簡介：描述性統(tǒng)計學(xué)作者DRMARIACREAPRISANT（北北卡羅來納州立大學(xué)獸醫(yī)學(xué)院微生物學(xué)、病理學(xué)和寄生蟲學(xué)系）翻譯LVRUIQINDXY描述性統(tǒng)計學(xué)變量的類型概括性統(tǒng)計學(xué)分布圖形描述對所得數(shù)據(jù)有一個總體“感覺”評價數(shù)據(jù)的質(zhì)量變量的類型連續(xù)型溫度、心率等高斯分布（GAUSSIANDISTRIBUTION），鐘罩形離散變量、分類變量定序型數(shù)據(jù)（DINAL）腹痛的程度、腫瘤大小定類型數(shù)據(jù)（NOMINAL）品種、性別二項數(shù)據(jù)（BINOMINAL）是或否、出席或缺席正態(tài)和偏態(tài)分布對稱均值、眾數(shù)、中位數(shù)單峰偏向左側(cè)眾數(shù)、中位數(shù)單峰尾部（TAIL）雙峰變量或分布的類型決定了所使用的統(tǒng)計方法使用非參數(shù)檢驗使用連續(xù)型變量的檢驗連續(xù)型定序型定義新的變量或者進(jìn)行轉(zhuǎn)變集中趨勢和離散集中趨勢的測度均值（MEAN）、中位數(shù)（MEDIAN）、眾數(shù)（MODE）離散程度的測度標(biāo)準(zhǔn)差（STARDDEVIATION）、百分位數(shù)（PERCENTILES）集中趨勢的測度均值（MEAN）均值（MEAN）對于連續(xù)型數(shù)據(jù)而言此處，X1X2XN是獨立的值并且N是測量的總數(shù)。均值、中位數(shù)、眾數(shù)呼吸頻率甲組1112131415均值13乙組111213131425均值15均值為極端值所影響中位數(shù)是13分割數(shù)據(jù)成5050的值（數(shù)據(jù)按升序或降序排列）眾數(shù)是13出現(xiàn)最多的數(shù)集中趨勢的測度離散程度的測度標(biāo)準(zhǔn)差（STARDDEVIATION）1SD2SD3SD百分位數(shù)（PERCENTILES）25，50，75，90，95極差（RANGE）最大值最小值標(biāo)準(zhǔn)差方差百分位數(shù)70下側(cè)30上側(cè)第70個百分位數(shù)值四分之一分位數(shù)25四分之二分位數(shù)50白細(xì)胞計數(shù)莖葉圖（STEMLEAF）大猩猩屬（GILLAGILLA）N29個大猩猩平均白細(xì)胞數(shù)103SD502中位數(shù)83大猩猩屬佛羅里達(dá)海牛（FLIDAMANATEE）淋巴細(xì)胞單核細(xì)胞總蛋白質(zhì)重量均值的置信區(qū)間（CONFIDENCEINTERVALFTHEMEAN）置信區(qū)間更多樣本分類數(shù)據(jù)腫瘤大小小，中，大甲組11222223123乙組12233333均值NO同時，中位數(shù)YES頻數(shù)眾數(shù)YES比例直方圖交叉列聯(lián)表和圖表說明組別甲乙腫瘤大小頻數(shù)表比例腫瘤大小為1，甲組中占23每個細(xì)胞觀察到的數(shù)目聯(lián)系聯(lián)系并不意味著因果關(guān)系因果關(guān)系是聯(lián)系的一種特殊形式標(biāo)準(zhǔn)包括力度、短暫性、生物梯度、一致性等聯(lián)系的檢驗定義假設(shè)零假設(shè)想要拒絕的備擇假設(shè)

簡介：復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)簡介LIUCHANG目錄背景基本概念網(wǎng)絡(luò)模型基本搜索算法目錄背景技術(shù)網(wǎng)絡(luò)WWW電力網(wǎng)因特網(wǎng)社會網(wǎng)絡(luò)朋友關(guān)系網(wǎng)科學(xué)引文網(wǎng)科學(xué)家合著網(wǎng)交通運輸網(wǎng)絡(luò)航空網(wǎng)道路交通網(wǎng)城市公共交通網(wǎng)生物網(wǎng)絡(luò)神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)蛋白質(zhì)相互作用網(wǎng)絡(luò)生態(tài)網(wǎng)絡(luò)復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)（COMPLEXWK）復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)（COMPLEXWK）定義具有自組織、自相似、吸引子、小世界、無標(biāo)度中部分或全部性質(zhì)的網(wǎng)絡(luò)稱為復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)。復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)研究進(jìn)程1736，歐拉哥尼斯堡七橋→圖論1950，ERDOSRENYI隨機圖論20世紀(jì)60年代末，弱連接的強度MARKGRANOVETTER1998，STROGATZBARABASI小世界實驗世紀(jì)之交，新紀(jì)元為什么現(xiàn)在才開始研究復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)計算機技術(shù)的發(fā)展使我們擁有各種網(wǎng)絡(luò)的數(shù)據(jù)庫，并有可能對大規(guī)模的網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行實證研究普適性的發(fā)現(xiàn)許多實際網(wǎng)絡(luò)具有相同的定性性質(zhì)且已有的理論不能描述和解釋理論研究的發(fā)展小世界網(wǎng)絡(luò)SMALLWLDWK無標(biāo)度網(wǎng)絡(luò)SCALEFREEWK統(tǒng)計物理學(xué)的研究手段目錄基本概念對網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)的描述度（DEGREE）朋友的個數(shù)介數(shù)（BETWEENNESS）經(jīng)過我的最短路徑的條數(shù)集聚系數(shù)（群系數(shù)）（CLUSTERINGCOEFFICIENT）朋友的朋友還是不是朋友的情況最短路徑（SHTESTPATH）兩個頂點之間邊數(shù)最少的路徑聚類系數(shù)（CLUSTERINGCOEFFICIENT）假設(shè)一個節(jié)點有條邊與它相連，這個節(jié)點就是節(jié)點的鄰居，則節(jié)點的聚類系數(shù)就是的鄰居節(jié)點互相連接的邊數(shù)和鄰居節(jié)點全部連接的所有邊數(shù)的比值。CLUSTERINGCOEFFICIENT用表示節(jié)點的聚類系數(shù)，其中鄰居節(jié)點相互連接的邊數(shù)用表示，這些鄰居節(jié)點全部連接的所有邊數(shù)為。網(wǎng)絡(luò)的全局聚類系數(shù)是所有節(jié)點的聚類系數(shù)的平均值。目錄網(wǎng)絡(luò)模型復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)的結(jié)構(gòu)四種結(jié)構(gòu)模型規(guī)則網(wǎng)絡(luò)小世界網(wǎng)絡(luò)隨機網(wǎng)絡(luò)無標(biāo)度網(wǎng)絡(luò)規(guī)則網(wǎng)絡(luò)小世界網(wǎng)絡(luò)模型WS小世界模型構(gòu)造算法（隨機化重連）1、從最近鄰耦合網(wǎng)絡(luò)開始2、隨機化重連以概率P隨機地重新連接網(wǎng)絡(luò)中的每個邊，即將邊的一個端點保持不變，而另一個端點取為網(wǎng)絡(luò)中隨機選擇的一個節(jié)點。其中規(guī)定，任意兩個不同的節(jié)點之間至多只能有一條邊，并且每一個節(jié)點都不能有邊與自身相連。小世界網(wǎng)絡(luò)模型NW小世界模型構(gòu)造算法（隨機化加邊）1、一個環(huán)狀的規(guī)則網(wǎng)絡(luò)開始2、隨機化加邊以概率P在隨機選取的一對節(jié)點之間加上一條邊。其中，任意兩個不同節(jié)點之間至多只能有一條邊，并且每一個節(jié)點都不能有邊與自身相連。改變P值可以實現(xiàn)從最近鄰耦合網(wǎng)絡(luò)P0向全局耦合網(wǎng)絡(luò)P1轉(zhuǎn)變。當(dāng)P足夠小和N足夠大時，NW小世界模型本質(zhì)上等同于WS小世界模型。小世界網(wǎng)絡(luò)模型無標(biāo)度網(wǎng)絡(luò)BA無標(biāo)度模型構(gòu)造算法1、增長從一個具有個節(jié)點的網(wǎng)絡(luò)開始，每次引入一個新的節(jié)點，并連到個已存在的節(jié)點上，這里2、優(yōu)先連接一個新節(jié)點與一個已經(jīng)存在的節(jié)點相連接的概率與節(jié)點的度節(jié)點的度滿足目錄基本搜索算法基本搜索算法廣度優(yōu)先搜索算法深度優(yōu)先搜索算法最大度搜索算法隨機游走搜索算法K遍歷器隨機游走與最大度相結(jié)合的混合算法廣度優(yōu)先搜索算法（BFS）首先查詢源節(jié)點的所有鄰居節(jié)點中是否存在目標(biāo)節(jié)點，若存在，則將其返回給源節(jié)點；若不存在，鄰居節(jié)點將信息專遞給它們各自的鄰居節(jié)點，重復(fù)上述過程，直到找到目標(biāo)節(jié)點為止。深度優(yōu)先搜索算法（DFS）DFS在源節(jié)點的鄰居節(jié)點中沿著樹的深度遍歷樹的節(jié)點盡可能深的搜索樹的分支。當(dāng)節(jié)點I的所有鄰居節(jié)點都已經(jīng)被查詢過，搜索將回到把查詢信息傳遞給節(jié)點I那個起始節(jié)點。重復(fù)這一過程直到已發(fā)現(xiàn)目標(biāo)節(jié)點為止。最大度搜索算法（DS）DS是搜索其鄰居中最大節(jié)點度的節(jié)點。若該節(jié)點是目標(biāo)節(jié)點則返回信息。否則繼續(xù)搜索最大節(jié)點度的節(jié)點的鄰居節(jié)點直到搜索到目標(biāo)節(jié)點為止。隨機游走搜索算法（RWS）隨機游走算法判斷源節(jié)點是不是目標(biāo)節(jié)點如果是則停止搜索。否則隨機選擇一個鄰居將信息傳送過去直到找到目標(biāo)節(jié)點為止。隨機游走的搜索步數(shù)大但是在搜索的過程中信息產(chǎn)生量少這樣在網(wǎng)絡(luò)中就不會產(chǎn)生很大的流量。3種隨機游走算法1無限制隨機游走2不返回上一步節(jié)點的隨機游走3不重復(fù)訪問節(jié)點的隨機游走K遍歷器隨機游走與最大度相結(jié)合的混合算法KRDS網(wǎng)絡(luò)中每個節(jié)點都知道它們鄰居節(jié)點的信息源節(jié)點隨機選擇K個鄰居節(jié)點傳送信息若發(fā)現(xiàn)目標(biāo)節(jié)點則將返回信息。否則它們分別選擇它們鄰居中度最大的節(jié)點傳遞信息。K遍歷器隨機游走與最大度相結(jié)合的混合算法KRDS如果依然沒有搜索到目標(biāo)節(jié)點則用隨機游走進(jìn)行查詢。重復(fù)這個過程直到搜索到目標(biāo)節(jié)點為止。在該算法中K有一個約束條件即它要小于等于當(dāng)前節(jié)點的度數(shù)。對比“我認(rèn)為下個世紀(jì)將是復(fù)雜性的世紀(jì)?！笔返俜一艚餞HANKYOU

簡介：地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)張樹泉北京科技大學(xué)一、地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)的發(fā)展歷史和現(xiàn)狀什么是地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)GEOSTATISTICS包含經(jīng)典統(tǒng)計學(xué)與空間統(tǒng)計學(xué)，按其基本原理可定義為地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)是以區(qū)域化變量理論為基礎(chǔ)，以變異函數(shù)為主要工具，研究那些在空間分布上既有隨機性，又有結(jié)構(gòu)性的自然現(xiàn)象的科學(xué)。地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)誕生過程上世紀(jì)40年代后期，當(dāng)南非統(tǒng)計學(xué)家HS西奇爾（SICHEL）判明南非各金礦的樣品品位呈對數(shù)正態(tài)分布以后，才真正確立了地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)的開端。1951年，南非的礦山工程DG克立格DANIELKRIGE）在HS西奇爾研究的基礎(chǔ)上提出一個論點“可以預(yù)計，一個礦山總體中的金品位的相對變化要大于該礦山某一部分中的金品位的相對變化”。換句話說，以較近距離采集的樣品很可能比以較遠(yuǎn)距離采集的樣品具有更近似的品位。這一論點是描述在多維空間內(nèi)定義的數(shù)值特征的空間統(tǒng)計學(xué)據(jù)以建立的基礎(chǔ)。到上世紀(jì)60年代，才認(rèn)識到需要把樣品值之間的相似性作為樣品間距離的函數(shù)來加以模擬，并且得出了半變異函數(shù)。法國概率統(tǒng)計學(xué)家馬特?。∕ATHERON）創(chuàng)立了一個理論框架，為克立格作出的經(jīng)驗論點提供了精確而簡明的數(shù)學(xué)闡釋。馬特隆創(chuàng)造了一個新名詞“克立格法”（KRIGING），藉以表彰克立格在礦床的地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)評價工作中所起到的先驅(qū)作用。