醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)分析計(jì)算題-答案

1、第二單元計(jì)量資料的統(tǒng)計(jì)推斷分析計(jì)算題2.1 某地隨機(jī)抽樣調(diào)查了部分健康成人的紅細(xì)胞數(shù)和血紅蛋白量，結(jié)果見表4：表 4某年某地健康成年人的紅細(xì)胞數(shù)和血紅蛋白含量指 標(biāo)性別例數(shù)均 數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差標(biāo)準(zhǔn)值 *紅細(xì)胞數(shù) /1012·-1男3604.660.584.84L女2554.180.294.33·-1男360134.57.1140.2血紅蛋白 /g L女255117.610.2124.7請(qǐng)就上表資料：(1) 說明女性的紅細(xì)胞數(shù)與血紅蛋白的變異程度何者為大？(2) 分別計(jì)算男、女兩項(xiàng)指標(biāo)的抽樣誤差。(3) 試估計(jì)該地健康成年男、女紅細(xì)胞數(shù)的均數(shù)。(4) 該地健康成年男、女血紅蛋白含量有

2、無差別？(5) 該地男、女兩項(xiàng)血液指標(biāo)是否均低于上表的標(biāo)準(zhǔn)值 （若測(cè)定方法相同） ？2.1 解：(1) 紅細(xì)胞數(shù)和血紅蛋白含量的分布一般為正態(tài)分布，但二者的單位不一致，應(yīng)采用變異系數(shù) (CV)比較二者的變異程度 。女性紅細(xì)胞數(shù)的變異系數(shù)S100%0.296.94%CV100%X4.18女性血紅蛋白含量的變異系數(shù) CVS10.2100% 8.67%100%X117.6由此可見，女性血紅蛋白含量的變異程度較紅細(xì)胞數(shù)的變異程度大。(2) 抽樣誤差的大小用 標(biāo)準(zhǔn)誤 SX 來表示，由表 4 計(jì)算各項(xiàng)指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)誤。男性紅細(xì)胞數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤 SXS0.580.031 ( 1012 /L )n360男性血紅蛋白含

3、量的標(biāo)準(zhǔn)誤SXS7.1n0.374 (g/L )360女性紅細(xì)胞數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤 SXS0.290.018 ( 1012/L )n255女性血紅蛋白含量的標(biāo)準(zhǔn)誤SXS10.2(g/L )n0.639255(3) 本題采用區(qū)間估計(jì)法估計(jì)男、 女紅細(xì)胞數(shù)的均數(shù)。 樣本含量均超過 100，可 視 為 大 樣 本 。 未 知 ， 但 n 足 夠 大 ， 故 總 體均 數(shù) 的 區(qū) 間 估 計(jì) 按 ( X u / 2SX , X u /2 SX )計(jì)算。該地男性紅細(xì)胞數(shù)總體均數(shù)的95%可信區(qū)間為：12(4.66 1.96 ×0.031 , 4.661.96 ×0.031)，即 (4.60 ,

4、 4.72)10/L 。(4.18 1.96 ×0.018 , 4.181.96 ×0.018)，即 (4.14 , 4.22)1012 /L 。(4) 兩成組大樣本均數(shù)的比較，用 u 檢驗(yàn)。1) 建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0： 12 ，即該地健康成年男、女血紅蛋白含量均數(shù)無差別H1：12 ，即該地健康成年男、女血紅蛋白含量均數(shù)有差別0.052) 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量uX 1X 2134.5117.622.8292222S1S27.110.212360255nn3)確定 P 值，作出統(tǒng)計(jì)推斷查 t 界值表 ( 時(shí) )得 P<0.001，按0.05水準(zhǔn)，拒絕 H0，接受 H

5、1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為該地健康成年男、女的血紅蛋白含量均數(shù)不同，男性高于女性。(5)樣本均數(shù)與已知總體均數(shù)的比較，因樣本含量較大，均作近似u 檢驗(yàn)。1) 男性紅細(xì)胞數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)值的比較 建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0：0 ，即該地男性紅細(xì)胞數(shù)的均數(shù)等于標(biāo)準(zhǔn)值2/24H1：0 ，即該地男性紅細(xì)胞數(shù)的均數(shù)低于標(biāo)準(zhǔn)值單側(cè)0.05 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量tX04.66 4.845.806SX0.031 確定 P 值，作出統(tǒng)計(jì)推斷查 t 界值表 (時(shí) )得 P<0.0005，按0.05水準(zhǔn)，拒絕 H0，接受 H1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為該地男性紅細(xì)胞數(shù)的均數(shù)低于標(biāo)準(zhǔn)值。2) 男性血紅蛋白含量與標(biāo)準(zhǔn)

