医学统计学 第二版 颜虹主编 课后答案 人民卫生出版社- 10页

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三、计算分析题P73-4120124.4u1.157913.8125124.4u0.15789523.8查标准正态分布表得()u(1.1579)(1.16)0.1231(u)(0.15795)(0.16)1(0.16)10.43640.56362(u)()u0.56360.1230.440621该地身高界于120cm到125cm范围内的8岁男童比例为44.06%。20044.06%89(人)200名8岁男童中身高界于120~125cm范围的人数约为89人。P73-5Poisson0.99967Binominal0.9998P73-6解：（1）由题意可知，随机误差变量X服从正态分布，其中=2，=4。要求测量误差的绝对值不超过3的概率，即求P（X3）=P（-3X3），作标准化变化32u11.25432u20.254()u(1.25)0.10561(u)(0.25)1(0.25)10.40130.59872(u)()u0.59870.10560.493121即测量误差的绝对值不超过3的概率为0.4931。（2）根据题意，以Y表示测量误差的绝对值不超过3，则Y服从二项分布，其中n=3,0.4931,根据题意，至少有1次误差的绝对值不超过3的概率为00303PY(1)1PY(0)1C(1)10.50690.869753P73-7解：根据医学知识可知健康成人血清总胆固醇值过高或过低为异常，故应制定双侧医学参考值范围因为已经假定血清总胆固醇值服从正态分布，故可用正态分布法求该指标的95%医学参考值范围，即1.96。由于，未知，可用X=4.48，S=0.54代替，因此2 上限为X1.96S=4.48+1.96×0.54=5.5384mmol/L下限为X1.96S=4.48-1.96×0.54=3.4216mmol/L若某人血清总胆固醇值为5.85（mmol/L），则认为其血清总胆固醇异常。第五章参数估计一、最佳选择题1.B2.D3.C4.A5.B三、计算分析题P93-12解：n1=10，x1=2.732，S1=0.107683，S1=0.011596，Sx1=0.0340522n2=10，x2=2.324，S2=0.124025，S2=0.015382，Sx2=0.03922双侧检验，取=0.05，查表得t=2.262，0.05/2(9)故该地正常人的血清转铁蛋白总体均数的95%可信区间为（2.732-2.262×0.034052，2.732+2.262×0.034052）即（2.6549744，2.809026）病毒性肝炎患者的血清转铁蛋白总体均数的95%可信区间为（2.324-2.262×0.03922，2.324+2.262×0.03922）即（2.235284，2.412716）222(n11)S1(n21)S2(101)0.011596(101)0.015382S=0.013489Cn1n2210102211SS()=0.05194XXC12nn12t=2.1010.05/2(18)故该地正常人和病毒性肝炎患者的血清转铁蛋白总体均数之差的95%可信区间为（2.732-2.324-2.101×0.05194，2.732-2.324+2.101×0.05194）即（0.2988741，0.5171259）P94-229%~60%P94-3解：n=318，x=68，p=21.38%，111n=169，x=24，p=14.20%，222npn,(1p),npn,(1p)均大于5，111122223 pp=0.0618120.2138(10.2138)0.1420(10.1420)Spp=0.03534812318169双侧检验，取=0.05，故该产院阴道分娩与剖腹产产后出血率之差的95%可信区间为（0.0618-1.96×0.035348，0.0618+1.96×0.035348）,即（0，0.131083）。