即1962年，馬特隆在克立格和西奇爾研究的基礎(chǔ)上，將他們的成果理論化、系統(tǒng)化，并首先提出了區(qū)域化變量（REGIONALIZEDVARIABLE）的概念，為了更好地研究具有隨機性及結(jié)構(gòu)性的自然現(xiàn)象，提出了地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)（GEOSTATISTICS）一詞，發(fā)表了應(yīng)用地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)，該著作的出版標(biāo)志著地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)作為一門新興邊緣學(xué)科而誕生。地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)開始進(jìn)入了學(xué)術(shù)界。在法國楓丹白露成立了地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)中心（CENTREDEGEOSTATISTIQUES），培養(yǎng)了一大批學(xué)員，不僅為地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)的研究而且為它的傳播起到了巨大的作用。地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)的發(fā)展自70年代，地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)的發(fā)展突飛猛進(jìn)。在此期間，從理論突破的頻度、論文發(fā)表的篇數(shù)、以及世界各地對地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)所表現(xiàn)的極大關(guān)心程度，都說明地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)達(dá)到了前所未有的發(fā)展階段。目前條件模擬技術(shù)廣泛應(yīng)用于石油、采礦、水文、和環(huán)境保護(hù)等領(lǐng)域中。研制出一批高水平的地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)方法計算程序軟件。在地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)的理論及方法基礎(chǔ)上開發(fā)了許多成熟的應(yīng)用軟件。如美國開發(fā)的礦床建模軟件包（DEPOSITMODELINGSYSTEM），功能上可覆蓋礦山地質(zhì)設(shè)計的全過程；而MICL（英國礦業(yè)計算機有限公司）開發(fā)的DATMINE軟件包，則集地、測、采于一體；法國巴黎高等礦院地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)研究中心研制出兩種大型軟件系統(tǒng)ISATIS系統(tǒng)及HERESIM系統(tǒng)；澳大利亞的MICROMINE軟件SURPAC軟件，加拿大的GEOSTAT軟件，CAMET軟件和GLS軟件系統(tǒng)等。地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)是在1977年由美國福祿爾采礦金屬有限公司（FLOURMININGMETAINCPATION）HMPARKER博士隨美中貿(mào)易全國委員會礦業(yè)代表團(tuán)來華訪問，傳入我國，繼而得到進(jìn)一步的發(fā)展。1989年11月召開的全國第一屆地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)學(xué)術(shù)討論會，地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)在我國的發(fā)展進(jìn)入了一個新的階段，理論研究更加深入，涉及的方法原理更加廣泛。地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)已經(jīng)被廣泛地承認(rèn)是礦床評價的必要部分，在我國已經(jīng)認(rèn)可用地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)對礦床進(jìn)行評價的地質(zhì)報告。1、區(qū)域化變量理論區(qū)域化變量G馬特隆定義區(qū)域化變量是一種在空間上具有數(shù)值的實函數(shù)，它在空間的每一個點取一個確定的數(shù)值，即當(dāng)由一個點移到下一個點時，函數(shù)值是變化的。從地質(zhì)及礦業(yè)角度來看，區(qū)域化變量具有如下性質(zhì)（1）空間局限性即它被限制在一個特定的空間（如一個礦體內(nèi)）；該空間稱為區(qū)域化的幾何域；區(qū)域化變量是按幾何支撐定義的。（2）連續(xù)性不同的區(qū)域化變量具有不同的連續(xù)性，這種連續(xù)性是通過相鄰樣品之間的變異函數(shù)來描述的。（3）異向性當(dāng)區(qū)域化變量在各個方向上具有相同的性質(zhì)時稱各向同性，否則稱各向異性。（4）相關(guān)性一定范圍內(nèi)、一定程度上的空間相關(guān)性，當(dāng)超出這一范圍后相關(guān)性減弱以至消失。（5）對于任一區(qū)域化變量而言，特殊的變異性可以疊加在一般規(guī)律之上。相關(guān)關(guān)系散點圖SCATTERDIAGRAM相關(guān)系數(shù)計算公式樣本相關(guān)系數(shù)的計算公式相關(guān)系數(shù)取值及其意義R變異函數(shù)VARIOGRAM協(xié)方差函數(shù)COVARIANCE平穩(wěn)假設(shè)STATIONARYASSUMPTION內(nèi)蘊假設(shè)INTRINSICASSUMPTION估計方差ESTIMATIONVARIANCE1估計方差ESTIMATIONVARIANCE2估計方差ESTIMATIONVARIANCE3離差方差DISPERSIONVARIANCE2、變異函數(shù)及結(jié)構(gòu)分析為表征一個礦床金屬品位等特征量的變化，經(jīng)典統(tǒng)計學(xué)通常采用均值、方差等一類參數(shù)，這些統(tǒng)計量只能概括該礦床中金屬品位等特征量的全貌，卻無法反映局部范圍和特定方向上地質(zhì)特征的變化。地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)引入變異函數(shù)這一工具，它能夠反映區(qū)域化變量的空間變化特征相關(guān)性和隨機性，特別是透過隨機性反映區(qū)域化變量的結(jié)構(gòu)性，故變異函數(shù)又稱結(jié)構(gòu)函數(shù)。變異函數(shù)及變異曲線變異函數(shù)及變異曲線ZX和ZXH的相關(guān)與變異函數(shù)的關(guān)系變異函數(shù)與協(xié)方差之間的關(guān)系存在趨勢的變異函數(shù)具有空穴效應(yīng)的變異函數(shù)幾何異向性和帶狀異向性比較變異函數(shù)在原點處的性狀變異函數(shù)的理論模型C0塊金常數(shù)A變程C0C基臺變異函數(shù)的理論模型三種有基臺值標(biāo)準(zhǔn)模型比較具有空穴效應(yīng)的變異函數(shù)無基臺值標(biāo)準(zhǔn)模型變異函數(shù)結(jié)構(gòu)分析幾何異向性結(jié)構(gòu)的套合帶狀異向性結(jié)構(gòu)的套合比例效應(yīng)相對變異函數(shù)改正變異函數(shù)的套合普通克立格法DINARYKRIGING普通克立格方程組正態(tài)分布的誤差圖示泛克立格法UNIVERSALKRIGING泛克立格法方程組舉例指示克立格法INDICATKRIGING指示克立格法INDICATKRIGING協(xié)同克里格法（COKRIGING）協(xié)同克里格法（COKRIGING）協(xié)同克里格法（COKRIGING）協(xié)同克里格法（COKRIGING）礦業(yè)軟件SURPAC的應(yīng)用基本統(tǒng)計分析空間變異性分析選用不同的方法估值應(yīng)用SURPAC估算儲量的步驟應(yīng)用SURPAC估算儲量的步驟條件模擬計算正態(tài)分位數(shù)計算條件模擬產(chǎn)生隨機數(shù)產(chǎn)生一個介于0和1之間的一個隨機數(shù)從CDF（累計分布曲線）中讀取一個模擬值

簡介：醫(yī)學(xué)統(tǒng)計學(xué)復(fù)習(xí)1考試時間待定考試地點待定請留意公共郵箱通知2考試題型簡答題10題計算分析題23題SPSS結(jié)果閱讀題1題請自帶學(xué)生身份證、計算器3基本內(nèi)容4定量資料的統(tǒng)計描述1集中趨勢算術(shù)平均數(shù)幾何均數(shù)中位數(shù)全距2離散趨勢四分位數(shù)間距方差標(biāo)準(zhǔn)差變異系數(shù)53正態(tài)分布特征應(yīng)用估計頻率分布確定醫(yī)學(xué)參考值范圍正態(tài)近似法和百分位數(shù)法質(zhì)量控制理論基礎(chǔ)4T分布特征應(yīng)用區(qū)間估計假設(shè)檢驗6定性資料的統(tǒng)計描述1常用相對數(shù)率構(gòu)成比相對比2應(yīng)用相對數(shù)的分母不宜過小注意事項不能以構(gòu)成比代替率分子和分母合計求合計率要注意資料的可比性應(yīng)作假設(shè)檢驗73標(biāo)準(zhǔn)化率基本思想目的控制混雜因素對研究結(jié)果的影響計算應(yīng)用的注意事項8定量資料的統(tǒng)計推斷一、定量資料的參數(shù)估計1點估計2區(qū)間估計Σ未知，N較小Σ已知Σ未知但N足夠大9二、定量資料的假設(shè)檢驗單樣本T檢驗參T檢驗配對設(shè)計T檢驗數(shù)檢成組設(shè)計T檢驗驗Z檢驗見下頁10Z檢驗單個樣本U檢驗參數(shù)成組設(shè)計U檢驗檢驗方差分析基本思想11單樣本的秩和檢驗非配對設(shè)計的秩和檢驗參TＴ＋Ｔ－數(shù)檢驗成組設(shè)計兩樣本比較的秩和檢驗當(dāng)N1＝N2時，TT1T2當(dāng)N1≠N2時，TTMINN1N2成組設(shè)計多個樣本比較秩和檢驗12定性資料統(tǒng)計推斷一、定性資料的參數(shù)估計1點估計2區(qū)間估計正態(tài)近似法查表法13二、定性資料的假設(shè)檢驗1成組設(shè)計四格表Χ2檢驗四格表一般公式四格表專用公式上述公式適用條件N≥40且所有的T≥5142成組四格表Χ2檢驗的校正四格表一般公式的校正四格表專用公式的校正上述公式適用條件N≥40且某一個理論數(shù)1≤T＜5153配對設(shè)計四格表Χ2檢驗1配對設(shè)計公式BC≥40時，2配對設(shè)計校正公式BC40時，164行列表Χ2檢驗5行列表Χ2檢驗時的注意事項1不宜有15以上的理論頻數(shù)小于5，或有1個格子的理論頻數(shù)小于1。解決的辦法172單向有序行列表效應(yīng)在構(gòu)成比上有無差異Χ2檢驗效應(yīng)有無差異秩和檢驗3雙向有序行列表列聯(lián)表粗略分析兩個變量有無關(guān)系18直線相關(guān)與回歸1建立回歸方程2回歸系數(shù)及相關(guān)系數(shù)的涵義3回歸與相關(guān)的區(qū)別和聯(lián)系4直線回歸的應(yīng)用5等級相關(guān)的適用范圍19若干概念1總體和樣本個體2參數(shù)和統(tǒng)計量3定量資料和定性資料4正態(tài)分布和T分布5醫(yī)學(xué)參考值范圍和可信區(qū)間6標(biāo)準(zhǔn)差和標(biāo)準(zhǔn)誤7I型錯誤和II型錯誤208回歸系數(shù)和相關(guān)系數(shù)9參數(shù)檢驗和非參數(shù)檢驗10實驗和調(diào)查11實驗設(shè)計基本原則12常見統(tǒng)計圖13理論界值196，38421實戰(zhàn)練習(xí)221某地抽樣調(diào)查87名710歲肥胖兒童的血脂含量，得膽固醇的均數(shù)為16614MGDLS為3034MGDL請計算95參考值范圍和99可信區(qū)間。232欲了解某地城鄉(xiāng)嬰兒營養(yǎng)狀況有無差別，測量了其血紅蛋白含量，見下表1，請問該資料屬何種類型該資料屬何種設(shè)計試問不同地區(qū)嬰兒的血紅蛋白濃度有無差異24表1某地嬰兒血紅蛋白濃度3某檢驗員用兩種方法測定了10名正常人的血紅蛋白含量GDL，結(jié)果如下ID12345678910新法112150150135127154110121130122舊法121134145130132149117114138120問兩種方法的結(jié)果有無差別兩種方法的結(jié)果有無關(guān)系如何用新法來校正舊法的測定結(jié)果264選甲型流感病毒血凝抑制抗體滴度倒數(shù)小于5者24人，隨機分成2組，每組12人。用甲型流感病毒活疫苗進(jìn)行免疫，一組用鼻腔噴霧法X1，另一組用氣霧法X2，免疫后一月采血，分別測定血凝抑制抗體滴度，結(jié)果如下。問兩法免疫的效果是否不同X150403035601003020257035115X2402030251015253040101530275某醫(yī)生用潑尼松、轉(zhuǎn)移因子和胸腺肽治療系統(tǒng)性紅斑狼瘡SLE患者14人。治療前后血清SIL2RUML數(shù)據(jù)見下表。他用成組設(shè)計兩樣本T檢驗，得T＝03737，P＝07116。因此他得出治療前后血清SIL2R的差異沒有統(tǒng)計學(xué)意義的結(jié)論，請問該結(jié)論是否正確28表2治療前后血清SIL2RUML數(shù)據(jù)295某醫(yī)生用潑尼松、轉(zhuǎn)移因子和胸腺肽治療系統(tǒng)性紅斑狼瘡SLE患者14人。治療前后血清SIL2RUML數(shù)據(jù)見下表。他用成組設(shè)計兩樣本T檢驗，得T＝03737，P＝07116。因此他得出治療前后血清SIL2R的差異沒有統(tǒng)計學(xué)意義的結(jié)論，請問該結(jié)論是否正確有人提議用配對T檢驗，經(jīng)檢驗，如果治療前后的差異有統(tǒng)計學(xué)意義就可以說明治療有效，你同意否306某醫(yī)生與比較三種藥物治療風(fēng)濕性關(guān)節(jié)炎的療效，隨機抽取了48個病人，并隨機分配到四組安慰劑、甲藥、乙藥和丙藥。一周后，測定了早晨關(guān)節(jié)炎堅硬的延續(xù)時間，得下表資料317隨機抽取58名30歲以上婦女，分別測定她們的收縮壓值，得下表資料年齡X3545556575收縮壓Y114124143158166根據(jù)上表資料，算得R0992P005B0651B138結(jié)合資料，說明R和B的意義，并寫出回歸方程328為了解甲、乙兩地中老年人頸椎骨質(zhì)增生的患病情況，調(diào)查了甲地479人，乙地440人，調(diào)查結(jié)果如下表所示，故該研究認(rèn)為甲地頸椎骨質(zhì)增生的患病率低于乙地。請問此結(jié)論是否正確請說明理由。339在某項治療牙科術(shù)后疼痛控制的雙盲臨床研究中，將178例患者隨機分為兩組，A藥組90人，有效人數(shù)為68人；B藥組88人，有效人數(shù)為58人。資料經(jīng)整理成下表形式。問兩種藥有效率有無差別34表3兩種藥物治療牙科術(shù)后疼痛有效率的比較3510某研究室用甲、乙兩種血清學(xué)方法檢查410例確診的鼻咽癌患者，得結(jié)果如下，問兩種方法檢出率有無差別兩種檢驗結(jié)果之間有無關(guān)聯(lián)363711某醫(yī)生欲比較兩藥治療慢性胃炎的療效，得結(jié)果如下表所示。經(jīng)卡方檢驗得Χ215942，P005，故該醫(yī)生認(rèn)為兩藥療效不同。你認(rèn)為該醫(yī)生的分析正確與否請說明理由。38