6、值的比較 建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0：0 ，即該地男性血紅蛋白含量的均數(shù)等于標(biāo)準(zhǔn)值H1：0 ，即該地男性血紅蛋白含量的均數(shù)低于標(biāo)準(zhǔn)值單側(cè)0.05 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量X0134.5 140.2tSX15.2410.374 確定 P 值，作出統(tǒng)計(jì)推斷查 t 界值表 (時(shí) )得 P<0.0005，按0.05水準(zhǔn)，拒絕 H0，接受 H1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為該地男性血紅蛋白含量的均數(shù)低于標(biāo)準(zhǔn)值。3) 女性紅細(xì)胞數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)值的比較 建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0：0 ，即該地女性紅細(xì)胞數(shù)的均數(shù)等于標(biāo)準(zhǔn)值H1：0 ，即該地女性紅細(xì)胞數(shù)的均數(shù)低于標(biāo)準(zhǔn)值單側(cè)0.05 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量X04.18 4.

7、33t8.333SX0.0183/24 確定 P 值，作出統(tǒng)計(jì)推斷查 t 界值表 (時(shí) )得 P<0.0005，按0.05水準(zhǔn)，拒絕 H0，接受 H1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為該地女性紅細(xì)胞數(shù)的均數(shù)低于標(biāo)準(zhǔn)值。4) 女性血紅蛋白含量與標(biāo)準(zhǔn)值的比較 建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0：0 ，即該地女性血紅蛋白含量的均數(shù)等于標(biāo)準(zhǔn)值H1：0 ，即該地女性血紅蛋白含量的均數(shù)低于標(biāo)準(zhǔn)值單側(cè)0.05 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量X0117.6 124.7tSX11.1110.639 確定 P 值，作出統(tǒng)計(jì)推斷查 t 界值表 (時(shí) )得 P<0.0005，按0.05水準(zhǔn)，拒絕 H0，接受 H1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義

8、，可以認(rèn)為該地女性血紅蛋白含量的均數(shù)低于標(biāo)準(zhǔn)值。2.2 為了解某高寒地區(qū)小學(xué)生血紅蛋白含量的平均水平，某人于1993 年 6月隨機(jī)抽取了該地小學(xué)生708 名，算得其血紅蛋白均數(shù)為103.5g/L，標(biāo)準(zhǔn)差為1.59g/L。試求該地小學(xué)生血紅蛋白均數(shù)的95%可信區(qū)間。2.2 解：未知， n 足夠大時(shí)，總體均數(shù)的區(qū)間估計(jì)可用( Xu / 2 SX , Xu / 2SX )。該地小學(xué)生血紅蛋白含量均數(shù)的95可信區(qū)間為：1.59, 103.5 1.961.59。(103.5 1.96)，即 (103.38 , 103.62)g/L7087082.3 一藥廠為了解其生產(chǎn)的某藥物（同一批次）之有效成分含量是

9、否符合國(guó)家規(guī)定的標(biāo)準(zhǔn)，隨機(jī)抽取了該藥10 片，得其樣本均數(shù)為103.0mg，標(biāo)準(zhǔn)差為4/242.22mg。試估計(jì)該批藥劑有效成分的平均含量。2.3 解：該批藥劑有效成分的平均含量的點(diǎn)值估計(jì)為103.0 mg。未知且 n 很小時(shí)，總體均數(shù)的區(qū)間估計(jì)可用Xt / 2, SX, X t / 2, SX 估計(jì)。查 t 界值表得 t0.05/2,9=2.262，該批藥劑有效成分的平均含量的95可信區(qū)間為： (103.0 2.2622.22 , 103.02.2622.22 )，即 (101.41 , 104.59)mg。10102.4 152 例麻疹患兒病后血清抗體滴度倒數(shù)的分布如表5，試作總體幾何均數(shù)

