醫學統計學復習重點統計設計：調查設計、實驗設計第一章緒論.基本概念：總體一一根據研究目的確定，所有同質觀察單位某種觀察值的全體。樣本——總體中抽取的一部分具有代表性的個體組成的集合。參數——刻畫總體特征的統計指標。一般用希臘字母表示、、n統計量——刻畫樣本特征的統計指標。抽取的樣本不同，統計量會變化；一般用拉丁字母或英文字母表示《、S、p 總體 隨機抽樣 統計推斷 樣本 抽樣誤差：個體變異所致，抽樣研究中樣本信息與總體特征間的差異。抽樣誤差是不可避免的。屬于隨機誤差，無方向性，重復抽樣可以呈現一定的規律性。變量和數據類型「定M變量quantitativevariable定小資料

丁連續型變此年齡、血壓）\離戰型變量：家庭人U數I定性—（分類變量）qualitative.categoricalvariubl匚「無序（一義）變量Ftufitnativevariable計,一一料二項分類；男性，■女性陰性陰性咨暝分類：由矍疾福分.類、行序（―一）變#;ordinalvanable 冷.熨fI

調查研究的分類：按調查涉及的對象劃分：全面調查（普查）、抽樣調查、典型調查注意：收集的資料要有可比性*隨機抽樣方法（做統計推斷有意義）：單純隨機抽樣、系統抽樣、分層抽樣、整群抽樣非隨機抽樣方法（不能做統計推斷，可能有偏差）：偶遇抽樣、判斷抽樣、滾雪球抽樣等.實驗研究特點：與調查研究最本質的區別：根據研究目的主動施加干預措施實驗設計的三個基本要素：受試對象、處理因素、實驗效應實驗設計的基本原則：對照原則、隨機化原則、重復原則第四章定量資料的統計描述第五章定性資料的統計描述.定量資料（1）定量資料——*頻數分布表、直方圖、箱式圖一一判斷分布類型集中位置離散趨勢（變異程度）*對稱分布（正態分布）X±S均數X標準差S*偏態分布M(Pjj中位數M二P50四分位數間距q=p25~P75對數正態分布幾何均數G對數標準差SlgX（2）描述離散趨勢的統計指標：極差R二最大值-最小值、四分位數間距Q：常用于描述*偏態分布資料的離散趨勢、一端或兩端無確切值的資料、分布不明確資料