P94-4查表：x=3020.2~42.8个/100mlP94-5解：已知单位时间内脉冲数符合poisson分布，x=490，正态近似法，u1.96，0.05/2该放射性同位素平均每30分钟脉冲数的95%可信区间为（490±1.96490）。第六章假设检验一、最佳选择题1.D2.D3.C4.C5.A6.A三、计算分析题P111-1解：本题是两样本的计量资料，每组例数都超过30，分析目的是通过两样本均数推断其总体均数是否不同，故可用两大样本均数比较的u检验，步骤如下：（1）建立假设检验，确立检验水准H:，即两组男性的尿2，5-已二酮总体均数相等，吸烟与否对无职业性正已烷012接触史成年男性的尿2，5-已二酮没影响；H:，即两组男性的尿2，5-已二酮总体均数不相等，吸烟与否对无职业性正已112烷接触史成年男性的尿2，5-已二酮有影响。0.05（2）计算检验统计量XX12uXX12XX1222SS12nn1223.2225.58221.561.54125509.1242（3）确定P，作出统计推断uu1.96，P0.05，且uu1.64。所以按照0.05的检验水准，拒0.05/20.10/24 绝H，接受H，两组间的差别有统计学意义。01（4）结论：吸烟与否对无职业性正已烷接触史成年男性的尿2，5-已二酮有影响。吸烟但无职业性正已烷接触史成年男性的尿2，5-已二酮要高于不吸烟但无职业性正已烷接触史成年男性的尿2，5-已二酮。P111-2解：本题n=1257，样本率p=0.084，已知总体率=0.204，符合大样本率u检验的条件。检验步骤如下。（1）建立假设检验，确立检验水准H:0.204该地6岁以下儿童血清维生素A缺乏的总体患病率与其他西部边远省0份相同，H:0.204该地6岁以下儿童血清维生素A缺乏的总体患病率与其他西部边远省份1不同，0.05（2）计算检验统计量p0p00.0840.204u=-10.5579p0(10)0.204(10.204)n1257（3）确定P，作出统计推断uu1.96，P0.05，所以按照0.05的检验水准，拒绝H，接受H，差别0.05/201有统计学意义。（4）结论：可以认为该地6岁以下儿童血清维生素A缺乏的总体患病率与其他西部边远省份不同。P112-3解：本题n=131，样本率p=0.962，11n=124，样本率p=0.726，22检验步骤如下：（1）建立假设检验，确立检验水准H:两种药物的疗效有差别，012H:两种药物的疗效无差别，1120.05（2）计算检验统计量np11np2212690ˆ0=0.847059n1n213112411ˆˆ(1ˆ)()=0.045096pp0012nn12p1p2u=（0.962-0.726）/0.045096=5.23328pp12（3）确定P，作出统计推断uu1.96，P0.05，所以按照0.05的检验水准，拒绝H，接受H，差别有0.05/201统计学意义。5 4）结论：两种药物的疗效有差别。（由于调查样本的儿童的慢性胃炎病程、年龄、身体素质、城乡来源等因素未知，因而不知道两样本是否具有可比性，该检验不能判断出中药的疗效就高于西药。）第七章两样本均数比较的假设检验一、最佳选择题1.D2.C3.D三、计算分析题P124-11、解答：根据专业知识可知人体血红蛋白含量服从正态分布。本例目的是比较样本均数所来自的总体均数是否不同于已知的总体均数。可用单样本均数的T检验。（1）建立假设检验，确立检验水准1400H:140从事铅作业的工人的血红蛋白与正常成年男性平均值相同，0H:140从事铅作业的工人的血红蛋白不同于正常成年男性平均值，1检验水准0.05（2）计算检验统计量x0130.83140t=-2.13753，vn1=36-1=35S25.74n36（3）确定P，作出统计推断查t界值表，tt2.03，P0.05，所以按照0.05的检验水准，拒绝H，0.05/2,350接受H，差别有统计学意义。1（4）结论：可以认为从事铅作业的工人的血红蛋白不同于正常成年男性平均值。（从事铅作业的工人的血红蛋白低于正常成年男性平均值，tt1.69，0.10/2,35P0.05）P124-2本研究为异源配对设计。根据经验，脑组织中钙泵含量服从正态分布，运用配对样本均数的t检验。