10、的點(diǎn)值估計(jì)和 95%區(qū)間估計(jì)。表 5152 例麻疹患兒病后血清抗體滴度倒數(shù)的分布滴度倒數(shù)12481632641282565121024合計(jì)人數(shù)00171031334224311522.4 解：將原始數(shù)據(jù)取常用對(duì)數(shù)后記為X，則n152， X1.8597， S0.4425， SX0.0359 ，用( Xu / 2 SX， Xu / 2 SX )估計(jì)，則滴度倒數(shù)對(duì)數(shù)值的總體均數(shù)的95可信區(qū)間為：(1.85971.96 0.0359 , 1.85971.96 0.0359)，即 (1.7893 , 1.9301)。所以滴度倒數(shù)的總體幾何均數(shù)的點(diǎn)估計(jì)值為：10 X101.859772.39 ， 滴度倒數(shù)

11、的總體幾何均數(shù)的95%區(qū)間估計(jì)為 ( 101.7893 , 101.9301 )，即 (61.56 , 85.13)。SPSS 操作數(shù)據(jù)錄入：打開 SPSS Data Editor窗口，點(diǎn)擊 Variable View標(biāo)簽，定義要輸入的變量 x和 f；再點(diǎn)擊 Data View標(biāo)簽，錄入數(shù)據(jù)（見圖，圖）。5/24圖 2.4.1Variable View 窗口內(nèi)定義要輸入的變量x和 f圖窗口內(nèi)錄入數(shù)據(jù)分析：TransformCompute Target Variable ：鍵入logxNumeric Expression ： LG10(x)將原始數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)值OKDataWeight CasesW

12、eight cases byFrequency Variable ： f權(quán)重為 fOKAnalyzeDescriptive StatisticsExplore探索性分析Dependent list ： logx分析變量 logxDisplay ：StatisticsStatistics： Descriptives統(tǒng)計(jì)描述6/24ContinueOK注：最后得到結(jié)果是原始數(shù)據(jù)對(duì)數(shù)值的均數(shù)及其95%可信區(qū)間。2.5 某口腔醫(yī)生欲比較“個(gè)別取模器齦下取模技術(shù)”與“傳統(tǒng)硅橡膠取模方法”兩種取模技術(shù)精度的差異，在12 名病人口中分別用兩種方法制取印模，在體視顯微鏡下測(cè)量標(biāo)志點(diǎn)到齦溝底的距離，結(jié)果如表6，

13、問兩種取模方法結(jié)果有無差異？表 612 個(gè)病人口腔某測(cè)量標(biāo)志點(diǎn)到齦溝底的距離/cm病例號(hào)個(gè)別取模器齦下取模技術(shù)傳統(tǒng)硅橡膠取模方法10.6260.61420.6270.62630.6700.65440.5480.54950.5900.57460.6030.58770.6050.60280.3470.33890.7680.759100.5760.572110.3300.318120.2330.2192.5解：本題為配對(duì)設(shè)計(jì)的兩樣本均數(shù)的比較，采用配對(duì) t 檢驗(yàn)。表12 個(gè)病人口腔某測(cè)量標(biāo)志點(diǎn)到齦溝底的距離/cm7/24病例號(hào)個(gè) 別 取 模 器 齦 下 取 模 d1傳 統(tǒng) 硅 橡 膠 取 模 法 d

14、2d d1 d210.6260.6140.01220.6270.6260.00130.6700.6540.01640.5480.549-0.00150.5900.5740.01660.6030.5870.01670.6050.6020.00380.3470.3380.00990.7680.7590.009100.5760.5720.004110.3300.3180.012120.2330.2190.014(1) 建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0：d0 ，即兩種取模方法結(jié)果無差異H1：d0 ，即兩種取模方法結(jié)果有差異0.05(2) 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量?jī)煞N取模方法結(jié)果的差值d 的計(jì)算見表。n12， d0

15、.0093，Sd0.0061，Sd 0.0018td00.00935.167Sd0.0018n1121 11(3) 確定 P值，作出統(tǒng)計(jì)推斷查 t界值表得 P<0.001，按0.05水準(zhǔn)，拒絕 H0，接受 H1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為兩種取模方法結(jié)果有差異，個(gè)別取模器齦下取模法標(biāo)志點(diǎn)到齦溝底的距離 略高于傳統(tǒng)硅膠取模法。8/24SPSS操作數(shù)據(jù)錄入：打開 SPSS Data Editor窗口，點(diǎn)擊 Variable View標(biāo)簽，定義要輸入的變量 x1和x2 ；再點(diǎn)擊 Data View標(biāo)簽，錄入數(shù)據(jù)（見圖，圖）。圖窗口內(nèi)定義要輸入的變量x1和 x2圖Data View 窗口內(nèi)錄入