■根據資料的分布類型選用適當的平均數a均數;正態分布資料工幾何均數，對數正態分布貴料法中位數’理論上可用于任何分布資料?但當資料適合計算均數或兀何均數時，不宜用中位數.《偏態分布、分布不叼資料、有不瞞(3) 定佗歸-I(4)正態分布及其應用：**制定醫學參考值范圍步驟：判斷分布類型——正態分布——*雙側95%參考值范圍：X土、單側95%參考值范圍：下限為X、上限為X+偏態分布——*雙側95%參考值范圍：(百分位數法)?單側95%參考值范圍：下限為P5、上限為P952.定性資料*率：指某現象實際發生數與某時間點或某時間段可能發生該現象的觀察單位總數之比。用以說明該現象發生的頻率或強度。某事物或現象發生的實際數某事物理現象發生的所有可能效X某事物或現象發生的實際數某事物理現象發生的所有可能效X比例基數*構成比：即比例，指事物內部某一組成部分觀察單位數與同一事物各組成部分的觀察單位總數之比。用以說明事物內部各組成部分所占的比重。構成比_ 某一組成部分的觀察單位數構成一同一事物各組成部分的觀察單位總數X°相對比：簡稱比，是兩個有關聯的指標之比值。用以說明一個指標是另一個指標的幾倍或幾分之幾。相對比=!指標(或,100%)（6）某些情況下最好使用絕對數*合計率（平均率、粗率）：應將分子和分母分別合計。第六章參數估計.定量資料：用樣本均數X估計總體均數口。抽樣誤差：均數的標準誤*一一：均數的標準誤越大，樣本均數的分布越分散，樣本均數離總體均數就越遠，樣本均數與總體均數的差別越大，抽樣誤差越大；抽樣誤差越大，由樣本均數估計總體均數的可靠性越差。反之亦然。表6.4標準差和均數的標準誤的區別和聯系標準差 均數的標準誤統計符號總體標準差用b表示；均數的標準誤用表示；區.別樣本標準差用S表示。其估計值用S?表示。計算公式廠互\ n-1s”予標準誤越小，樣本均數的分布越集統計學標準差越小，個體值相對越集中，中，樣本均數與總體均數的差別越意義均數對數據的代表性越好。小，抽樣誤差越小，由樣本均數估計總體均數的可靠性越大。用途描述個體值的變異程度描述均數的抽樣誤差大小聯 一老系 一忑s=IMS.定性資料：用樣本率p估計總體率n。抽樣誤差：率的標準誤\.參數估計的方法：（1）點估計：抽取一個樣本資料后，獲得樣本統計量；直接用樣本統計量作為總體參數的估計值；缺點是沒有考慮抽樣誤差。*（2）區間估計：結合樣本統計量和抽樣誤差，按一定的置信度（1—a）估計包含總體參數的區間范圍，該區間稱為（1—a）置信區間（CI）b）率的的置信區間：查表法*正態近似法：樣本量足夠大時（n>50且np、「（1巾）均25）。95%的總體率的置信區間尸土19S'二均數的置信區間與醫學參考值范圍的區別區別均數的置信區間醫學參考值范圍意義按一定的置信度（1-a）估計的包含總體均數的區間范圍大多數“正常人”的某項解剖、生理、生化指標的波動范圍①正態分布法：雙側95%的參考值范計算公式①b未知；（（一%2同憂+%2》）圍為(《-1.965,4+1.965)②o■未知而n較大：②百分位數法；小乙應—乙入）單側下限95%的參考值范圍為〉P5單側上限95%的參考值范圍為</5用途用于總體均數的估計或假設檢驗判斷觀察對象的某項指標正常與否，為臨床診斷提供參考第七章假設檢驗.基本原理：反證法、小概率事件推斷.*假設檢驗的基本步驟：1.建立檢驗假設，確定檢驗水準.（選擇檢驗方法），計算檢驗統計量.確定P值，作出推斷結論3.建立檢驗假設（H0和H1）H0零假設或無效假設——通常為兩總體參數相等或服從某分布;H1備擇假設——通常為兩總體參數不相等或不服從某分布。第八章?第十四章（不含第十章）研究目的資料類型設計類型條件滿足條件用不滿足條件用差異性分析定量資料（*區分設計類型）樣本均數與總體均數的比較（單樣本設計）獨立性、止態性（相應設計的）t檢驗單樣本設計的符號秩和檢驗*配對設計獨立性、止態性（差值的總體服從分布）配對設計的秩和檢驗兩獨立樣本均數比較獨立性、正態性、△方差齊性（兩組標準差超過2倍以上提示方差不齊）**t'檢驗、變量變換、（相應設計的）秩和檢驗完全隨機設計（多個獨立樣本）獨立性、正態性、方差齊性（樣本來自的總方差分析變量變換、（相應設計的）秩和檢驗隨機區組設計（多個相關樣本）體方差相等）計數資料獨立樣本2X2n240,理論數T25n240,1VTV5,用校正公式卡方檢驗確切概率法（或者增大樣本量）獨立樣本RXC列聯表T不能V1,1VTV5格子數不能超過總格子數的1/5配對設計2X2b+c>40b+cV40,用校正公式等級資料單樣本、配對符號秩和檢驗

兩獨立樣本Wilcoxon秩和檢驗多個獨立樣本K-WH秩和檢驗隨機區組Friedman秩和檢驗關聯性分析相關（雙變量關聯性分析）*兩定量變量*雙變量正態分布簡單線性相關（相關系數r）秩相關（相關系數rs）兩分類變量卡方檢驗兩等級變量秩相關（等級相關）直線回歸分析LINE（線性、獨立性、正態性、等方差性）t檢驗