簡介：商用統(tǒng)計學(xué)CHAPTER7估計估計估計，是指由母體抽出樣本，而根據(jù)樣本統(tǒng)計量之抽樣分配的性質(zhì)，對母體母數(shù)推測的方法。包含點估計與區(qū)間估計兩項。71統(tǒng)計推論的概念統(tǒng)計推論的方法當(dāng)母體分配確定之後，便要利用統(tǒng)計推論方法對未知母數(shù)進(jìn)行推論。在統(tǒng)計學(xué)上，推論方法分為兩類，一為估計包括點估計與區(qū)間估計，二為檢定。如以下所示72點估計點估計的意義及其導(dǎo)出過程所謂點估計POINTESTIMATION或稱點推定，即是利用樣本資料求算一個樣本統(tǒng)計量，用以推估母體中未知母數(shù)的方法。例如最常見的方式，是以樣本資料求算一個平均數(shù)來推估母體平均數(shù)。因本方法只對母體未知母數(shù)提供一個可能數(shù)值，亦即只推估一點，故稱為點估計。茲將點估計的導(dǎo)出過程，說明如下設(shè)母體分配為，有一未知母數(shù)，今從此分配中，隨機抽取一組樣本，將其作成樣本統(tǒng)計量，為72點估計點估計的意義及其導(dǎo)出過程則是未知母數(shù)的估計式，稱為估計量ESTIMAT或稱推定式。研究者若實際將樣本資料代入估計量內(nèi)，以求得一個確定的值，則稱為估計值ESTIMATE或推定值。如先求，再來估計母體平均數(shù)，即為值計量。假設(shè)抽出，計算則推論為70，70即為估計值。72點估計優(yōu)良估計量的評判準(zhǔn)則由上節(jié)說明可知，點估計量可用來估計未知的母體母數(shù)。但估計某一未知的母體母數(shù)之點估計量往往有多種形態(tài)。如欲估計母體平均數(shù)，可使用算術(shù)平均數(shù)、中位數(shù)或眾數(shù)等多種，到底孰優(yōu)孰劣，就必須有一些評判標(biāo)準(zhǔn)，否則無所適從。優(yōu)良估計量其評判準(zhǔn)則，主要有二72點估計優(yōu)良估計量的評判準(zhǔn)則所謂不偏性UNBIASEDNESS，是指點估計量之期望值等於母體母數(shù)，即稱為的不偏估計量UNBIASEDESTIMAT。若，即與之差，稱為偏誤BIAS。如下圖所示。72點估計優(yōu)良估計量的評判準(zhǔn)則在統(tǒng)計學(xué)上，常見的未知母體母數(shù)之不偏估計量有；；；等。設(shè)，抽出一組隨機樣本，試判斷下列何者為的不偏估計量，其中。1234例題一＊解1234234均為的不偏估計量。例題一72點估計優(yōu)良估計量的評判準(zhǔn)則所謂有效性EFFICIENCY，是指在樣本大小N固定之下，母數(shù)的所有不偏估計量中，具有最小變異數(shù)者，稱為有效不偏估計量EFFICIENTUNBIASEDESTIMAT。註變異數(shù)愈小，平均數(shù)愈有代表性，推論準(zhǔn)確性會愈高。72點估計優(yōu)良估計量的評判準(zhǔn)則由上圖可知，，但分配較分配陡，所以相對於而言，為較有效的不偏估計量。一般研究者可用相對有效性RELATIVEEFFICIENCYRE來衡量兩個不偏估計量之有效性。若，則比有效，，則比有效。試就上例【例題1】，說明何者為有效估計量其中＊解∵有效估計量的前提是，樣本大小N固定且為的不偏估計量，所以以234比較之。234∵最小，∴為的有效估計量。例題二73區(qū)間估計的概念區(qū)間估計的意義所謂區(qū)間估計INTERVALESTIMATION，是指根據(jù)抽出的樣本資料，先求出未知母數(shù)的點估計量即樣本估計量，再將點估計量作成抽樣分配，然後利用此抽樣分配建立一個未知母數(shù)的可能範(fàn)圍之方法，稱為區(qū)間估計。此可能範(fàn)圍，在估計理論上，稱為信賴區(qū)間CONFIDENCEINTERVAL。研究者可以下列式子表示式中表示區(qū)間範(fàn)圍，L表示信賴區(qū)間的下限，U表示上限，稱為信賴水準(zhǔn)CONFIDENCELEVEL或信賴係數(shù)CONFIDENCECOEFFICENT或信賴度DEGREEOFCONFIDENCE，一般以百分比表示。設(shè)為已知數(shù)，自其中隨機抽出N個樣本，令為，設(shè)信賴係數(shù)，試求母數(shù)平均數(shù)的信賴區(qū)間。＊解1母體分配，其中為已知。2點估計量隨機抽樣一組樣本，計算，為未知母數(shù)之點估計量。抽樣分配A。B標(biāo)準(zhǔn)化。例題三機率區(qū)間信賴區(qū)間解機率區(qū)間之不等式，得Μ之信賴區(qū)間將機率區(qū)間各項乘以，再減，再乘以。6結(jié)論信賴區(qū)間。A信賴區(qū)間的下限。B信賴區(qū)間的上限。例題三73區(qū)間估計的概念信賴水準(zhǔn)的涵義信賴水準(zhǔn)或信賴係數(shù)或信賴度，其涵義是指，假設(shè)抽出100組N大小固定的樣本，作出100個信賴區(qū)間，則信賴水準(zhǔn)或信賴係數(shù)095，即表示100個信賴區(qū)間，大約有95個信賴區(qū)間，包含了未知的母體母數(shù)，5個信賴區(qū)間，並未包含未知的母體母數(shù)。如下圖所示73區(qū)間估計的概念信賴水準(zhǔn)的涵義統(tǒng)一便利商店週營業(yè)額呈常態(tài)分配，其標(biāo)準(zhǔn)差為3萬，今隨機抽取36家統(tǒng)一便利商店，計算出其平均週營業(yè)額為165萬，設(shè)信賴係數(shù)為95，試求統(tǒng)一便利商店週營業(yè)額之信賴區(qū)間。＊解萬例題四例題四今自某小販之西瓜隨機抽取125個檢查，計算出其平均重量215公斤，標(biāo)準(zhǔn)差為23公斤，設(shè)信賴係數(shù)為97，試求某小販之西瓜平均重量之信賴區(qū)間。＊解本題並未說明母體為常態(tài)分配，且標(biāo)準(zhǔn)差未知，但∵，依中央極限定理，仍可用Z分配解之，母體標(biāo)準(zhǔn)差以樣本標(biāo)準(zhǔn)差取代之。例題五74單一母體平均數(shù)之區(qū)間估計母體為常態(tài)分配、標(biāo)準(zhǔn)差未知且小樣本母體為常態(tài)分配、標(biāo)準(zhǔn)差未知且小樣本之區(qū)間估計模式，其導(dǎo)出過程，如下所示設(shè)信賴係數(shù)為1母體分配，其中為未知。2點估計量隨機抽樣一組樣本，計算，S為未知母數(shù)，之點估計量。3抽樣分配使用T分配分配，自由度74單一母體平均數(shù)之區(qū)間估計母體為常態(tài)分配、標(biāo)準(zhǔn)差未知且小樣本4機率區(qū)間5信賴區(qū)間解機率區(qū)間之不等式，得之信賴區(qū)間。今隨機抽取16名臺北市上班族開車上班時間調(diào)查，求算出其分，分。假設(shè)開車上班時間為常態(tài)分配，試求臺北市上班族平均開車上班時間之90信賴區(qū)間。＊解∵母體為常態(tài)分配、標(biāo)準(zhǔn)差未知且小樣本，∴使用T分配估計。例題六全家公司宣稱，臺中市全家超商每日營業(yè)額呈常態(tài)分配，今自該市抽出10家全家超商為一隨機樣本，營業(yè)額如下單位千元55453048326054352843設(shè)信賴係數(shù)為99，試求全家超商每日營業(yè)額之信賴區(qū)間。＊解∵母體為常態(tài)分配但母體標(biāo)準(zhǔn)差未知且小樣本，∴使用T分配估計。例題七75兩母體平均數(shù)差之區(qū)間估計在進(jìn)行兩個母體平均數(shù)之差異的區(qū)間估計，應(yīng)先決定之抽樣分配，其可能為Z或T分配，如下表所示75兩母體平均數(shù)差之區(qū)間估計兩獨立常態(tài)母體且標(biāo)準(zhǔn)差已知兩獨立常態(tài)母體且標(biāo)準(zhǔn)差已知，則兩母體平均數(shù)之區(qū)間估計模式，其導(dǎo)出過程，如下所示設(shè)信賴係數(shù)為1母體分配設(shè)有兩個相互獨立的常態(tài)母體分配1第一個母體為已知。2第二個母體為已知。2點估計量1從第一個母體隨機抽樣一組樣本個樣本，計算，為未知母數(shù)之點估計量。2從第二個母體隨機抽樣一組樣本個樣本，計算，為未知母數(shù)之點估計量。3以為之點估計量；為之點估計量。75兩母體平均數(shù)差之區(qū)間估計兩獨立常態(tài)母體且標(biāo)準(zhǔn)差已知3抽樣分配使用Z分配1；2標(biāo)準(zhǔn)化4機率區(qū)間75兩母體平均數(shù)差之區(qū)間估計兩獨立常態(tài)母體且標(biāo)準(zhǔn)差已知5信賴區(qū)間解機率區(qū)間之不等式，得之信賴區(qū)間6注意點若母體分配形態(tài)與標(biāo)準(zhǔn)差均未知但為大樣本時，由中央極限定理可知，之抽樣分配會趨近於常態(tài)分配，可以常態(tài)分配處理。其中母體標(biāo)準(zhǔn)差以樣本標(biāo)準(zhǔn)誤S替代。茲假設(shè)兩組部份抽樣資料數(shù)據(jù)如下兩組資料獨立且呈常態(tài)分配A組。B組。設(shè)信賴係數(shù)為951試求兩組資料平均數(shù)差之信賴區(qū)間。2依此結(jié)論，A組與B組平均數(shù)是否有顯著差異例題八＊解12若之信賴區(qū)間有包括0，則兩組資料無顯著差異與可能相等。∵本題之信賴區(qū)間不包括0，∴可能有顯著差異。例題八華碩公司招考職員，在所選出的81位男性及64位女性應(yīng)徵者中，男性的平均成績80分，標(biāo)準(zhǔn)差9分，女性平均成績77分，標(biāo)準(zhǔn)差8分，試求1男性及女性平均成績差之99信賴區(qū)間。依此結(jié)論，男性及女性平均成績是否有顯著差異＊解1本題母體分配形態(tài)與標(biāo)準(zhǔn)差均未知但為大樣本，可用Z分配估計解之，母體標(biāo)準(zhǔn)差以樣本標(biāo)準(zhǔn)差取代。男性。例題九＊解女性。2∵本題之信賴區(qū)間包括0，∴男性及女性平均成績差可能無顯著差異。例題九74單一母體平均數(shù)之區(qū)間估計母體為常態(tài)分配且標(biāo)準(zhǔn)差已知母體為常態(tài)分配且標(biāo)準(zhǔn)已知之區(qū)間估計模式，其導(dǎo)出過程，如下所示設(shè)信賴係數(shù)為1母體分配，其中為已知。2點估計量隨機抽樣一組樣本，計算，為未知母數(shù)之點估計量。3抽樣分配使用Z分配1。2標(biāo)準(zhǔn)化。74單一母體平均數(shù)之區(qū)間估計母體為常態(tài)分配且標(biāo)準(zhǔn)差已知4機率區(qū)間5信賴區(qū)間解機率區(qū)間之不等式，得之信賴區(qū)間6注意點若母體分配與標(biāo)準(zhǔn)差均未知但為大樣本時，由中央極限定理見633節(jié)可知，之抽樣分配會趨近於常態(tài)分配，可以常態(tài)分配處理。其中母體標(biāo)準(zhǔn)差以樣本標(biāo)準(zhǔn)誤S替代。75兩母體平均數(shù)差之區(qū)間估計兩獨立常態(tài)母體且、小樣本、標(biāo)準(zhǔn)差未知但相等兩獨立常態(tài)母體、小樣本、標(biāo)準(zhǔn)差未知但相等，兩母體平均數(shù)之區(qū)間估計模式，其導(dǎo)出過程，如下所示設(shè)信賴係數(shù)為1母體分配設(shè)有兩個相互獨立的常態(tài)母體分配1第一個母體為未知。2第二個母體為未知。3母體標(biāo)準(zhǔn)差未知但相等。2點估計量1從第一個母體隨機抽樣一組樣本，計算，為未知母數(shù)之點估計量。2從第二個母體隨機抽樣一組樣本，計算，為未知母數(shù)之點估計量。75兩母體平均數(shù)差之區(qū)間估計兩獨立常態(tài)母體且、小樣本、標(biāo)準(zhǔn)差未知但相等3抽樣分配使用T分配；4機率區(qū)間75兩母體平均數(shù)差之區(qū)間估計兩獨立常態(tài)母體且、小樣本、標(biāo)準(zhǔn)差未知但相等5信賴區(qū)間解機率區(qū)間之不等式，得之信賴區(qū)間。