16、12對(duì)數(shù)據(jù)分析：AnalyzeCompare MeansPaired- samples T Test 配對(duì)設(shè)計(jì)均數(shù)比較t檢驗(yàn)Paired Variables ： x1x2配對(duì)變量為 x1和 x2OK9/242.6 將鉤端螺旋體病人的血清分別用標(biāo)準(zhǔn)株和水生株作凝溶試驗(yàn)，測(cè)得稀釋倍數(shù)如表 7，問兩組的平均效價(jià)有無差別？表 7鉤端螺旋體病患者血清作凝溶試驗(yàn)測(cè)得的稀釋倍數(shù)標(biāo)準(zhǔn)株 (11 人 )10020040040040040080016001600 1600 3200水生株 (9 人)1001001002002002002004004002.6解：本題為成組設(shè)計(jì)的兩小樣本幾何均數(shù)的比較，采用成組 t

17、 檢驗(yàn)。將原始數(shù)據(jù)取常用對(duì)數(shù)值后分別記為X1、 X2，則 n111， X12.7936， S10.4520；n29， X 22.2676，S20.2353(1) 建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0：兩種株別稀釋倍數(shù)的總體幾何均數(shù)的對(duì)數(shù)值相等H1：兩種株別稀釋倍數(shù)的總體幾何均數(shù)的對(duì)數(shù)值不等0.05(2)計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量tX1X 2S12 n1 1 S22 n2 11 1n1n22n1n22.79362.26763.1490.4520 2(111)0.23532(91)111192119n1 n22119218(3)確定 P 值，作出統(tǒng)計(jì)推斷查t界值表得 0.005<P<0.01，按0.05

18、水準(zhǔn)，拒絕 H0，接受 H1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為二者稀釋倍數(shù)的總體幾何均數(shù)的對(duì)數(shù)值不等，即兩種株別的平均效價(jià)有差別，標(biāo)準(zhǔn)株的效價(jià)高于水生株。SPSS操作數(shù)據(jù)錄入：打開 SPSS Data Editor窗口，點(diǎn)擊 Variable View標(biāo)簽，定義要輸入的變量 g和x；10/24再點(diǎn)擊 Data View標(biāo)簽，錄入數(shù)據(jù)（見圖，圖）。圖窗口內(nèi)定義要輸入的變量g和 x圖窗口內(nèi)錄入數(shù)據(jù)分析：TransformCompute Target Variable ：鍵入 logxNumeric Expression ： LG10(x)將原始數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)值OKAnalyzeCompare MeansIn

19、dependent-Samples T Test成組設(shè)計(jì) t檢驗(yàn)Test Variables ： logx分析變量 logxGrouping Variable ： g分組變量 gDefine Groups Use Specified ValuesGroup1：鍵入 1定義比較的兩組11/24Group2 ：鍵入 2ContinueOK2.7 某醫(yī)生為了評(píng)價(jià)某安眠藥的療效，隨機(jī)選取20 名失眠患者，將其隨機(jī)分成兩組，每組10 人。分別給予安眠藥和安慰劑，觀察睡眠時(shí)間長(zhǎng)度結(jié)果如表8，請(qǐng)?jiān)u價(jià)該藥的催眠作用是否與安慰劑不同。表 8患者服藥前后的睡眠時(shí)間/h安眠藥組安慰劑組受試者治療前治療后受試者治療前

20、治療后13.54.714.05.423.34.423.54.733.24.033.25.244.55.243.24.854.35.053.34.663.24.363.44.974.25.172.73.885.06.584.86.194.34.094.55.9103.64.7103.84.92.7解：本題采用成組 t 檢驗(yàn) 比較兩小樣本差值的均數(shù)，以治療后與治療前的睡眠時(shí)間的差值為變量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。安眠藥組： n110， d10.88， Sd10.4826安慰劑組： n210， d 21.39， Sd20.2685兩樣本標(biāo)準(zhǔn)差相差不大，可認(rèn)為兩總體方差齊，略去方差齊性檢驗(yàn)。(1) 建立檢驗(yàn)假設(shè)，

21、確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0：d1d2 ，即安眠藥的催眠作用與安慰劑相同12/24H1：d1d2 ，即安眠藥的催眠作用與安慰劑不同 0.05(2) 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量td1d 2Sd21n1 1 Sd22n2 11 1n1n22n1n20.881.392.92030.48262(101)0.26852(101)11101021010n1n2 21010218(3) 確定 P 值，作出統(tǒng)計(jì)推斷查 t 界值表得 0.005< P< 0.01，按0.05水準(zhǔn)，拒絕 H0 ，接受 H1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義， 可以認(rèn)為安眠藥的催眠作用與安慰劑不同， 安慰劑的催眠效果好于安眠藥。SPSS操作數(shù)據(jù)錄入：打開 SP