為證=陶/刖 （雙怏D蜘飆（小側）/LH-1的為證=陶/刖 （雙怏D蜘飆（小側）/LH-1的i界值表.確定"值畢樣本資料r檢驗的桂設檢驗步賽配對設計f檢驗的假設檢驗步驟查1/F-T的，界值表，確定P仇*配對設計：①配對的兩個受試對象分別接受兩種處理②同一樣品用兩種方法（或儀器）檢驗的結果③同一受試對象兩個部位的數據。推斷目的：兩種處理（或方法）的結果有無差別。兩樣本均數比較t兩樣本均數比較t檢驗的■忸設檢驗步驟兩樣本均數比較假設檢驗的分析思路’先作方差齊性贏方差齊」撞魄\ W’先作方差齊性贏方差齊」撞魄\ Wiz=0.05疊相椀v的/界值衣，胸定產低—I—方差不齊方差分析總變異：所有觀察值與總均值的離均差平方和、、組間變異：不同處理組樣本均數之間的差異。用組間離均差平方和表示。反映的是處理因素所致變異及個體變異和測量誤差。組內變異：處理組內每個觀察值之間的差異。用組內離均差平方和 表示。反映的是個體變異和測量誤差。變異的計算(離均差平方和計算)叫=￡之3-寸1=1尸叫=￡之3-寸1=1尸15%間二卻后一有小—可-a；2t=1j=l i=l＞總的自由度的分解■總的離均差平方和嗔-NTy阻向二人1】如內二N一A■均方的計算,驚￥加可=5、趾間?/爐組同產息=?鈿間十17組內 ，1叫內二ss恥內/“內M3叁豐加＞組間+A1S組內第二節完全隨機設計的方差分析■假設檢驗步驟(1)第二節完全隨機設計的方差分析■假設檢驗步驟(1)建立檢驗假設.確定檢驗水淮抽：的二唐=4式三組大白鼠體堇改變量的總體均值相等)出:小小、/不等或不全相等a=0.05(2)計算統計短變異來孤SSVX/SF總變異￡(x-燈N1組間變異X月-野同戶魚間，瑪is鬲a謁則第內變異S%-那期nJN-kS'N自為八魚內完全隨機設計方差分析表取手內豐氏**10

取手內豐氏**10隨機區組設計：是配對設計的擴大可以安排兩個因素的作用：?研究因素：處理組間有無差異?區組因素：控制非研究因素（重要的可控的混雜因素）■假設檢驗步驟⑴建立檢盟假設，魂定檢驗水推處理虬H喳三個總體均數相等.即不同處理白蛋白俄少量相同此：三個總體均數不全相等.即不同處理白蛋白減少量不全相同區組；日十1。個總體均數全相等.即王同席利上,白兔白蛋白喊少量相同司；1Q個總體均數不全相等，即丕回^噠白兔白蛋白減少量不全相同**⑵計算統計量變異來既yAfSF**⑵計算統計量變異來既yAfSF總變異2（x-斤Ml處理組b]ss*擔小腓由StstitsMS四.圍％i區組b-\Mziaais鼠%坦/M漏誤差5%-55士理-“見依T凝T區組$&艇，班器機區坦設計方差分析表處理:R0.01,按仃二0.05水準拒絕接受員,處理組區差異有統計學意義?可認為不同處理大白兔白蛋白減少量總體均數不全相等,區組：月九蟠,按仃二0.05水準尚不能拒絕區組差異無統計學意義,還不能認為不同窩別大白兔白蛋白粒少量總體均裁有差異口112統計量為"2統計量為"一假設檢驗步驟ri.建立檢驗限設,田廠桂北廠代用.工工即開”?壽僧片汗-山道年后敢之例睡相百%幅即兩種藥物治療悄化道微癌的愈合慷率和I.---111l.二計尹后笈司:恒……不51--】士-1比-9.L?二-11：［?"分-二5g" ?…= 十 + + =4.1j5了g 2746 57.16 26.B4u-:3確定F值，地出推曲m?黑值表,芹?“：.'，-」??-■.匯△= 準二走"二,兩種藥物治療梢化道隕撕的/合由不同,渚賽丸的忌合率高I雷尼替僧2檢驗2檢驗的基本思想：實際頻數用A表示，根據H0確定的理論頻數用T表示，則構造的m中/物行合計X■列臺計（理論數）—一而訐—1=2一^^二（行數_］）（列數—1）1.*獨立樣本2X2列聯表資料的2檢驗2=vU-ry2*應用條件：n240,理論頻數T25,'' —-:一n240,1V最小TV5,計算校正的2值：一■.獨立樣本RXC列聯表資料的2檢驗*應用條件：理論數不能小于1,理論數在1和5之間的格子數不能超過總格子數的1/5不滿足條件時可合并或刪除部分信息12

