是兩個或幾個試驗組相互對照。配對對照 把研究對象條件相同的兩個配成一對，分別給不同的處理因素，對比兩者之間的不同效應。配對對照常用于動物實驗，臨床試驗也可采用，但嚴格地說，很難找到相同或十分相

42、似的對子。29、有刊物報道, 某廠調查紡織女工子宮下垂者為132人, 其中115人為 站立工作者, 占87.12%; 坐著工作的有17人, 占12.88%。結論為“ 站立工作是子宮下垂的患病因素”。問此項資料是否支持該項結論？為什么？不支持。因為題目中給的數據為構成比。分析時常見的錯誤是以構成比代替率來說明問題。構成比說明事物內部各部分所占的比重或分布，不能說明某現象發生的強度或頻率大小。30、要分析 的關系，不能用方差分析法。 A 母親年齡與出生體重 B 籍貫與血紅蛋白含量 C 性別與尿液比重 D 職業與血型31、實驗設計的基本原則是 。 A 收集、整理、分析 B 對照、重復、隨機 C 設計

43、、計算、重復 D 設計、隨機、對照、 32、對兩地某病發病情況進行調查資料對比分析時，可采用 。 A 兩地某病的各自總發病率比較 B 兩地某病的各年齡段發病率比較 C 兩地某病的標化率比較 D 兩地某病的發病率進行顯著性檢驗。33、顯著性檢驗中，P0.05 表示。 A 第一類錯誤的概率小于0.05 B 假陰性的概率小于0.05 C 第二類錯誤的概率小于0.05 D 以上都對34、9例肝硬化患者治療后存活天數分別為：128，215，79，243，784，65，49, 162，215 反映本組資料的平均水平的取值應為162。（中位數）35、變異系數適用于下列哪些場合：A 反映幾組具有不同量綱的計量

44、資料的變異度大小B 反映定量與定性資料的變異度大小C 反映幾組算術均值相差懸殊的計量資料的變異度大小 D 反映幾組有缺失值數據的計量資料的變異度大小36、 人在進行數據處理時，誤用了配對資料的t檢驗分析本屬于成組設計的計量資料。在通常情況下，這意味著：A 增大了犯I類錯誤的機會 B 增大了犯II類錯誤的機會C 增大了犯III類錯誤的機會 D 增大了犯IV類錯誤的機會37、 好的實驗設計，能減少人力、物力，提高實驗效率，還有助于消除和減少：A 系統誤差 B 隨機誤差C 抽樣誤差 D 責任事故38、試驗設計中必須涉及的項目為要素，試驗設計的要素有：A 試驗要素 B 試驗單位C 試驗計劃 D 試驗效

45、應39、已知A藥對某病有效，現發現一種增效劑B，可提高A藥的療效，想通過臨床試驗了解A+B的療效是否顯著地優于單用A藥的療效，應選用：A t檢驗 B X2 檢驗C 雙側檢驗 D 單側檢驗用均數和標準差可全面描述正態分布資料的特征。40、用最小二乘法確定直線回歸方程的原則是各觀察點距直線的縱向距離的平方和最小。41、研究某藥物治療糖尿病的療效臨床觀察了200名糖尿病人的血糖情況，其研究總體是糖尿病病人的血糖值。42、某年某單位報告了果膠除鉛的療效觀察，30名鉛中毒工人住院治療，治療前測得尿鉛的均數為0.116mg/l , 血鉛的均數為0.181mg/dl ；用果膠20天后再測尿鉛均數降為0.08

46、7mg/l , 血鉛均數降為0.073mg/dl，說明果膠有較好的作用， 你如何評價？這道題主要的問題是沒有設計對照。應該同時隨機抽取若干個鉛中毒的住院病人，與服用果膠的試驗組構成對照，分別測量不服用果膠20天前后的血鉛、尿鉛的變化量；再用完全隨機設計兩總體的t檢驗進行顯著性分析。43、例已確診為腸憩室的患者，被隨機分為兩組，分別給予甲乙兩種飲食，觀察食物排除時間（小時），試問兩種食物對腸蠕動效果有無差別？問可用那一種檢驗方法：甲組 76 75 44 55 51 66 69 68 52 60 71 62 70 75乙組 97 74 79 83 95 101 98 95 52 64 68 88 83n1=1