22、SS Data Editor窗口，點(diǎn)擊 Variable View標(biāo)簽，定義要輸入的變量 g 、 x1 和x2；再點(diǎn)擊 Data View標(biāo)簽，錄入數(shù)據(jù)（見圖，圖）。圖Variable View 窗口內(nèi)定義要輸入的變量g、 x1 和 x213/24圖窗口內(nèi)錄入數(shù)據(jù)分析：TransformCompute Target Variable ：鍵入dNumeric Expression ：鍵入x2-x1計(jì)算 x2 與 x1的差值OKAnalyzeCompare MeansIndependent-Samples T Test 成組設(shè)計(jì) t檢驗(yàn)Test Variables ： d分析變量 dGroupin

23、g Variable ： g分組變量 gDefine Groups Use Specified ValuesGroup1：鍵入 1定義比較的兩組Group2 ：鍵入 2ContinueOK2.8 某醫(yī)師用依降鈣素治療絕經(jīng)后婦女骨質(zhì)疏松癥，收集30 例絕經(jīng)后骨質(zhì)疏松癥婦女， 隨機(jī)分成兩組， 一組服用依降鈣素 +乳酸鈣，另一組只服用乳酸鈣，24 周后觀察兩組患者腰椎L2 4 骨密度的改善率，結(jié)果如表9，請(qǐng)問依降鈣素治療絕經(jīng)后婦女骨質(zhì)疏松是否有效？表 9各組患者L24 骨密度的改善率/ %14/24依降鈣素 +乳酸鈣乳酸鈣-0.20-0.830.210.261.860.471.971.079.201

24、.183.561.262.801.693.291.753.302.313.472.653.602.784.306.024.393.368.422.106.023.142.8 解：本題采用成組 t 檢驗(yàn)比較兩小樣本均數(shù)。依降鈣素 +乳酸鈣組：n115， X13.7460， S12.5871乳酸鈣組：n215， X 21.9473， S21.6041兩樣本標(biāo)準(zhǔn)差相差不大，可認(rèn)為兩總體方差齊，略去方差齊性檢驗(yàn)。(1) 建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0：12，即依降鈣素治療絕經(jīng)后婦女骨質(zhì)疏松無效H1：12，即依降鈣素治療絕經(jīng)后婦女骨質(zhì)疏松有效單側(cè)0.05(2) 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量15/24tX1X 2S12

25、 n1 1 S22 n211 1n1n22n1n23.74601.94732.28852.587121511.6041215111151521515n1 n2 21515228(3) 確定 P 值，作出統(tǒng)計(jì)推斷查 t 界值表得 0.01< P <0.025，按 0.05水準(zhǔn)，拒絕 H0 ，接受 H1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為依降鈣素治療絕經(jīng)后婦女骨質(zhì)疏松有效。SPSS 操作數(shù)據(jù)錄入：打開 SPSS Data Editor窗口，點(diǎn)擊 Variable View標(biāo)簽，定義要輸入的變量 g和x；再點(diǎn)擊 Data View標(biāo)簽，錄入數(shù)據(jù)（見圖，圖）。圖Variable View 窗口內(nèi)定

26、義要輸入的變量g和 x16/24圖窗口內(nèi)錄入數(shù)據(jù)分析：AnalyzeCompare MeansIndependent-Samples T Test Test Variables ： xGrouping Variable ： gDefine Groups Use Specified ValuesGroup1：鍵入 1Group2 ：鍵入 2ContinueOK2.9 為比較大學(xué)生中男女血清谷胱甘肽過氧化物酶(GSH-PX) 的活力是否不同，某人于 1996 年在某大學(xué)中隨機(jī)抽取了1822 歲男生 48 名，女生 46 名，測(cè)得其血清谷胱甘肽過氧化物酶含量（活力單位）如表10。問男女性的GSH-P