74單一母體平均數(shù)之區(qū)間估計一個母體平均數(shù)的區(qū)間估計，要使用到的抽樣分配，與母體分配型態(tài)、標(biāo)準(zhǔn)差、樣本大小有關(guān)，茲先整理如下茲假設(shè)兩組部份抽樣資料數(shù)據(jù)如下兩組資料獨立，呈常態(tài)分配，母體標(biāo)準(zhǔn)差未知但相等A組。B組。設(shè)信賴係數(shù)為95，試求兩組資料平均數(shù)差之信賴區(qū)間。＊解∵兩母體為獨立常態(tài)分配、標(biāo)準(zhǔn)差未知但相等、小樣本，∴使用T分配估計。12例題十3例題十例題十欲比較甲乙兩家公司員工薪資之差異，今自甲公司抽取26人為隨機樣本，平均每月薪水30000元，標(biāo)準(zhǔn)差為3500元，自乙公司抽16人為隨機樣本，平均每個月薪資為32500元，標(biāo)準(zhǔn)差為3000元。設(shè)信賴係數(shù)為95，兩家公司員工薪資呈常態(tài)分配，且變異數(shù)相等，試以信賴區(qū)間方法，驗證甲公司之員工薪資與乙公司之員工薪資是否有顯著不一樣＊解甲公司。乙公司。例題十一1；3例題十一設(shè)A、B兩家玩具工廠每日生產(chǎn)量呈常態(tài)分配，且變異數(shù)相等，今自兩家玩具工廠抽出部分天數(shù)，其生產(chǎn)量如下表所示，設(shè)信賴係數(shù)為99，試求A、B兩家玩具工廠平均產(chǎn)量差之信賴區(qū)間。A廠55453048326054352843B廠45453044286248323848＊解；；；；請參考【例題7】之計算公式1例題十二23例題十二75兩母體平均數(shù)差之區(qū)間估計兩不獨立常態(tài)母體、小樣本、標(biāo)準(zhǔn)差未知兩不獨立常態(tài)母體、小樣本、標(biāo)準(zhǔn)差未知，兩母體平均數(shù)之區(qū)間估計模式，其導(dǎo)出過程，如下所示設(shè)信賴係數(shù)為1母體分配設(shè)有兩個不獨立的常態(tài)母體分配1第一個母體為未知。2第二個母體為未知。3設(shè)。2點估計量隨機成對抽取，計算75兩母體平均數(shù)差之區(qū)間估計兩不獨立常態(tài)母體、小樣本、標(biāo)準(zhǔn)差未知1成對差的樣本平均數(shù)；成對差的樣本變異數(shù)；成對差的樣本標(biāo)準(zhǔn)差2以為之點估計量；為之點估計量。3抽樣分配使用T分配；；75兩母體平均數(shù)差之區(qū)間估計兩不獨立常態(tài)母體、小樣本、標(biāo)準(zhǔn)差未知4機率區(qū)間5信賴區(qū)間解機率區(qū)間之不等式，得之信賴區(qū)間下表為十家OK便利商店，在廣告A計畫實施前後之週營業(yè)額，茲設(shè)週營業(yè)額呈常態(tài)分配，設(shè)信賴係數(shù)為95，十家OK便利商店在廣告A計畫實施前後週營業(yè)額是否有明顯改變＊解例題十三；；2∵區(qū)間包括0，∴廣告A計畫實施前後週營業(yè)額無明顯改變。例題十三例題十三76母體比率之區(qū)間估計單一母體比率之區(qū)間估計設(shè)為大樣本情況單一母體比率P之區(qū)間估計模式設(shè)為大樣本情況，其導(dǎo)出過程，如下所示設(shè)信賴係數(shù)為1母體分配點二項分配；；2點估計量隨機抽樣一組樣本設(shè)為大樣本，當(dāng)且成立時，依中央極限定理，分配趨近常態(tài)分配，計算表示成功的次數(shù)，以為未知母數(shù)P之點估計量。76母體比率之區(qū)間估計單一母體比率之區(qū)間估計設(shè)為大樣本情況3抽樣分配使用Z分配1。標(biāo)準(zhǔn)化。4機率區(qū)間76母體比率之區(qū)間估計單一母體比率之區(qū)間估計設(shè)為大樣本情況5信賴區(qū)間解機率區(qū)間之不等式，得P之信賴區(qū)間。6注意點若為大樣本，而母體比率P未知，則以取代。74單一母體平均數(shù)之區(qū)間估計在統(tǒng)計學(xué)上，所要探討的區(qū)間估計，大略如下表所示彰化銀行從2000件放款案件中，發(fā)現(xiàn)有300件為逾期放款。設(shè)信賴係數(shù)為95，試求彰化銀行逾期放款比例之信賴區(qū)間。＊解例題十四例題十四76母體比率之區(qū)間估計單一母體比率之區(qū)間估計設(shè)為大樣本情況兩獨立母體比率差之區(qū)間估計設(shè)為大樣本情況，其導(dǎo)出過程，如下所示設(shè)信賴係數(shù)為1母體分配設(shè)有兩個相互獨立的點二項分配1第一個母體；2第二個母體；；2點估計量1從第一個母體隨機抽樣一組樣本，計算表示成功的次數(shù)。2從第二個母體隨機抽樣一組樣本，計算表示成功的次數(shù)。3以為之點估計量。76母體比率之區(qū)間估計單一母體比率之區(qū)間估計設(shè)為大樣本情況3抽樣分配使用Z分配1。2標(biāo)準(zhǔn)化。4機率區(qū)間76母體比率之區(qū)間估計單一母體比率之區(qū)間估計設(shè)為大樣本情況信賴區(qū)間解機率區(qū)間之不等式，得之信賴區(qū)間。6注意點若為為大樣本比照761大樣本之說明，而母體比率P未知，則以取代。為了解NOKIA手機在甲乙兩地的使用率，乃自甲地抽出300人，有150人使用NOKIA品牌，乙地抽出250人，有120人使用，試求甲乙兩地使用比率差之95信賴區(qū)間。＊解∵為大樣本，∴以代替P。；；例題十五＊解∵為大樣本，∴以代替P。；；例題十五例題十五77樣本大小的準(zhǔn)定估計母體平均數(shù)之樣本大小研究者以點估計量來估計母體母數(shù)，必然會有誤差產(chǎn)生，除非點估計量剛好等於未知母數(shù)。誤差之大小，以點估計量與母數(shù)二者差之絕對值表示。在的信賴係數(shù)下，以樣本平均數(shù)來估計母體未知母數(shù)，其估計誤差為，如下圖所示77樣本大小的準(zhǔn)定估計母體平均數(shù)之樣本大小由上圖可知，估計誤差，經(jīng)等號兩邊平方可推得統(tǒng)一便利商店年營業(yè)額呈常態(tài)分配，該公司欲估計年營業(yè)額希望誤差小於3萬的機率為95，試求就下列各別情況，應(yīng)取多少樣本1根據(jù)過去資料顯示，年營業(yè)額標(biāo)準(zhǔn)差為30萬。2設(shè)母體標(biāo)準(zhǔn)差未知，先抽出30家便利商店，計算標(biāo)準(zhǔn)差25萬。＊解1

簡介：預(yù)防醫(yī)學(xué)課程設(shè)置課時56學(xué)時授課人黃品賢金如峰聯(lián)系方式電話27353026EMAILHPX8388預(yù)防醫(yī)學(xué)教學(xué)的基本內(nèi)容緒論第一章健康問題的群體現(xiàn)象第二章生活和職業(yè)環(huán)境與健康第三章食物與健康第四章行為與健康第五章社會因素與健康第六章衛(wèi)生服務(wù)與健康第十七章流行病學(xué)概述第十八章描述性研究第十九章病例對照研究第二十章隊列研究第十十四章資料的分析、表達(dá)及論文撰寫醫(yī)學(xué)生誓言健康所系，性命相托我志愿獻(xiàn)身醫(yī)學(xué)，熱愛祖國，忠于人民，恪守醫(yī)德，尊師守紀(jì)，刻苦鉆研，孜孜不倦，精益求精，全面發(fā)展。我決心竭盡全力，除人類之病痛，助健康之完美，維護(hù)醫(yī)術(shù)的圣潔和榮譽，救死扶傷，不辭艱辛，執(zhí)著追求，為祖國的醫(yī)藥衛(wèi)生事業(yè)的發(fā)展和人類的身心健康奮斗終生。問題1你認(rèn)為怎樣才能成為一名合格的醫(yī)生長期照料想象上游情景醫(yī)務(wù)工作者相當(dāng)于一個站在急流邊上的救護(hù)人，當(dāng)看到沿河而上的落水者（病人）時，他們就跳下水去把他們救上來。接著，又有另一名落水者沿河出現(xiàn)了。所以，他們整天忙于救護(hù)落水者，而沒有時間走到上游看看，為什么有那么多的人掉到河里去這些落水者是自愿掉下河里（責(zé)任在他們本身）還是被推下水（責(zé)任在他人）。針對這些原因應(yīng)該做些什么想回答的問題我作為一名臨床醫(yī)生，為什么要學(xué)習(xí)預(yù)防醫(yī)學(xué)什么是預(yù)防醫(yī)學(xué)預(yù)防醫(yī)學(xué)與臨床醫(yī)學(xué)是什么關(guān)系健康及其影響因素、生態(tài)健康模式如何促進(jìn)和維護(hù)健康第一章緒論一、預(yù)防醫(yī)學(xué)的定義、研究內(nèi)容、特點和研究方法二、健康觀與現(xiàn)代醫(yī)學(xué)模式三、健康決定因素四、生命全過程健康觀與預(yù)防的價值五、三級預(yù)防策略與公共衛(wèi)生六、我國衛(wèi)生工作方針和主要衛(wèi)生成就七、醫(yī)學(xué)生學(xué)習(xí)預(yù)防醫(yī)學(xué)的意義預(yù)防醫(yī)學(xué)PREVENTIVEMEDICINE的定義是醫(yī)學(xué)的一門應(yīng)用學(xué)科，它以個體和確定的群體為對象，目的是保護(hù)、促進(jìn)和維護(hù)健康，預(yù)防疾病、失能和夭折。工作模式“環(huán)境人群健康”這一“生態(tài)健康”模式范疇工作對象目的預(yù)防醫(yī)學(xué)的研究方法基礎(chǔ)科學(xué)臨床醫(yī)學(xué)醫(yī)學(xué)統(tǒng)計學(xué)流行病學(xué)環(huán)境衛(wèi)生科學(xué)社會和行為科學(xué)衛(wèi)生管理學(xué)健康教育學(xué)循診醫(yī)學(xué)健康潛在疾病發(fā)病發(fā)病臨床醫(yī)學(xué)與預(yù)防醫(yī)學(xué)對人群健康影響的比較預(yù)防醫(yī)學(xué)的特點預(yù)防醫(yī)學(xué)的特點⒈工作對象個體和群體⒉著眼于健康和無癥狀患者⒊研究重點影響健康的因素與人群健康的關(guān)系⒋采取的對策更具積極的預(yù)防作用和更大的效益⒌研究方法注重微觀和宏觀相結(jié)合、多學(xué)科技術(shù)和方法的綜合應(yīng)用三次公共衛(wèi)生革命第一次公共衛(wèi)生革命以控制傳染病為主的公共衛(wèi)生措施第二次公共衛(wèi)生革命以干預(yù)個人不良生活行為方式來控制慢性非傳染性疾病的健康促進(jìn)第三次公共衛(wèi)生革命以生態(tài)學(xué)模型為指導(dǎo)的綜合干預(yù)措施，來延長人群健康壽命和提高生活質(zhì)量，又稱“新公共衛(wèi)生”NEWPUBLICHEALTH二、健康觀與現(xiàn)代醫(yī)學(xué)模式預(yù)防醫(yī)學(xué)、臨床醫(yī)學(xué)、基礎(chǔ)醫(yī)學(xué)三大學(xué)科分工不同，但互有聯(lián)系，必須相互配合、相互協(xié)作，才能達(dá)到疾病和健康的深入和全面的認(rèn)識。健康觀醫(yī)學(xué)模式三級預(yù)防健康的定義“健康（HEALTH）是身體、心理和社會適應(yīng)的完好狀態(tài)（WELLBEING），而不僅是沒有疾病和虛弱”。－WHO“一個政府成功或失敗最終衡量的指標(biāo)是它所轄居民的幸福安康。沒有什么比公共衛(wèi)生和人民的健康更為重要和更值得關(guān)注的了”。－－羅斯福醫(yī)學(xué)模式醫(yī)學(xué)模式即醫(yī)學(xué)觀。是指人們對健康和疾病現(xiàn)象的看法，以及在這些觀點的指導(dǎo)下去觀察、分析和處理有關(guān)人類的健康和疾病問題。醫(yī)學(xué)模式既體現(xiàn)醫(yī)學(xué)觀，也體現(xiàn)方法論。生物心理社會醫(yī)學(xué)模式健康或疾病是從原子、分子、細(xì)胞、組織、系統(tǒng)到人，以及由人、家庭、社區(qū)、人類構(gòu)成概念化相聯(lián)系的開放系統(tǒng)，在這系統(tǒng)中的生物、心理和社會因素互為因果、協(xié)調(diào)制約，共同影響人的健康。醫(yī)學(xué)模式三、健康決定因素是指決定個體和人群健康狀態(tài)的因素影響健康的因素一社會經(jīng)濟(jì)環(huán)境個人收入和社會地位文化背景和社會支持網(wǎng)絡(luò)教育就業(yè)和工作條件二物質(zhì)環(huán)境三個人因素健康的嬰幼兒發(fā)育狀態(tài)個人的衛(wèi)生習(xí)慣個人的能力和技能人類生物學(xué)特征和遺傳因素四衛(wèi)生服務(wù)表美國一歲以上十種主要死因與影響健康的四個主要的比例關(guān)系（1977年）表1美國、中國、上海市疾病譜情況（年份）表2不國國家國民健康狀況表3我國國民疾病譜比較四、生命全程健康觀與預(yù)防價值生命全程的分期HEALTHYSTARTINLIFE圍產(chǎn)和嬰幼兒期HEALTHOFYOUNGPEOPLE青少年期HEALTHOFADULTPEOPLE成年工作期HEALTHAGEING晚年期DYINGINDIGNITY臨終關(guān)懷）生命全程分期與人群的界定圍產(chǎn)和嬰幼兒期家庭與社區(qū)青少年期學(xué)校成年工作期工作場所晚年期家庭與社區(qū)這些場所是人們生活、學(xué)習(xí)、工作、娛樂和接受衛(wèi)生服務(wù)的地方。五、三級預(yù)防策略與公共衛(wèi)生公共衛(wèi)生措施通過不同級別的預(yù)防在全體居民中實施，統(tǒng)稱為三級預(yù)防’THREELEVELSOFPREVENTION。第一級預(yù)防（PRIMARYPREVENTION）又稱病因預(yù)防。第二級預(yù)防（SECONDARYPREVENTION）也稱臨床前期預(yù)防第三級預(yù)防（TERTIARYPREVENTION）即臨床預(yù)防。第一級預(yù)防指針對病因所采取的預(yù)防措施個體的措施環(huán)境的措施針對環(huán)境的措施環(huán)境衛(wèi)生大氣、水和土壤職業(yè)衛(wèi)生食品衛(wèi)生市政建設(shè)與小區(qū)環(huán)境社會環(huán)境健康的公共政策第一級預(yù)防首先是根本性預(yù)防。