1建區粒短程設：語定檢臉水在昆兀-七-不印二種治療/宅的總體由效慨豺麗 、.￡告用?="(W 0修：”耳鳴不比相同，即二種怡嚀上;史佐總■體行效覆率不生祚同 0尸%'%v=(A-l)(C-l).*配對2X2列聯表資料的2檢驗**應用條件：b+c>40,Tb+cV40,校正公式：甲的陽性率=色心，乙的陽性率**應用條件：b+c>40,Tb+cV40,校正公式：甲、乙的陽性率之差」3/一匚「一。用HH修』一%=^>工例ILI配行設計四格表鼠檢蛤的步妓.1建定植躺伍崗，麗京檢驗總府小；B=Cr即西種方法的情出陽性率相同H,-.ff^Cr即兩種方法的檢出陽性率不同療二口2.計其檢驗統計曼本例5-。一29、：4。-葉博段三值t;y 1±2“澳b+e25+4v=IV確定冉值.作出流計推斷查明表a?海辰0。羽，按文二0電5水準.，拒葩/，搔受/，空導育統計學意也.可以認為兩種方法的檢測結果不用二心」圖的陽性率高于生牝渤定方法一秩和檢驗(不考細節)*應用條件：定量資料不滿足參數檢驗條件13

*等級資料的統計推斷.符號秩和檢驗：（1）單一樣本與總體中位數比較工計算檢驗統計量一秩和工計算檢驗統計量一秩和r-求差值*-編秩：按氏?由小到大編帙次分配秩沈隊1FT遇。舍并不計，n相應減少，通和同值t相持戊轉辿）取平均㈱次■按原提侑符號將相應性比分劌為正，負差值期■外加求兩組秩和[T一和nT^+T.^}[?+iyi■晌定檢罪統計吊口任雙丁一或工作為椀騰統計;4）（2）*配對設計配對設計假設檢驗步驟：假設檢驗的基本步驟[.建立檢驗假設,確定檢驗水港Mo：兩種方法測定結果差值的總體中位數等于口他：兩種方法割景結果差值的總體中位她不等于0席=0.。5工確定P值，做出推斷查哀法一讓50】正態近似法查表法-根據”和丁杏附表10（配對比較的符號秩和悔喊）「若1色任上、下界值內，產值大于相坨的概率:若T值等于.上、下界值，產值等于相應概率，[若丁他在上、卜界位范闈外，啪小于相應狗概率，本例：ff=9,『=215或*5+查表得PXMQ正羸近慨注大梓木，成成立時，拘驗統“量『的柚柞分而近似正態分布一?埼馳汨Ji（n+D$方萋fyf（n+1）（2h+1）24.因此.可邛用工檢驗.」7-小卜*5_|Tf陋+萬川一。￡|fl.fti』用擰in?的也中超過.時，需WilM桎：1：的z%il城2.成組設計兩樣本比較：Wilcoxon2.成組設計兩樣本比較：Wilcoxon秩和檢驗（1） 原始數據兩樣本比較14.津立檢登告設.確注檢整水通旭:兩種Wffl篦新生兒足底呆匐時性常評分的總體分布位置譙同小藺種地塔措si新生兒星底果m時理霜評分的電體封布應世不同白0.05.在理檢檢統計1JF怕叫H此，故『=T=咨工5,-.隔：SgF值.作出統計生斷本例，由叫二10.地一叫=2.『=菜.5營陰囊，（現費|￡W-0.03<P<0.10+國到白=as水準3面不能拒星為.差異無統才學僦式.還不能認為兩種狂璜搭雇新生兒足速朵由時奇需評分存在差異,如何計算秩和?編秩:將兩組數據混合在一起.由小至大第ffi-期相同數據［相持或緯），取平均秋次。■如何計算秩和?編秩:將兩組數據混合在一起.由小至大第ffi-期相同數據［相持或緯），取平均秋次。■求言和秩和'痛定檢驗址計3秩制T,以樣本例數行小的組的聯犯為檢驍統訃*?網國圈數相同.以任意阻前秩和為檢股及i|星?映」，JT,-Fr|ftifir■正志強般法 ，苫「值任界佰范國內,F佰大于用梅的咫,檢?若『｛Q等『界位，F值等『相應的儀率：?若丁但在界但箱用外.戶曲小于相血的概率”?:如何編秩，計算檢驗統計量了值將兩組按等級順序合井，按等稅順序統一編秩；確定各等績的秩次范鬧.同一等繳取平均秩次：?分別求各沮秩和-確定檢驗統計量I■值（同前）：以樣本例數粒小蛆的佚和為校驗統il?量_叫（叫!+啊十］）四丁= 不-【明叫〔廿?十%+n.=「L」一H：p-盧『卜13_1一g3］-小+1）/2|一（15A 對口式叫+也4D"23相持M用數量超過±5%時，需要“靠校正的了戰Hflt（2） *等級資料兩樣本比較卻利確打flit■黃衣法：住附表g,獨立樣本的性和校驗用〕 正思近似憶（樣本Q較N）.成組設計多個樣本比較：K-WH秩和檢驗原始數據的多個樣本比較編秩方法同兩為L獨立樣本的秩和松靖令求各組秩和貫1*：*編秩方法同兩為L獨立樣本的秩和松靖令求各組秩和貫1*：*檢驗統計量HI。MH=---T幺_2V+1）N1_N+1廣可0=0.05工計算檢費統計量百值3,確定F值.作出統計推斷1建立樓翳假設，確定撿臉水液代熄m神卵巢功能異常患者inifi■足蔗悴蓑的含量巨體會布立首相同￥工：3種卵生訪能算常患者力潔促黃年表的臺■息體分布位置不全相同H=——-——{—+—--J-JxU++：）-]5J1Ux（；1+|）R8品'本見，以《=之， /=歸=15中，直/畀管表，得c注意：當相持c注意：當相持tie的數量超過"以時，需察計算校正的H統計?量按照程=0.5水度，足控吊,接受用,至異育選計學意文r認為3種卵巢功能異常后者立演巾濕黃體素的含量總.體分布位置不全不同.等級資料的多個樣本比較15