27、X的活力是否不同？表 10男女大學(xué)生的血清谷胱甘肽過氧化物酶( XS )性別nXS男4896.537.66女4693.7314.9717/242.9 解：本題為成組設(shè)計(jì)的兩小樣本均數(shù)比較(1) 方差齊性檢驗(yàn)1) 建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0：22，即男、女性 GSH-PX 活力的總體方差齊12H1：22，即男、女性 GSH-PX 活力的總體方差不齊12 0.102) 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F2小2=22=3.819S大 /S14.97/ 7.661n1 1 46 1 45 ，2 n2 1 48 1 473) 確定 P 值，作出統(tǒng)計(jì)推斷查方差齊性檢驗(yàn)用 F 界值表得 P <0.10，按0.10

28、水準(zhǔn)，拒絕 H0，接受H1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為兩總體方差不齊。故應(yīng)用t ' 檢驗(yàn)。(2) 成組設(shè)計(jì)兩小樣本均數(shù)的 t ' 檢驗(yàn)1) 建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0： 12 ，即男、女性 GSH-PX 活力相同H1： 12 ，即男、女性 GSH-PX 活力不同 0.052) 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量X1X 296.5393.731.134t 'S22S 217.66 214.972n1n2484627.66214.9722SX21SX2 22S12S22n1n2484666.4166SX4SX4S122S2227.662 214.972 212n1 1 n2 1n1n248

29、46n11n2148 146 13) 確定 P 值，作出統(tǒng)計(jì)推斷查 t 界值表得 0.20< P <0.40，按0.05 水準(zhǔn)，不拒絕 H0，差別無統(tǒng)計(jì)學(xué)意18/24義，尚不能認(rèn)為男、女性GSH-PX 活力不同。2.10 某研究者欲比較甲、乙兩藥治療高血壓的效果，進(jìn)行了隨機(jī)雙盲對(duì)照試驗(yàn)，結(jié)果如表11，請(qǐng)問能否認(rèn)為兩種降壓藥物等效？表 11兩藥降血壓 /kPa 的效果比較nXS甲藥502.670.27乙藥503.200.332.10 解：本題采用兩樣本均數(shù)的等效檢驗(yàn)（等效界值0.67 kPa）。(1) 建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0： |H1： |12 |0.67 kPa，即兩種降壓

30、藥不等效1 2 | < 0.67 kPa，即兩種降壓藥等效單側(cè)0.05(2) 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量| X1X 2 |X1 X2|tSX1 X2S12 n1 1 S22 n21 1 1n1 n22n1 n20.67| 2.673.20 |2.3220.2720.332(501)(501)( 11 )505025050n1 n225050298(3) 確定 P 值，作出統(tǒng)計(jì)推斷查 t 界值表得 0.01< P <0.025，按 0.05水準(zhǔn)，拒絕 H0 ，接受 H1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為甲乙兩種藥物的降壓效果等效。2.11 在探討硫酸氧釩降糖作用的實(shí)驗(yàn)中，測(cè)得 3 組動(dòng)物每日進(jìn)食

31、量如表12，19/24請(qǐng)問 3 組動(dòng)物每日進(jìn)食量是否不同？表 123 組動(dòng)物每日進(jìn)食量 /(mg ·g-1 ·d-1 )正常加釩組糖尿病加釩組糖尿病組24.8426.4646.8927.6024.1947.2130.9728.7042.4224.6123.7047.7024.8224.4840.7424.6424.1941.0329.7228.0144.9827.4223.7043.4623.6426.1044.3430.0624.6244.322.11 解：本題采用完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的方差分析。表組動(dòng)物每日進(jìn)食量 /(mg ·g-1·d-1 )正常加釩組糖尿

32、病加釩組糖尿病組合計(jì)24.8426.4646.8927.6024.1947.2130.9728.7042.4224.6123.7047.7024.8224.4840.7424.6424.1941.0329.7228.0144.9827.4223.7043.4623.6426.1044.3430.0624.6244.32ni10101030X i26.83225.41544.30932.18520/24X268.32254.15443.09965.56X26488.698719687.681133440.70847264.3286(1) 方差分析1) 建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0：123 ，即

33、 三種處理方式下動(dòng)物每日進(jìn)食量相同H1：1、2、3 不等或不全相等，即三種處理方式下動(dòng)物每日進(jìn)食量不同或不全相同 0.052) 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量C2/ N965.56231076.8705X30SSTX 2C33440.7084-31076.87052363.8379TN130 129c(X ij ) 2222SSTRjC268.32254.15443.09i1ni1031076.8705 2214.7888TRc13 12SSeSSTSSTR2363.8379 - 2214.7888 149.0491eTTR292 27方差分析表，見表。表完全隨機(jī)設(shè)計(jì)方差分析表變異來源SSMSFP處理2214.788821107.3