如飲食中飽和脂肪酸高是冠心病的潛在性危險因素，為此，從國家角度來改變農(nóng)業(yè)和食品工業(yè)的營養(yǎng)方針、制訂預(yù)防高血壓綱要、發(fā)展體育運動等；為降低肺癌發(fā)病率，需要政府制訂規(guī)章和進(jìn)行財政干預(yù)，以法律形式制訂禁煙規(guī)定、限制卷煙中焦油量、提高卷煙稅收率。其次是針對環(huán)境的措施。采取具體的保護(hù)大氣、土壤、作物、水源、食品等的措施，以減少因環(huán)境污染而造成的危害。如在工業(yè)生產(chǎn)中，采用危害性較小的原材料，改革工藝和改造設(shè)備，搞好機械化、自動化、密閉化；廢氣、廢水和廢渣進(jìn)行凈化處理和綜合利用。第三是針對機體的措施。（1）開展健康教育，使人人講究衛(wèi)生，鍛煉身體，增強體質(zhì)，提高機體抗病能力；（2）有系統(tǒng)有組織的預(yù)防接種，提高人群免疫水平；（3）做好婚檢查，預(yù)防遺傳性疾??；（4）做好妊娠期和兒童的衛(wèi)生保健工作；（5）慎重使用藥品，預(yù)防醫(yī)源性致病因素的危害。第二級預(yù)防慢性病是致病因素經(jīng)過長期作用引起的，而且疾病的發(fā)展過程較長。早期發(fā)現(xiàn)的具體辦法有普查、篩檢、定期健康檢查，高危人群重點項目檢查以及設(shè)立?？崎T診等。達(dá)到“三早”的最根本辦法是宣傳，提高醫(yī)務(wù)人員診斷水平和發(fā)展微量和敏感的診斷方法和技術(shù)。對于傳染病，早期發(fā)現(xiàn)和診斷有助于病人得到隔離、治療，防止和減少周圍人受感染的可能性。傳染病診斷確定后，迅速向當(dāng)?shù)匦l(wèi)生防疫機構(gòu)作傳染病報告，這是第二級預(yù)防的重要內(nèi)容。對于不良的生活環(huán)境特別是空氣、土壤、水和食物的化學(xué)性、物理性和生物性污染和職業(yè)環(huán)境中的有害因素，則須通過環(huán)境監(jiān)測，掌握這些環(huán)境因素對人體健康影響的規(guī)律，提出改善環(huán)境的衛(wèi)生要求及其理論依據(jù)。第三級預(yù)防對已患某些病者，及時治療，防止惡化。對慢性病患者通過醫(yī)學(xué)監(jiān)護(hù)，減少疾病的不良作用，預(yù)防并發(fā)癥和傷殘；對已喪失勞動力或殘廢者通過康復(fù)醫(yī)療，使能參加社會活動并延長壽命?！拔磥淼尼t(yī)學(xué)是預(yù)防醫(yī)學(xué)”，并不是指不需要治療，要實現(xiàn)“人人健康”，還須要個體醫(yī)學(xué)和群體醫(yī)學(xué)的同時發(fā)展，以及臨床醫(yī)療水平的不斷提高。每一個個體的治療，無不包含著預(yù)防的成分。所以應(yīng)用三級預(yù)防的觀念作為衛(wèi)生工作的策略，才能符合以健康為目標(biāo)的醫(yī)學(xué)。在這種觀念指導(dǎo)下，盡管近代醫(yī)學(xué)的分科越來越細(xì)，每個分科中所存在的預(yù)防成分不會改變或削弱，而且越來越互相滲透、融合和加強。自我管理和相互幫助模式（二）公共衛(wèi)生公共衛(wèi)生是指通過有組織的社區(qū)力量，高效率地預(yù)防疾病、延長壽命、促進(jìn)心理和身體的健康的科學(xué)和藝術(shù)。1、公共衛(wèi)生的使命2、公共衛(wèi)生必需的職能3、公共衛(wèi)生體系1、公共衛(wèi)生的使命預(yù)防疾病的發(fā)生和傳播；保護(hù)環(huán)境免受破壞；預(yù)防意外傷害；促進(jìn)和鼓勵健康行為；對災(zāi)難做出應(yīng)急反應(yīng)，并幫助社會從災(zāi)難中恢復(fù)；保證衛(wèi)生服務(wù)的有效性和可及性。2、公共衛(wèi)生的基本職能一、評估（ASSESSMENT）社區(qū)健康狀況和需求診斷二、政策制定POLICYDEVELOPMENT設(shè)計和優(yōu)先問題的確定，制定綜合的公共衛(wèi)生政策三、保證（ASSURANCE通過委托、管理、或直接公共衛(wèi)生服務(wù)來保證個人和社區(qū)獲得必要的衛(wèi)生服務(wù)。3、公共衛(wèi)生體系六、我國的衛(wèi)生工作方針和主要衛(wèi)生成就以農(nóng)村為重點，預(yù)防為主，中西醫(yī)并重，依靠科技與教育，動員全社會參與，為人民健康服務(wù)，為社會主義現(xiàn)代化建設(shè)服務(wù)。三、祖國醫(yī)學(xué)在預(yù)防醫(yī)學(xué)方面的貢獻(xiàn)（一）研究對象（二）對病因和環(huán)境的認(rèn)識（三）對傳染源和傳播途徑的認(rèn)識（四）對疾病的預(yù)防措施1、對傳染源的管理2、環(huán)境衛(wèi)生方面3、消毒殺蟲4、飲食衛(wèi)生方面5、勞動衛(wèi)生方面6、培養(yǎng)衛(wèi)生習(xí)慣方面7、增強機體抗病能力方面8、婚姻制度方面9、重視早治防變和差后防復(fù)四、我國建國后在預(yù)防醫(yī)學(xué)領(lǐng)域中取得的主要成就（一）消滅和控制了一些嚴(yán)重危害人民健康的疾病（二）城鄉(xiāng)衛(wèi)生面貌有了較大的改善（三）預(yù)防醫(yī)學(xué)科研取得了重要成果（四）頒布了許多衛(wèi)生法規(guī)和一系列衛(wèi)生標(biāo)準(zhǔn)（五）健全了衛(wèi)生防疫工作體系，加強了專業(yè)隊伍的培養(yǎng)六、醫(yī)學(xué)生學(xué)習(xí)預(yù)防醫(yī)學(xué)的意義醫(yī)學(xué)教育目的要求是培養(yǎng)促進(jìn)全體人民健康的醫(yī)生愛丁堡宣言。健康需求從治療擴(kuò)大到預(yù)防、從生理擴(kuò)大到心理、從院內(nèi)擴(kuò)大到社會。醫(yī)學(xué)學(xué)科的融合彌合臨床與公共衛(wèi)生的裂痕。臨床醫(yī)生在保護(hù)人群健康的作用作為公共衛(wèi)生突發(fā)事件的第一報告人疾病監(jiān)測的前哨日常各種個體化預(yù)防服務(wù)和疾病管理服務(wù)的提供者在保障公眾健康中起到非常重要的作用醫(yī)患關(guān)系的共同決策模式強調(diào)選擇而不是命令病人愿意而不是遵從伙伴關(guān)系而不是開處方小結(jié)1、預(yù)防醫(yī)學(xué)的概念2、健康的概念3、何謂三級預(yù)防4、預(yù)防醫(yī)學(xué)的研究內(nèi)容有哪些5、預(yù)防醫(yī)學(xué)的研究方法參考書1顧學(xué)箕等中國醫(yī)學(xué)百科全書，第1卷，預(yù)防醫(yī)學(xué)，上海科技出版社，19912環(huán)境科學(xué)大辭典編輯委員會編環(huán)境科學(xué)大辭典，北京，中國科學(xué)出版社，19913曹學(xué)義地主病學(xué)導(dǎo)論，烏魯木齊，新疆人民出版社，19814王夔生命科學(xué)中的微量元素，北京，中國計量出版社，19915王世俊金屬中毒（第二版）北京，人民衛(wèi)生出版社，19876王簃蘭勞動衛(wèi)生學(xué)（第三版）北京，人民衛(wèi)生出版社，19927中國衛(wèi)生年鑒北京，人民衛(wèi)生出版社，19928劉志誠等營養(yǎng)與食品衛(wèi)生學(xué)（第二版），北京，人民衛(wèi)生出版社，19879朱世能腫瘤基礎(chǔ)理論，上?？萍汲霭嫔?，198610蔡能心身病，上?？萍汲霭嫔纾?98411郁慶福醫(yī)院獲得性感染，上?？萍汲霭嫔纾?99212金丕煥醫(yī)用統(tǒng)計方法（第二版），上海醫(yī)科大學(xué)出版社，199213楊樹勤衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)（第三版），北京，人民衛(wèi)生出版社，199314史秉璋等實用醫(yī)學(xué)統(tǒng)計手冊，福州，福建科技出版社，198715顧杏元等社會醫(yī)學(xué)上海醫(yī)科大學(xué)出版社，199016耿貫一等流行病學(xué)（第三版），北京，人民衛(wèi)生出版社，199017連志浩流行病學(xué)（第三版），北京，人民衛(wèi)生出版社，199418孫中行臨床流行病學(xué)（第一版），沈陽，遼寧科學(xué)技術(shù)出版社，198919王家良臨床流行病學(xué)（第一版），上?？萍汲霭嫔纾?9902020王天根流行病學(xué)研究方法，北京，人民衛(wèi)生出版社，199121曹家琪臨床醫(yī)學(xué)研究方法學(xué)（第一版），北京，北京醫(yī)科大學(xué)，中國協(xié)和醫(yī)科大學(xué)聯(lián)合出版社，199322LASTJMETALPUBLICHEALTHPREVENTIVEMEDICINE13THED。APPLETONLANGENWALK199223ROSNERBFUNDAMENTALSOFBIOSTATISTICSDUXBURY198224ROMWILLIAMNENVIRONMENTALOCCUPATIONALMEDICINELITTLEBROWNCOMPANYBOSTON198325HOLLWALTERWETALOXFDTEXTLOOKOFPUBLICHEALTHSECONDEDOXFDUNIVERSITYPRESSNEWYK1991謝謝提出寶貴意見

簡介：假設(shè)檢驗基礎(chǔ)總體樣本統(tǒng)計描述統(tǒng)計推斷隨機抽樣假設(shè)檢驗的概念與原理假設(shè)檢驗的基本步驟T檢驗假設(shè)檢驗與區(qū)間估計的關(guān)系假設(shè)檢驗的功效第一節(jié)假設(shè)檢驗的概念與原理例1根據(jù)大量調(diào)查，已知健康成年男子的脈搏均數(shù)是72次MIN，某醫(yī)生在山區(qū)隨機抽查25名健康成年男子，求得其脈搏均數(shù)為742次MIN，標(biāo)準(zhǔn)差為65次MIN?？煞駬?jù)此認(rèn)為山區(qū)成年男子的脈搏均數(shù)與一般健康男性脈搏均數(shù)相同目的推斷山區(qū)的健康成年男子脈搏均數(shù)未知總體均數(shù)與一般健康成年男子脈搏均數(shù)已知總體均數(shù)0間有無差別ΜΜ0顯然樣本均數(shù)與總體均數(shù)不等有兩種可能1由于抽樣誤差所致；2由于環(huán)境因素的影響所致。如圖所示已知總體均數(shù)Μ0，未知總體均數(shù)Μ是由抽樣誤差所致不僅僅是由抽樣誤差，兩總體存在本質(zhì)差異假設(shè)檢驗如何判斷假設(shè)檢驗的概念HYPOTHESIS先對未知總體進(jìn)行兩種對立的假設(shè)，然后依據(jù)有限的樣本信息對未知總體的兩種對立假設(shè)進(jìn)行抉擇的過程。假設(shè)檢驗的基本思想小概率事件實際推斷原理小概率事件在一次隨機試驗中不大可能發(fā)生，如果一次抽樣發(fā)生了小概率事件，就有理由懷疑前提假設(shè)的成立。反證法提出一個假設(shè)，確定當(dāng)此假設(shè)成立時獲得現(xiàn)在樣本的概率大小，如果是小概率事件，則推斷假設(shè)是假的，拒絕它；如果不是，則認(rèn)為假設(shè)是真的，不能拒絕它事件AB肯定A否定B（一）建立假設(shè)，確定單雙側(cè)檢驗建立假設(shè)零假設(shè)或原假設(shè)（NULLHYPOTHESIS、無效假設(shè)通常為兩總體參數(shù)相等或服從某分布樣本均數(shù)與總體均數(shù)不同是由于抽樣誤差所致備擇假設(shè)（ALTERNATIVEHYPOTHESIS、對立假設(shè)通常為兩總體參數(shù)不相等或不服從某分布樣本均數(shù)與總體均數(shù)不同是由于存在本質(zhì)差別確定單雙側(cè)檢驗由研究目的及專業(yè)知識所決定從備擇假設(shè)看例如，在臨床試驗中，比較甲、乙兩種治療方法的療效是否有差異如果只要求區(qū)分兩方法是否不同，無需區(qū)分何者為優(yōu)，則應(yīng)選用雙側(cè)檢驗。如果有充分的理由認(rèn)為甲法療效不比乙法差，此時應(yīng)選用單側(cè)檢驗。選用雙側(cè)檢驗還是單側(cè)檢驗，應(yīng)該在假設(shè)檢驗的第一步建立檢驗假設(shè)時確定，不應(yīng)該在算得檢驗統(tǒng)計量后主觀確定，否則可能會得到相反結(jié)論。例如，對同一份資料進(jìn)行T檢驗，如果雙側(cè)檢驗的T值等于006，根據(jù)T分布的對稱性，單側(cè)檢驗的T值就等于003。假定檢驗水準(zhǔn)Α005，則雙側(cè)檢驗的結(jié)論是不拒絕H0，而單側(cè)檢驗的結(jié)論是拒絕H0。因此，對同一份資料作T檢驗，單側(cè)檢驗比雙側(cè)檢驗較易獲得有統(tǒng)計學(xué)意義的結(jié)論。如果本應(yīng)采用雙側(cè)檢驗而誤用了單側(cè)檢驗，易犯I型錯誤，即假陽性錯誤。（二）確定檢驗水準(zhǔn)檢驗水準(zhǔn)為預(yù)先規(guī)定的小概率事件的標(biāo)準(zhǔn)通常取值＝005或001可根據(jù)研究目的進(jìn)行調(diào)整（三）選擇檢驗方法，計算檢驗統(tǒng)計量應(yīng)根據(jù)研究目的、資料類型、設(shè)計類型及樣本含量大小等因素選擇合適的假設(shè)檢驗方法；在成立的前提下，由樣本已知信息構(gòu)造檢驗統(tǒng)計量；通常根據(jù)構(gòu)造的檢驗統(tǒng)計量來命名假設(shè)檢驗方法。不同的統(tǒng)計量涉及的統(tǒng)計分布不同（四）確定P值Ｐ值的含義由H0所規(guī)定的總體作隨機抽樣，獲得現(xiàn)有樣本統(tǒng)計量值及更極端值的概率怎樣確定Ｐ值構(gòu)造的檢驗統(tǒng)計量服從相應(yīng)的分布，查相應(yīng)分布界值表確定Ｐ值。一般雙側(cè)檢驗查雙側(cè)界值表，單側(cè)檢驗查單側(cè)界值表。（五）作出推斷結(jié)論Ｐ與檢驗水準(zhǔn)Α相比作出推斷結(jié)論Ｐ≤Α，拒絕H0接受H1差別有統(tǒng)計學(xué)意義（在H0成立的前提下，一次隨機抽樣發(fā)生了小概率事件）Ｐ＞Α，不能拒絕H0差別無統(tǒng)計學(xué)意義（在H0成立的前提下，一次隨機抽樣沒有發(fā)生了小概率事件，沒有充足的理由拒絕H0）推斷結(jié)論應(yīng)包括統(tǒng)計結(jié)論和專業(yè)結(jié)論，還必須結(jié)合專業(yè)得出最終結(jié)論1、H0＝72，山區(qū)成年男子的脈搏均數(shù)與一般健康男性脈搏均數(shù)相同；H1≠72，山區(qū)成年男子的脈搏均數(shù)與一般健康男性脈搏均數(shù)不相同。