（1）建立假设检验，确立检验水准H:0即脑缺氧处理与不处理的猪脑组织钙泵的含量无差别，0dH:0即脑缺氧处理与不处理的猪脑组织钙泵的含量有差别，1d检验水准0.05（2）计算检验统计量6 2n7,d0.3086,d0.033211,d0.044086,22d(d)Sd0.05716n1d0.044086t=2.0404，vn1=7-1=6S0.05716dn7（3）确定P，作出统计推断查t界值表，tt2.447，P0.05，所以按照0.05的检验水准，不拒绝H，0.05/2,60差别无统计学意义。（4）结论：本次试验不能认为脑缺氧处理与不处理的猪脑组织钙泵的含量有差别。P124-3本试验为完全随机设计，人体PaO2值服从正态分布。因两组患儿的标准差相差较大，两组例数较小且无原始数据。故先对两组数据作方差齐性检验。由题目知：n15,n15;X12.55,X9.72;S0.33,S2.03;121212方差齐性检验过程：（1）建立假设检验，确定检验水准22H:012即两总体方差相等22H:112即两总体方差不相等0.05（2）计算检验统计量22FS1=2.0337.841115114，21511422S0.332（3）确定P值，做出推断结论14,14以自由度分别为12，查附表6的F界值表，因HHF37.8411F2.48，P<0.10。按0.05的水准，拒绝0，接受1，有统0.10/2(14,14)计学意义，认为两总体的方差不等。因此采用方差不等情形下的近似t检验（Satterthwaite法）。近似t检验过程：H:012即治疗后48小时治疗组和对照组的PaO2相同；H:112即治疗后48小时治疗组和对照组的PaO2不同；0.057 xx9.7212.5512t=5.3292222SS2.030.3312nn151512t检验的校正自由度为222222S1/n1S2/n22.03/150.33/1522222222(S/n)(S/n)(2.03/15)(0.33/15)1122n1n115115112=14.73915HH查t界值表t2.131，P<0.05，按0.05的水准，拒绝0，接受1，有统计学意义，2可以认为治疗后48小时，两组的PaO2不同。P124-4解答：本试验为完全随机设计，对两组进行正态性检验均满足正态性（A组：Shapiro-Wilk统计量W=0.915，P=0.319；B组：Shapiro-Wilk统计量W=0.908，P=0.269）。对两样本进行方差齐性检验。A组：x=2.3990，S=1.08536，n=10111B组x=1.5840，S=0.56155，n=102222S12.2750F3.73968，v1019，v1019212S0.3152F>F3.18，P<0.10，认为A，B两组鼠肝中铁的含量总体方差不等。0.10/2(9,9)应用Satterthwaite近似t检验。（1）建立假设检验，确定检验水准H:012即不同饲料对鼠肝中铁的含量无影响；H:112即不同饲料对鼠肝中铁的含量有影响；0.05（2）计算检验统计量xx2.39901.584012t2.109248221.1780.315SS12nn1010122222S1/n1S2/n21.178/100.315/1013.4920414222222(S/n)(S/n)(1.178/10)(0.315/10)1122n1n19912（3）确定P值，做出推断结论]查T界值表，t2.16，t2.145，P〉0.05，按0.05的水准，不拒绝0.05/2(13)0.05/2(14)8 H0，，差别无统计学意义，所以尚不能认为不同饲料对鼠肝中铁的含量有影响。第八章多个样本均数比较的假设检验一、最佳选择题1.E2.C3.D4.D5.B6.DP144－10.05F45.05P0.05拒绝H0,在α=0.05的水准上，3种抗凝剂的差异有统计学意义2第九章检验一、最佳选择题1.B2.B3.E4.E5.D6.D7.B8.E9.B10.A11.D12.C第十章基于秩次的假设检验方法一、最佳选择题1.B2.D3.C4.D5.B6.A7.E8.C第十一章简单线性回归一、最佳选择题1.B2.D3.C4.C5.E第十二章线性相关一、最佳选择题1.A2.D3.C4.B5.CD9'