褊秩：將各組相同等緞合并，確定秩次范圍.取平均秩次求拌綱秩利同兩阻等級資料的比較事統計星上相持較多需校正《確定F值；查/荊I表.多個獨立樣本間的多重比較：K-WH秩和檢驗”個獨立樣本比較的Kru蟲"Walh$〃秩和檢瞪，當結論為拒絕為肘，只能得出韓總體分布位.置不全相同的結論.小要回答哪兩個總體分布拉置不同，還整進一步做兩兩比投，。兩的比較的方法工秩變換后進行方差分析及多重比較調整b水準法5.隨機區組設計的秩和檢驗：Friedman秩和檢驗S12.8不同處理俎OFQ$^ffl眼因子的哀度值區俎號天然藥物 黑鼻塞 生理盤水版度住 秩次英空也技次 欠空值 技次112口J1】:733121.92邛153.4313632115.5131K秋2序4i”9L4157.SJ155s2109.815]5993119.9296.2I615831121.4294J1n]?5.43120.9112^,12834.21m2i⑵92915322】E32J10721]0163J52166JJ125.41X—23——24—]J括網壇方向痂然.情處理方向求秩和

事如何計算檢驗統計量m=z(a—可。如何確定F值(1)查河界值表當力，】“且此，15時t可疊股界值表⑵/近似法當。或#超出仞界值表的范圍時，可以采用/近似法,16雙變量關聯性分析1.*直線相關（連續性變量）（兩定量變量）*條件：**雙變量正態分布。不滿足用秩相關。*步驟：繪制散點圖，如呈現線性趨勢計算統計指標：相關系數*步驟：繪制散點圖，如呈現線性趨勢計算統計指標：相關系數r對r做假設檢驗如PV,解釋相關系數的統計學意義4繪制散點圖＜5Cafterplot)*將其中一個變量作為￡軸變量，另一個變世作為y軸變量，以4繪制散點圖＜5Cafterplot)*將其中一個變量作為￡軸變量，另一個變世作為y軸變量，以一一對應的（X,產）繪制散點.-IR點明tlTSjS圖13.1)/線性相關兼數《代皿】潮矩相關系數》K筒稱為相關系數fcorrelatiwicoeffkieiit）雷它是反映兩變量相關關系的方向和稗切程度的指標,息體相關系數用戶表示,樣本相關系數用『表示.■相關系數「計算*注意觀察散點的變化方向和密集程度￡(工-x-)(y-y)?L上線性相關系數*相關蠢數的特點相關系數「是個無依綱的統計指標；取值范圍v』的符號說明相關的方向f川正相美；『二。無相關；rwj負相關.一的絕對值大小說明相關關第的密切理度Je八-寸Je八-寸￡口-打vI-L ；■：越接近L相關關系翊密切（強）越接近心相美美里解弗.電對樣本相關系數進行假設檢驗的方法*1.杳表法相美系艙界值表《附裳14r界他囊3犯2）梢“柞為撞計量,直接查自由度￥0口-電對樣本相關系數進行假設檢驗的方法*1.杳表法相美系艙界值表《附裳14r界他囊3犯2）梢“柞為撞計量,直接查自由度￥0口-2的r界值表同越大，哂*8小：國翻小,掰￡越大.r=4Ll：?悅誑用11）建立fi對樣本相關系數進行假設檢驗的方法*1.相關系數r的r檢驗，查，界值表.尸-0T-確定P rfTJa,挑計推斷F/5HHv—n-22.秩相關（連續型變量或等47=0.03a＞計算檢事宮內發育遲疑制兒的出生悻鼠和PA1Q含■之間存在