2、檢驗水準(zhǔn)?。?053、計算檢驗統(tǒng)計量4、按25124查附表2T界值表PP|T|≥169例題的假設(shè)檢驗基本步驟T005242064PP|T|≥20640050025206420640025240PP|T|≥1690055、本例P005，按005的水準(zhǔn)，不拒絕H0，差別沒有統(tǒng)計學(xué)意義，還不能認(rèn)為山區(qū)成年男子的脈搏均數(shù)與一般健康男性脈搏均數(shù)不相同。第二節(jié)T檢驗單樣本設(shè)計的Ｔ檢驗配對設(shè)計的Ｔ檢驗完全隨機設(shè)計（成組設(shè)計）的Ｔ檢驗計量資料分析的T檢驗英國統(tǒng)計學(xué)WSGOSSET1909導(dǎo)出了樣本均數(shù)的確切分布，即T分布。T分布的發(fā)現(xiàn)使小樣本的統(tǒng)計推斷成為可能，因而它被認(rèn)為是統(tǒng)計學(xué)發(fā)展史上的里程碑之一。以T分布為基礎(chǔ)的檢驗稱為T檢驗。T檢驗T檢驗亦稱STUDENTT檢驗。T檢驗的用途樣本均數(shù)與總體均數(shù)的比較；兩樣本均數(shù)的比較。T檢驗的應(yīng)用條件當(dāng)樣本例數(shù)較小時，要求樣本取自正態(tài)總體；做兩樣本均數(shù)比較時，還要求兩樣本的總體方差相等。但在實際應(yīng)用中，與上述條件略有偏離，對結(jié)果亦影響不大。單樣本T檢驗設(shè)計類型例2大量研究表明漢族足月正常產(chǎn)男性新生兒臨產(chǎn)前雙頂徑（BPD）均數(shù)為93CM，某醫(yī)生記錄了某山區(qū)12名漢族足月正常產(chǎn)男性新生兒臨產(chǎn)前雙頂徑（BPD）資料如下995、933、949、900、1009、915、952、933、916、937、911、927。試問該地區(qū)漢族足月正常產(chǎn)男性新生兒臨產(chǎn)前雙頂徑（BPD）是否大于一般新生兒例3已知北方農(nóng)村兒童前囪門閉合月齡為141月。某研究人員從東北某縣抽取36名兒童，得前囪門閉合月齡均值為143月，標(biāo)準(zhǔn)差為508月。問該縣兒童前囟門閉合月齡的均數(shù)是否大于一般兒童單樣本T檢驗?zāi)康耐茢嘣摌颖臼欠駚碜阅骋阎傮w；樣本均數(shù)代表的總體均數(shù)與0是否相等?？傮w均數(shù)0一般為理論值、標(biāo)準(zhǔn)值或經(jīng)大量觀察所得并為人們接受的公認(rèn)值、習(xí)慣值。單樣本設(shè)計Ｔ檢驗可解決問題假設(shè)檢驗思路先假設(shè)等于0，再判斷樣本提供的信息是否支持這種假設(shè)，若不支持，則可推斷該樣本并非來自已知均數(shù)的總體。單樣本設(shè)計T檢驗的步驟例4測得25例女性患者的血紅蛋白（HB其均數(shù)為150GL標(biāo)準(zhǔn)差為165GL。而當(dāng)?shù)卣３赡昱缘腍B均數(shù)為132GL，問該病女性患者的HB含量是否與正常女性HB含量不同1、H0＝132，病人與正常人的平均血紅蛋白含量相等；H1≠132，病人與正常人的平均血紅蛋白含量不等。2、檢驗水準(zhǔn)?。?053、計算檢驗統(tǒng)計量4、按25124查附表2T界值表PP|T|≥545455、本例P＜005，按005的水準(zhǔn)，拒絕H0，接受H1，差別有統(tǒng)計學(xué)意義，認(rèn)為該病女性患者的HB含量高于正常女性的HB含量。單樣本設(shè)計Ｔ檢驗的適用條件獨立性INDEPENDENCE正態(tài)性NMALITY當(dāng)資料不滿足正態(tài)性選用單樣本設(shè)計秩和檢驗如何判斷資料是否服從正態(tài)分布從經(jīng)驗或?qū)I(yè)知識判斷需作正態(tài)性檢驗配對設(shè)計T檢驗配對設(shè)計是研究者為了控制可能存在的主要非處理因素而采用的一種試驗設(shè)計方法。減少了個體差異，配對設(shè)計的抽樣誤差減小，提高了統(tǒng)計效率。配對設(shè)計的形式配對設(shè)計有同體配對和異體配對兩種形式同體配對自身前后配對對同一受試對象處理前后結(jié)果進(jìn)行比較自身左右配對同一對象接受兩種處理，如同一標(biāo)本用兩種方法進(jìn)行檢驗，同一患者接受兩種處理方法；自身取樣配對比如血樣、尿樣、唾液等異體配對將受試對象（按主要非處理因素）配成特征相近的對子，同對的兩個受試對象隨機接受兩種不同的處理。實驗動物按同種屬，性別相同，年齡、體重相近的兩個動物配成對子。人群試驗中，將性別相同，年齡、生活、勞動條件相近的兩個人配成對子或同一批病人治療前后的某項生理、生化指標(biāo)進(jìn)行測量觀察。例1某醫(yī)生研究腦缺氧對腦組織中生化指標(biāo)的影響，將白兔按出生體重配成7對，一組為對照組，一組為腦缺氧模型組。試比較兩組動物腦組織鈣泵的含量有無差別例2為了研究孿生兄弟的出生體重是否與其出生順序有關(guān)，共收集了15對孿生兄弟的出生順序和出生體重，數(shù)據(jù)如下例3現(xiàn)用兩種測量肺活量的儀器對12名婦女測得最大呼氣率（PEERLMIN資料如下表，問兩種方法的檢測結(jié)果有無差別配對T檢驗配對T檢驗實質(zhì)同單樣本T檢驗。對每對數(shù)據(jù)的差值進(jìn)行檢驗，若兩處理效應(yīng)相同，即12，則D＝120差值的樣本均數(shù)與已知總體均數(shù)D0的比較配對設(shè)計Ｔ檢驗可解決的問題配對設(shè)計Ｔ檢驗的假設(shè)檢驗步驟1、H0ΜD0H1ΜD≠02、?。?053、4、查ΝN1的Ｔ界值表，確定Ｐ值5、P≤Α拒絕H0接受H1PΑ不能拒絕H0例420只按體重、月齡及性別配對的大白鼠隨機分入甲、乙兩組，甲組飼喂正常飼料，乙組的飼料缺乏維生素E。10天后測定各鼠肝臟的維生素A含量，結(jié)果如下。問兩組大白鼠肝臟維生素A含量是否有差別例5現(xiàn)用兩種測量肺活量的儀器對12名婦女測得最大呼氣率PEERLMIN，資料如表61，問兩種方法的檢測結(jié)果有無差別H0D＝0，兩儀器檢驗結(jié)果相同；H1D≠0，兩儀器檢驗結(jié)果不同。雙側(cè)005按N112111查T值表，得T020111363，T010111796，T01011＞T＞T02011，則020＞P＞010，差別無統(tǒng)計學(xué)意義，尚不能認(rèn)為兩種儀器檢查的結(jié)果不同。獨立性正態(tài)性當(dāng)資料不滿足正態(tài)性選用配對設(shè)計秩和檢驗配對設(shè)計Ｔ檢驗的適用條件兩獨立樣本T檢驗又稱為成組T檢驗或完全隨機設(shè)計兩樣本T檢驗，是指分別從兩個研究總體中隨機抽取樣本，目的是推斷這兩個獨立樣本所代表的未知總體均數(shù)1和2是否相等兩獨立樣本T檢驗有些研究設(shè)計既不能作自身對比，也不便于配對。如實驗中只有把受試動物殺死后才能獲得所需數(shù)據(jù)，則不可能對動物在處理前后各進(jìn)行一次測定；再如比較兩種治療方法對同一疾病的療效，每個患者一般只能接受一種方法的治療，把受試患者配成若干對在實際工作中又非常困難，這時只能進(jìn)行兩組間均數(shù)的比較。在兩組比較的資料中，每個觀察對象都應(yīng)按照隨機的原則進(jìn)行分組，兩組樣本量可以相等，也可以不等，但只有在兩組例數(shù)相等時檢驗效率才最高。完全隨機設(shè)計類型（兩種形式）1從同一個總體中隨機抽取兩個樣本，分別采用兩種不同的處理，比較不同處理結(jié)果是否有差異。2從兩個總體中隨機抽取兩個樣本，兩樣本信息不同，推斷兩總體信息是否不同。例某醫(yī)院用某新藥與常規(guī)藥治療嬰幼兒貧血，將20名貧血患兒隨機等分兩組，分別接受兩種藥物治療，測得血紅蛋白增加量GL如下，問新藥與常規(guī)藥的療效有無差別例某市于1973年和1993年抽查部分12歲男童對其生長發(fā)育情況進(jìn)行評估，其中身高的有關(guān)資料如下，試比較這兩個年度12歲男童身高均數(shù)有無差別。1973年Ｎ＝120均數(shù)＝1399CM標(biāo)準(zhǔn)差＝75CM1993年Ｎ＝153均數(shù)＝1437CM標(biāo)準(zhǔn)差＝63CM完全隨機設(shè)計Ｔ檢驗可解決的問題完全隨機設(shè)計Ｔ檢驗的適用條件獨立性正態(tài)性方差齊性（EQUALVARIANCES兩樣本來自的兩總體方差相等方差齊性判斷經(jīng)驗判斷作方差齊性檢驗完全隨機設(shè)計兩組比較假設(shè)檢驗分析思路先作方差齊性檢驗Ｔ檢驗方差齊方差不齊變量變換秩和檢驗兩樣本方差的齊性檢驗適用條件兩樣本來自正態(tài)分布總體推斷目的推斷兩總體方差和有無差別方差齊性檢驗步驟1、H0，H1，0052、式中和分別為較大和較小的方差，和分別為方差較大和較小樣本的樣本含量。3、根據(jù)計算得的統(tǒng)計量，查界值表（方差齊性檢驗用），作出推斷。完全隨機設(shè)計Ｔ檢驗的假設(shè)檢驗步驟H0Μ1Μ2，H1Μ1≠Μ2?。?05計算檢驗統(tǒng)計量T值兩總體方差相等，可將兩樣本方差合并，求兩者的共同方差合并方差。完全隨機設(shè)計Ｔ檢驗的假設(shè)檢驗步驟確定P值，作出統(tǒng)計推斷例為研究國產(chǎn)四類新藥阿卡波糖膠囊降血糖效果，某醫(yī)院用40名II型糖尿病病人進(jìn)行同期隨機對照試驗。試驗者將這些病人隨機等分到試驗組用阿卡波糖膠囊和對照組用拜唐蘋膠囊，分別測得試驗開始前和8周后空腹血糖，算得空腹血糖下降值見下表，能否認(rèn)為國產(chǎn)四類新藥阿卡波糖膠囊與拜唐蘋膠囊對空腹血糖的降糖效果不同1建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水準(zhǔn)H012H11≠20052計算檢驗統(tǒng)計量N1N222N12201383確定P值，作出推斷結(jié)論按005水準(zhǔn)，不拒絕H0，無統(tǒng)計學(xué)意義。還不能認(rèn)為阿卡波糖膠囊與拜唐蘋膠囊對空腹血糖的降糖效果不同。T’檢驗總體方差不相等數(shù)據(jù)變換后進(jìn)行T檢驗秩轉(zhuǎn)換的非參數(shù)檢驗近似T檢驗T檢驗SEPARATEVARIANCEESTIMATIONTTEST見書104頁例題兩獨立樣本幾何均數(shù)比較的T檢驗變量變換檢驗?zāi)康膬蓸颖敬淼膬煽傮w幾何均數(shù)有無差別例為研究甲乙兩種麻疹疫苗預(yù)防接種效果，隨機分為兩組的對象分別用甲乙兩種麻疹疫苗作預(yù)防接種，接種后在兩組隨機抽查，得到兒童注射疫苗后血凝抑制抗體效價（倒數(shù)）資料如下，問甲乙兩組疫苗預(yù)防接種效果（平均效價）是否相同第七節(jié)假設(shè)檢驗的兩類錯誤和注意事項假設(shè)檢驗的兩類錯誤假設(shè)檢驗的注意事項一、假設(shè)檢驗的兩類錯誤假設(shè)檢驗是根據(jù)有限的樣本信息對總體作推斷，由于存在抽樣誤差，不論做出那種推斷結(jié)論，都有可能發(fā)生錯誤。一、假設(shè)檢驗的兩類錯誤第Ⅰ類錯誤與第Ⅱ類錯誤的概念將假設(shè)檢驗的結(jié)果與實際情況相比第Ⅰ類錯誤（TYPEⅠERRH0為真時，拒絕H0（棄真）第Ⅱ類錯誤（TYPEⅡERRH0不真時，不拒絕H0（存?zhèn)危┮?、假設(shè)檢驗的兩類錯誤兩者的關(guān)系第一類錯誤的概率用Α表示，假設(shè)檢驗時，根據(jù)研究者的要求來確定，一般取005或001；第二類錯誤的概率用Β表示，它只有與特定的H1結(jié)合起來才有意義，但Β值的大小很難確切估計，僅知樣本含量確定時，Α愈小，Β愈大。實際中可以通過調(diào)整Α來控制ΒΑ與Β關(guān)系示意圖與間關(guān)系大，??；大，小。增加N可同時，縮小。與間關(guān)系大，??；大，小。增加N可同時，縮小。假設(shè)檢驗的功效檢驗效能又稱把握度，用1Β表示。1Β是指兩總體確有差別，按Α水準(zhǔn)能發(fā)現(xiàn)差別的能力。比如1Β＝090意味著如果兩總體確有差別則理論上100次檢驗中有90次能夠得出差異有統(tǒng)計學(xué)意義的結(jié)論減少I型錯誤的主要方法假設(shè)檢驗時設(shè)定值。減少II型錯誤的主要方法提高檢驗效能。提高檢驗效能的最有效方法增加樣本量。如何選擇合適的樣本量實驗設(shè)計。二、假設(shè)檢驗的注意事項要有嚴(yán)密的抽樣研究設(shè)計樣本的代表性與組間均衡性可比性）所謂代表性是指該樣本從相應(yīng)總體中經(jīng)隨機抽樣獲得，能夠代表總體的特征；所謂可比性是指各對比組間除了要比較的主要因素外，其它影響結(jié)果的因素應(yīng)盡可能相同或相近為了保證資料的可比性，必須要有嚴(yán)密的實驗設(shè)計，保證樣本隨機抽取于同質(zhì)總體，這是假設(shè)檢驗得以正確應(yīng)用的前提。二、假設(shè)檢驗的注意事項根據(jù)研究目的、資料類型、設(shè)計類型及樣本含量大小選擇適當(dāng)?shù)募僭O(shè)檢驗方法有統(tǒng)計學(xué)意義不等于有實際意義如兩組降壓藥的療效結(jié)論不能絕對化假設(shè)檢驗結(jié)論具有概率性，對于有統(tǒng)計學(xué)意義的結(jié)論，要考慮Ⅰ型錯誤，對于無統(tǒng)計學(xué)意義的結(jié)論，要考慮Ⅱ型錯誤。報告結(jié)論時，應(yīng)列出現(xiàn)有統(tǒng)計量，注明單、雙側(cè)檢驗及檢驗水準(zhǔn)，并寫出P值的確切范圍。假設(shè)檢驗與可信區(qū)間的區(qū)別與聯(lián)系可信區(qū)間用于推斷總體參數(shù)所在的范圍，假設(shè)檢驗用于推斷總體參數(shù)是否不同可信區(qū)間具有假設(shè)檢驗的主要功能；可信區(qū)間可以提供假設(shè)檢驗沒有的信息（可信區(qū)間在回答差別有無統(tǒng)計學(xué)意義的同時，還可以提示差別有無實際意義）；可信區(qū)間可以提供的信息假設(shè)檢驗與可信區(qū)間的區(qū)別與聯(lián)系假設(shè)檢驗可提供可信區(qū)間不提供的信息當(dāng)統(tǒng)計結(jié)論為拒絕H0時，假設(shè)檢驗可以報告確切的P值，說明檢驗結(jié)論的概率保證；當(dāng)統(tǒng)計結(jié)論為不拒絕H0時，假設(shè)檢驗可以對檢驗功效做出估計?？尚艆^(qū)間只能在預(yù)先規(guī)定的概率Α前提下進(jìn)行計算，而假設(shè)檢驗?zāi)軌颢@得確切的概率P值。假設(shè)檢驗與可信區(qū)間的區(qū)別與聯(lián)系總之，置信區(qū)間與相應(yīng)的假設(shè)檢驗既能提供等價信息，又各自有不同的功能，兩者結(jié)合起來，可以提供更全面更完整的信息練習(xí)10例男性矽肺患者的血紅蛋白（GDL）的均數(shù)為1259（GDL），標(biāo)準(zhǔn)差為163（GDL），已知男性健康成人的血紅蛋白正常值為1402（GDL），問矽肺患者的血紅蛋白是否與健康人不同分別用可信區(qū)間估計和假設(shè)檢驗說明。本例自由度1019，經(jīng)查表得T00592262，則矽肺患者的血紅蛋白總體均數(shù)的95CI1142413756GDL，不包括男性健康成人的血紅蛋白的總體均數(shù)1402（MGDL），所以說矽肺患者的血紅蛋白與健康人不同。H0＝1402，矽肺患者的血紅蛋白與健康人相同；H1≠1402，矽肺患者的血紅蛋白與健康人不同。005∵TT00592262∴P005按005的水準(zhǔn)，拒絕H0，接受H1，差別有統(tǒng)計學(xué)意義。認(rèn)為矽肺患者的血紅蛋白與健康人不同。小結(jié)T分布、總體均數(shù)的估計假設(shè)檢驗的基本步驟Ｔ檢驗應(yīng)用假設(shè)檢驗應(yīng)注意的問題第Ⅰ類錯誤與第Ⅱ類錯誤

簡介：第八章秩轉(zhuǎn)換的非參數(shù)檢驗（NONPARAMETRICTEST）本章內(nèi)容第一節(jié)配對樣本比較的WILCOXON符號秩檢驗第二節(jié)兩個獨立樣本比較的WILCOXON秩和檢驗第三節(jié)完全隨機設(shè)計多個樣本比較的KRUSKALWALLISH檢驗第四節(jié)隨機區(qū)組設(shè)計多個樣本比較的FRIEDMANM檢驗如果總體分布為已知的數(shù)學(xué)形式，對其總體參數(shù)作假設(shè)檢驗。如T檢驗和F檢驗。對總體分布不作嚴(yán)格假定，又稱任意分布檢驗（DISTRIBUTIONFREETEST），它直接對總體分布作假設(shè)檢驗。參數(shù)檢驗非參數(shù)檢驗推斷一個總體表達(dá)分布位置的中位數(shù)M（非參數(shù)）和已知M0、兩個或多個總體的分布是否有差別。先將數(shù)值變量從小到大，或等級從弱到強轉(zhuǎn)換成秩后，再計算檢驗統(tǒng)計量。秩轉(zhuǎn)換的非參數(shù)檢驗特點假設(shè)檢驗的結(jié)果對總體分布的形狀差別不敏感，只對總體分布的位置差別敏感。應(yīng)用范圍對于計量資料1不滿足正態(tài)和方差齊性條件的小樣本資料；2分布不明的小樣本資料；3一端或二端是不確定數(shù)值（如＜05、＞50等）的資料（必選）；對于等級資料若選行列表資料的檢驗，只能推斷構(gòu)成比差別，而選秩轉(zhuǎn)換的非參數(shù)檢驗，可推斷等級強度差別。注意如果已知其計量資料滿足（或近似滿足）檢驗或檢驗條件，當(dāng)然選檢驗或檢驗，因為這時若選秩轉(zhuǎn)換的非參數(shù)檢驗，會降低檢驗效能。第一節(jié)配對樣本比較的WILCOXON符號秩檢驗1配對樣本差值的中位數(shù)和0比較目的是推斷配對樣本差值的總體中位數(shù)是否和0有差別，即推斷配對的兩個相關(guān)樣本所來自的兩個總體中位數(shù)是否有差別。方法步驟見例81。例81對12份血清分別用原方法（檢測時間20分鐘）和新方法（檢測時間10分鐘）測谷丙轉(zhuǎn)氨酶，結(jié)果見表81的（2）、（3）欄。問兩法所得結(jié)果有無差別1建立檢驗假設(shè)，確定檢驗水平2求檢驗統(tǒng)計量T值①省略所有差值為0的對子數(shù)，令余下的有效對子數(shù)為N，見表81第（4）欄，本例N11；檢驗步驟若多個差值為0，可通過提高測量工具的精度來解決。②按差值的絕對值從小到大編秩，然后分別冠以正負(fù)號。遇差值絕對值相等則取平均秩，稱為相同秩（TIES）（樣本較小時，如果相同秩較多，檢驗結(jié)果會存在偏性，因此應(yīng)提高測量精度，盡量避免出現(xiàn)較多的相同秩）表81第（4）欄差值的絕對值為2有2個，其秩依次應(yīng)為1，2，皆取平均秩為15，見表81第（5）、（6）欄；③任取正秩和或負(fù)秩和為T，本例取T115。3確定P值，作出推斷結(jié)論當(dāng)N≤50時，查T界值表（附表9），判斷原則內(nèi)大外小。若當(dāng)N＞50，超出附表9范圍，可用正態(tài)近似法作U檢驗。配對等級資料采用符號秩檢驗最好選用大樣本。注意2單個樣本中位數(shù)和總體中位數(shù)比較目的是推斷樣本所來自的總體中位數(shù)M和某個已知的總體中位數(shù)M0是否有差別。用樣本各變量值和M0的差值，即推斷差值的總體中位數(shù)和0是否有差別。方法步驟見例82。例82已知某地正常人尿氟含量的中位數(shù)為4530。今在該地某廠隨機抽取12名工人，測得尿氟含量見表82第（1）欄。問該廠工人的尿氟含量是否高于當(dāng)?shù)卣Ｈ说哪蚍繖z驗步驟據(jù)表82第（3）、（4）欄，取T15。第二節(jié)兩個獨立樣本比較的WILCOXON秩和檢驗1原始數(shù)據(jù)的兩樣本比較例83對10例肺癌病人和12例矽肺0期工人用X光片測量肺門橫徑右側(cè)距RD值（CM），結(jié)果見表85。問肺癌病人的RD值是否高于矽肺0期工人的RD值表85肺癌病人和矽肺0期工人的RD值（CM）比較檢驗步驟求檢驗統(tǒng)計量T值確定P值，作出推斷結(jié)論2頻數(shù)表資料和等級資料的兩樣本比較例8439名吸煙工人和40名不吸煙工人的碳氧血紅蛋白HBCO含量見表86。問吸煙工人的HBCO含量是否高于不吸煙工人的HBCO含量計量資料為頻數(shù)表資料，是按數(shù)量區(qū)間分組；等級資料是按等級分組。現(xiàn)以等級資料為例，方法步驟見例84。表86吸煙工人和不吸煙工人的HBCO含量比較①先確定各等級的合計人數(shù)、秩范圍和平均秩，見表86的（4）欄、（5）欄和（6）欄，再計算兩樣本各等級的秩和，見（7）欄和（8）欄；②本例T1917；③計算U值第三節(jié)完全隨機設(shè)計多個樣本比較的KRUSKALWALLISH檢驗一、多個獨立樣本比較的KRUSKALWALLISH檢驗1原始數(shù)據(jù)的多個樣本比較例85用三種藥物殺滅釘螺，每批用200只活釘螺，用藥后清點每批釘螺的死亡數(shù)、再計算死亡率（），結(jié)果見表89。問三種藥物殺滅釘螺的效果有無差別表89三種藥物殺滅釘螺的死亡率（）比較求檢驗統(tǒng)計量H值本例例86比較小白鼠接種三種不同菌型傷寒桿菌9D、11C和DSC1后存活日數(shù)，結(jié)果見表810。問小白鼠接種三種不同菌型傷寒桿菌的存活日數(shù)有無差別表810小白鼠接種三種不同菌型傷寒桿菌的存活日數(shù)比較例87四種疾病患者痰液內(nèi)嗜酸性白細(xì)胞的檢查結(jié)果見表811。問四種疾病患者痰液內(nèi)的嗜酸性白細(xì)胞有無差別2頻數(shù)表資料和等級資料的多個樣本比較表811四種疾病患者痰液內(nèi)的嗜酸性白細(xì)胞比較檢驗步驟二、多個獨立樣本兩兩比較的NEMENYI法檢驗例88對例86資料（表810）作三個樣本間的兩兩比較。第四節(jié)隨機區(qū)組設(shè)計多個樣本比較的FRIEDMANM檢驗一、多個相關(guān)樣本比較的FRIEDMANM檢驗例898名受試對象在相同實驗條件下分別接受4種不同頻率聲音的刺激，他們的反應(yīng)率（）資料見表812。問4種頻率聲音刺激的反應(yīng)率是否有差別表8128名受試對象對4種不同頻率聲音刺激的反應(yīng)率（）求檢驗統(tǒng)計量M值①將每個區(qū)組的數(shù)據(jù)由小到大分別編秩，遇數(shù)據(jù)相等者取平均秩；②計算各樣本的秩和，平均秩和為；③按下式求M值。對例89，N8，G4，已算得M1995，則二、多個相關(guān)樣本兩兩比較的檢驗例810對例89資料（表812）作四個樣本間的兩兩比較。本例根據(jù)表812有N8G4表815表812相關(guān)樣本的兩兩比較練習(xí)題P178一、最佳選擇題全做三、計算分析題全做謝謝大家

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簡介：第三章研究設(shè)計賀文博主要內(nèi)容1統(tǒng)計工作基本步驟2實驗設(shè)計統(tǒng)計工作的基本步驟統(tǒng)計設(shè)計搜集資料整理資料分析資料運用資料“反應(yīng)?！笔录鲜兰o(jì)60年代前后，歐美至少15個國家的醫(yī)生都在使用這種藥治療婦女妊娠反應(yīng)，很多人吃了藥后的確就不吐了，惡心的癥狀得到了明顯的改善，于是它成了“孕婦的理想選擇”（當(dāng)時的廣告用語）。于是，“反應(yīng)?！北淮罅可a(chǎn)、銷售，僅在聯(lián)邦德國就有近100萬人服用過“反應(yīng)?！?，“反應(yīng)停”每月的銷量達(dá)到了1噸的水平。在聯(lián)邦德國的某些州，患者甚至不需要醫(yī)生處方就能購買到“反應(yīng)?！?。但隨即而來的是，許多出生的嬰兒都是短肢畸形，形同海豹，被稱為“海豹肢畸形”。1961年，這種癥狀終于被證實是孕婦服用“反應(yīng)停”所導(dǎo)致的。于是，該藥被禁用，然而，受其影響的嬰兒已多達(dá)12萬名。經(jīng)過媒體的進(jìn)一步披露，人們才發(fā)現(xiàn)，這起丑聞的產(chǎn)生是因為在“反應(yīng)?！背鍪壑?，有關(guān)機構(gòu)并未仔細(xì)檢驗其可能產(chǎn)生的副作用。記者的發(fā)現(xiàn)震驚了世界，引起了公眾的極大憤怒，并最終迫使沙立度胺的銷售者支付了賠償。這個例子說明已經(jīng)通過批準(zhǔn)投放市場的新藥，在若干年內(nèi)仍需密切檢測與研究它的不良反應(yīng)實驗設(shè)計簡介1935年FISHER系統(tǒng)介紹研究設(shè)計，首次提出研究設(shè)計的基本原則。THEDESIGNOFEXPERIMENTSRAFISHER18901962RAFISHER生於倫敦，卒於澳洲。英國統(tǒng)計與遺傳學(xué)家，現(xiàn)代統(tǒng)計科學(xué)的奠基人之一，并對達(dá)爾文演化論作了基礎(chǔ)澄清的工作。1925系統(tǒng)介紹近代統(tǒng)計學(xué)方法THESTATISTICALMETHODSFRESEARCHWKERS11研究設(shè)計的意義1合理安排試驗因素，提高研究質(zhì)量。如規(guī)定實驗組的條件，配置適當(dāng)?shù)膶φ战M，選擇研究方法等。2控制誤差，使研究結(jié)果保持較好的穩(wěn)定性。如對混雜因素的處理，對不同來源變異的分析，維護(hù)必要的均衡性等。3用較少的觀察例數(shù)，獲取盡可能豐富的信息。如采用定量指標(biāo)，選擇線性或非線性回歸分析，為使用高效率設(shè)計創(chuàng)造條件等。調(diào)查（SURVEY）實驗EXPERIMENT12研究設(shè)計的類型基本原則之一對照基本原則之二隨機基本原則之三重復(fù)2實驗設(shè)計的基本原則研究設(shè)計的基本原則對照CONTROL隨機ROMIZATION重復(fù)REPLICATION對照的作用對照的種類對照組形式隨機化的作用隨機的含義分層隨機、分段隨機重復(fù)的作用重復(fù)的次數(shù)21基本原則之一對照CONTROL均衡性1對等除處理因素外，對照組具備與實驗組對等的一切非處理因素。2同步對照組與實驗組設(shè)立之后，在整個研究進(jìn)程中始終處于同一空間和同一時間。3專設(shè)任何一個對照組都是為相應(yīng)的實驗組專門設(shè)立的。不得借用文獻(xiàn)上的記載或以往的結(jié)果或其它研究的資料作為本研究之對照。意義1消除干擾因素的影響；2給一個被比較的標(biāo)準(zhǔn)，使處理因素和非處理因素的差異有一個科學(xué)的對比。對照組的作用對照組的作用處理組處理因素非處理因素處理效應(yīng)非處理效應(yīng)對照組無非處理因素?zé)o非處理效應(yīng)比較結(jié)果處理因素處理效應(yīng)排除“非處理因素”的影響，從而襯托出“處理因素”的作用。對照組的作用處理組處理因素非處理因素處理效應(yīng)非處理效應(yīng)比較結(jié)果非處理因素處理因素非處理效應(yīng)處理效應(yīng)常用對照種類（1）空白對照對照組不施加任何處理因素（2）實驗對照對照組不施加處理因素，但施加某種實驗因素。（3）標(biāo)準(zhǔn)對照不設(shè)立專門的對照組，而是用現(xiàn)有標(biāo)準(zhǔn)值正常值作對照。實驗研究一般不用標(biāo)準(zhǔn)對照，因為實驗條件不一致。（4）自身對照對照與實驗在同一受試者身上進(jìn)行（5）相互對照各實驗組間互為對照，如比較新藥與舊藥的療效（6）歷史對照以本人過去的研究他人研究結(jié)果與本次研究結(jié)果作對照22基本原則之二隨機ROM客觀性1抽樣隨機每一個符合條件的實驗對象參加實驗的機會相同，即總體中每個個體有相同的機會被抽到樣本中來；2分組隨機每個實驗對象分配到不同處理組的機會相同；3實驗順序隨機每個實驗對象接受處理先后的機會相同。隨機與隨意隨機ROM機會均等，客觀性隨意ASWILL隨主觀意愿，主觀性隨機化分組，不僅能控制已知的混雜因素非研究因素，而且還能控制未知的混雜因素。簡單隨機隨機分組隨機排列分層隨機隨機的方法簡單隨機分組示意136643557604384708218061555871136643557604384708218061555871ABBBABAAAB12345678910A組B組隨機排列示意12345678910136643557604384708218061555871排列8175934261023基本原則之三重復(fù)REPEATED可靠性1整個實驗的重復(fù)。