蚊性加美美系,為正相關關系,即】出生體?高.%U4去■也高.級變量間）」-&om、i-J、=3.33BII電號臚

,J6-J作比標注密斷2「的死將置信區間?匕-11?6f標下r4*1,師/小3）*條件：連續型兩變量不滿足雙變量正態分布。**條件：連續型兩變量不滿足雙變量正態分布。*等級變量（有序變量）相關分析。否r界府程:附表3.與F<0.匐L按aTMXi札漉，控虻同、接生此，加去或聲聲無計學意義，可以認為宮內箕育謳現思科葉出=,,+玳支Wkl-2才量之F專注性祖美關爰查對美森找界1口表1用表LII,■1?24. 此籥果與，推暗法一敦￥-1r=—e* 1宮內發有遲緩患者的出生體重布PAI-2?含量之間1717相關系粒95%置信區間為（0491,0.875）常用的為Spearman常用的為Spearman秩相關分析心秩相關系數（等毓相關泰數）工樣本秩相關系數5總體就相關系數的表示事人介于-1和1之間，，心〈。他相關,》0正相關，=。無相關*擇本r,判，需進行做設就救一秩相關分析的步兼事計算秩相關系數也-對樣本秩相關系數假設檢驗暑解釋秩相關系數

*計算鐵相關系版，*先分別對西受信楂聶伯大小卓等想程度制權=然后用新變（三）直線回歸學析的條件上（三）直線回歸學析的條件上物性（1皿必小國受?1?與自支必■呈直線關系獨立gl!即的也杏觀察值同相ZL獨立J-下聿的Bann.lityJ；的過r,了的殘1茸馳現正志分布+等方通性?|口川ruriniK*在自變量x的取值范出內》不語*聯何僮，.廊具有相同恂方黯.《聯招美泰數假設梅瞭*杳衰法（直匚界值或素用g和門時定F值直線回歸分析樣本可用鎮型混元，*樣本可用鎮型混元，*「一紅I匕的意義6斜率《父叩對占的單位為U-的單位u的鐘應）心直線從左下方走向右上方，、隨占增大而增大：A<flr直縫乩左上方走向右下方\$曲X修大而減小：&F.表示直線與軸平行.'與J，北直線關系在回歸分折中，將白"為回歸系物（Fgr/出nt畦rlldEU:白的意義1m截明、常數項（in[creep[Ltun^tiint）,.v=a時，t的怙計值y=a" 。的單位與y值相同i當x可能取。時,。才有實際意義.回歸系數曲描述y與x在數量上的依存關系。*解釋：b表示x每增加（減）一個單位，y平均改變b個單位*直線回歸分析的基本步驟:.繪制散點圖（觀察是否有直線趨勢、異常點）.估計回歸參數，列出回歸方程.對回歸方程進行假設檢驗.解釋回歸系數的統計學意義.評價回歸方程的擬合效果18工估計回歸參數，列出回歸方程1.籍制散點圖《觀察是否有直規趨勢、異常點｝1.籍制散點圖《觀察是否有直規趨勢、異常點｝■總小二乘祛原邦估計的回歸口一我必過點（7,了）2.估計回歸舂數，列出回歸方程I求解*h,空標上就是*合理地R找到一?條能最好地代表數幗版分布苣勢的直航，■的小二乘法原理估計,現 曲畤1｝或回上￡=1'—V?即文幻帕卜鼎定回U城上的估仃阿,的飄向撲離■量小二乘法（leMsunitjfsqusresj；回歸的3S差平方和最小--各實刈點里直蝙的翻向距崗的平方和最小工耳=工5-獷3.對同歸方程進行假設檢驗?方差分析.回歸一回的f檢臉6卻.推