確保實驗的重現(xiàn)性，以提高實驗的可靠性；2用多個實驗單位進(jìn)行重復(fù)樣本含量。避免把個別情況誤認(rèn)為普遍情況，把偶然性或巧合的現(xiàn)象當(dāng)作必然的規(guī)律，通過一定數(shù)量的重復(fù)，使結(jié)論可信；3同一實驗單位的重復(fù)觀察。保證觀察結(jié)果的精度。影響樣本含量的因素數(shù)據(jù)的種類個體的變異組間的差別指標(biāo)間的相關(guān)程度設(shè)計方法各組例數(shù)的分配I型錯誤和II型錯誤研究的質(zhì)量（2）查表樣本例數(shù)的計算（1）公式計算例兩均數(shù)比較時的樣本含量估計兩組相等I類誤差，常取005II類誤差，常取020，0101把握度標(biāo)準(zhǔn)差，個體變異兩個總體的差值專業(yè)認(rèn)可例降血脂20MGL；30MGL；005190時Q1Q2N1178468237922812219216119406N＝78時Q1Q211190046889378502875619544119356例N1固定，N2增加時，POWER的變化趨勢N120Q1Q2POWERQ1Q2POWER1105589160788212068241707960130733018080261407601190807415077691100811320MGL；30MGL；005圖N1固定，N2增加時，POWER的變化趨勢RN2N1POWERR1234567891056789試驗組和對照組樣本含量不等兩組的比例不超過1441樣本含量的影響因素數(shù)據(jù)的種類定量等級定性個體的變異變異小，樣本含量少組間的差別差別大，容易鑒別，N少指標(biāo)間的相關(guān)程度相關(guān)大，N少設(shè)計方法各組例數(shù)的分配均衡時，N少I型錯誤和II型錯誤小，N大研究的質(zhì)量實例1規(guī)定實驗組適應(yīng)癥為破膜和總產(chǎn)程都不超過24小時，無感染無陽性體征，血常規(guī)正常以及第一胎產(chǎn)后本人同意放置宮內(nèi)節(jié)育器者。另將篩選剩下的827例作為對照組，不放置宮內(nèi)節(jié)育器。本例，兩組除處理因素放置節(jié)育環(huán)不同，受試對象的基本條件也不同，試驗組較好，而對照組差，缺乏可比性。中華婦產(chǎn)科雜志，1985；20149～50。剖腹產(chǎn)同時放置宮內(nèi)節(jié)育器735例的初步觀察將施行剖腹產(chǎn)手術(shù)1562例中的735例作為實驗組，在剖腹產(chǎn)的同時放置宮內(nèi)節(jié)育器。比較兩組被觀察對象的術(shù)后出血、惡露干凈時間和術(shù)后副反應(yīng)等情況。實例2乳腺癌發(fā)病危險因素的研究研究采用病例－對照方法調(diào)查607對病例與對照，配對的條件是年齡相仿，上下不超過5歲。原文在未作假設(shè)檢驗的情況下，認(rèn)為“兩組年齡相仿”。年齡病例組人數(shù)對照組人數(shù)20～3630～728440～19324450～22819960～1016770～107中華流行病學(xué)雜志，19812425321725，P0004問題所在對照組缺乏均衡性討論1欲觀察丹梔逍遙散治療混合性焦慮抑郁障礙的臨床療效，以某西藥作為對照組。將64例符合入組和排除標(biāo)準(zhǔn)的病例按診療次序交替分組，即單號為中藥組，雙號為西藥組。請討論該分組方法是否符合隨機原則丹梔逍遙散治療混合性焦慮抑郁障礙的臨床研究河南中醫(yī)2004年第24卷第8期第62頁討論2通過回顧分析某院1990年1月至1998年3月期間28例單宮頸雙子宮畸形早孕人工流產(chǎn)的結(jié)果，發(fā)現(xiàn)人流術(shù)前先給予米索前列醇素制劑可使流產(chǎn)更容易、安全，減少病人痛苦且可避免并發(fā)癥的發(fā)生。兩組的分組方法為所有病例按就診先后順序分組，1995年10月以后為A組，1995年10月以前為B組。A組米索組于術(shù)前3小時頓服米索600ΜG或術(shù)前1小時后穹窿放置米索200ΜG，然后進(jìn)行人工流產(chǎn)吸宮術(shù)，共14例；B組對照組單純采用常規(guī)流產(chǎn)術(shù)機械擴(kuò)張宮頸后吸宮。作者認(rèn)為該法“符合隨機分配法則”。請討論對照組的設(shè)置是否合適單宮頸雙子宮畸形28例人工流產(chǎn)分析中國實用婦科與產(chǎn)科雜志1999年3月第15卷第3期172頁討論3作者對30例疑為食管原性胸痛患者的24小時食管PH值監(jiān)測，其中16例晝夜均異常，8例白天異常，2例夜里異常，18例胸痛與酸暴露相關(guān)。得出食管PH監(jiān)測是診斷胃食管反流所致的食管原性胸痛的有效方法之結(jié)論。請討論該文結(jié)果是否成立用24小時食管PH監(jiān)測法診斷食管原性胸痛中華外科雜志1995年33卷第2期第69頁問題所在不符合研究設(shè)計三原則3實驗設(shè)計31實驗設(shè)計的特點（1）研究者能人為設(shè)置處理因素（2）受試對象接受何種處理因素水平是由隨機分配而定的。（3）能使多種實驗因素包括在較少次數(shù)的實驗中，更有效地控制誤差，達(dá)到高效的目的。32實驗設(shè)計的分類根據(jù)受試對象不同，分為（1）動物實驗（2）臨床試驗通常局限在患病人群中（3）社區(qū)干預(yù)試驗在某個地區(qū)的所有人群中進(jìn)行，持續(xù)時間一般較長，目的是通過干擾某些危險因素或施加某些保護(hù)性措施，然后了解它們在人群中產(chǎn)生的預(yù)防效果，例在飲水中加氟防齲齒的人群試驗。33實驗設(shè)計的基本要素1處理因素TREATMENT2受試對象OBJECT3實驗效應(yīng)EFFECT1處理因素（STUDYFACTTREATMENT）研究者根據(jù)研究目的欲施加或欲觀察的能作用于受試對象并引起直接或間接效應(yīng)的因素，稱為處理因素。研究因素與混雜因素研究因素主要研究指標(biāo)，與研究結(jié)果效應(yīng)相聯(lián)系?；祀s因素干擾研究結(jié)果的指標(biāo)。例電針引產(chǎn)研究因素產(chǎn)婦狀況。產(chǎn)婦狀況成功失敗合計成功率初產(chǎn)428176604709經(jīng)產(chǎn)12839167766P0145例電針引產(chǎn)混雜因素胎膜狀況。胎膜狀況成功失敗合計成功率已破31880398799未破238135373638P0000例電針引產(chǎn)混雜因素在兩組的分布胎膜產(chǎn)婦狀況已破未破已破率初產(chǎn)3312735480經(jīng)產(chǎn)671004012P0001例電針引產(chǎn)混雜因素不同狀態(tài)時，研究因素的分析。胎膜產(chǎn)婦狀況例數(shù)成功成功率P已破初產(chǎn)3312587790030經(jīng)產(chǎn)6760900未破初產(chǎn)2731706230332經(jīng)產(chǎn)10068680常見的混雜因素年齡、性別病程、病情疾病史、家族史、伴發(fā)疾病工作性質(zhì)、工作環(huán)境生活習(xí)慣、條件考核某種藥物治療方法的療效藥物與療法屬處理因素；影響療效的一些非處理因素，如病人的性別、年齡、病型、病程、病情、健康、營養(yǎng)狀況、醫(yī)護(hù)人員的照護(hù)等等；在病人分組試驗中，各組病人除處理因素不同之外，各組病人非處理因素應(yīng)通過隨機化盡量加以控制，使之均衡一致。對混雜因素的處理采用良好的設(shè)計排除，平衡；嚴(yán)格的質(zhì)量控制減少干擾設(shè)計時考慮改為修飾因素觀察和記錄混雜因素的強度，并考慮用統(tǒng)計學(xué)方法進(jìn)行修飾、控制。處理因素標(biāo)準(zhǔn)化處理因素標(biāo)準(zhǔn)化就是保證處理因素在整個實驗的過程中始終如一，保持不變?nèi)绮煌柕耐N種藥物手術(shù)開始階段不熟練，后期熟練2受試對象（1）動物選擇種系的選擇（種類、品系）動物個體的選擇（如年齡、性別、體重、窩別、營養(yǎng)狀態(tài)等）（2）病例選擇正確診斷納入標(biāo)準(zhǔn)排除標(biāo)準(zhǔn)例在考核抗菌藥物療效時，病人入選標(biāo)準(zhǔn)是（1）成年人1865歲，男女不限；（2）經(jīng)臨床確診，患有急性細(xì)菌感染需要進(jìn)行全身抗菌藥物治療的患者；（3）細(xì)菌學(xué)證實，即致病菌培養(yǎng)陽性；（4）病人無嚴(yán)重肝、腎、心臟及造血系統(tǒng)疾??；（5）病人需知情同意等。病人的排除標(biāo)準(zhǔn)是（1）藥物或食物過敏史者；（2）過敏狀態(tài)，如過敏性疾患合并感染；（3）造血功能障礙（特殊情況例外）；（4）妊娠及哺乳期婦女；（5）精神狀態(tài)不能很好合作者；（6）正在應(yīng)用其它抗菌類藥物者等。3實驗效應(yīng)關(guān)聯(lián)性客觀性準(zhǔn)確性與精確性敏感性與特異性指選用的指標(biāo)必須與研究目的有本質(zhì)聯(lián)系，主要通過查文獻(xiàn)、預(yù)備試驗和理論分析等提出的關(guān)聯(lián)性客觀性客觀指標(biāo)是測量和檢驗的結(jié)果，是借助儀器來回答的；能夠重復(fù)。主觀指標(biāo)是由受試者回答醫(yī)生自己判斷?；炇业臋z查結(jié)果；物理學(xué)檢查結(jié)果；病理學(xué)的診斷意見；細(xì)菌學(xué)培養(yǎng)結(jié)果如某藥治療慢性胃炎的療效，選用胃鏡下活體組織的病理學(xué)診斷結(jié)果，作為判斷治療效果的觀察指標(biāo)更為客觀可靠。準(zhǔn)確性與精確性準(zhǔn)確度是指觀察值與真值的接近程度，主要受系統(tǒng)誤差的影響。精密度是指重復(fù)觀察時，觀察值與其平均數(shù)的接近程度，其差值屬于隨機誤差。敏感性與特異性如研究某藥治療缺鐵性貧血的效果，可選用臨床癥狀，體征及血紅蛋白，也可選用血清鐵旦白含量的變化作為觀察指標(biāo)；但前三者作為觀察指標(biāo)不夠靈敏只有在缺鐵較為嚴(yán)重的情況下才會出現(xiàn)血紅蛋白的變化和貧血的癥狀，體征；若選用血清鐵旦白的含量作為觀察指標(biāo)，則可敏銳地反映處理因素的效應(yīng)。處理因素實驗研究的基本要素－－受試對象實驗效應(yīng)降壓藥高血壓病人血壓值變化處理因素受試對象實驗效應(yīng)4常用的幾種實驗設(shè)計方法（一）完全隨機設(shè)計（二）配對設(shè)計（三）配伍組設(shè)計（一）完全隨機設(shè)計COMPLETELYROMDESIGN將受試對象按隨機化的方法分配到各個處理組中，觀察實驗效應(yīng)。僅涉及一個處理因素，故又稱單因素設(shè)計。不受組數(shù)的限制；各個處理組樣本例數(shù)可以相等，也可以不等，但相等時效率較高。A組B組完全隨機設(shè)計例四種飼料喂養(yǎng)大白鼠后的肝重比值組間變異SS組間SUMOFSQUARESBETWEENGROUPSN1N2N3N4方差分析表BARTLETT的方差齊性檢驗24069P02兩兩比較Q檢驗DCBA33200309752685024025結(jié)論方差分析ANOVA及SNK兩兩比較結(jié)果表明，四種飼料喂養(yǎng)大白鼠后的肝重比值不完全相同F(xiàn)1040P005。完全隨機設(shè)計例3研究中藥骨碎補對高脂血癥的治療和預(yù)防作用。取家兔44只，隨機分成四組，每組11只。每間隔5周測定血清膽固醇一次，共測四次（包括給藥前一次），整個實驗期為15周。各組處理如下造型組每日以03G膽固醇灌胃；治療組每日以03G膽固醇灌胃，于實驗開始的第5周起每日肌注100骨碎補液17MLKG；預(yù)防組每日以03G膽固醇灌胃，于實驗開始之日起即每日肌注100骨碎補液08MLKG；對照組每日肌注生理鹽水08MLKG。血清膽固醇含量，MG各組平均血清膽固醇含量，MG各組各時點平均血清膽固醇含量圖示造型組治療組預(yù)防組對照組分析思路四組是否具有可比性造型是否成功對照組是否穩(wěn)定骨碎補對高脂血癥的預(yù)防和治療效果如何預(yù)防和治療的顯效時間預(yù)防和治療的持續(xù)時間1給藥前四組的比較預(yù)防組造型組治療組對照組均數(shù)9009883679457555方差44425390473334729069方差分析F1474P02360服從齊性檢驗20489P09213說明4個組的初始條件一致。2造型是否成功以實驗時間為X（周）以對應(yīng)時間點的膽固醇含量之均數(shù)為Y造型組的直線回歸分析X051015Y8836324004849075050T15855P0001說明造型組在實驗期內(nèi)血清膽固醇含量持續(xù)上升。造型是成功的。3對照組是否穩(wěn)定以實驗時間為X（周）以對應(yīng)時間點的膽固醇含量之均數(shù)為Y對照組的直線回歸分析X051015Y7555880977907350T0487P05說明對照組在實驗期內(nèi)血清膽固醇含量不隨時間而改變，是穩(wěn)定的。4第5周時四組均數(shù)的比較造型組治療組預(yù)防組對照組均數(shù)3240032300140098809F545P0005第5周時預(yù)防組與造型組的均數(shù)間差別有統(tǒng)計學(xué)意義，而與對照組差別無統(tǒng)計學(xué)意義。說明在第5周時已有預(yù)防作用。5第10周時四組均數(shù)的比較造型組治療組預(yù)防組對照組均數(shù)484902525594277790F978P0001第10周時治療組與造型組的均數(shù)間差別有統(tǒng)計學(xué)意義，與預(yù)防組、對照組差別無統(tǒng)計學(xué)意義。說明治療已起效，預(yù)防組有持續(xù)效果。第15周時四組均數(shù)的比較造型組治療組預(yù)防組對照組均數(shù)7505014090108007350F978P0001結(jié)論同第10周時。結(jié)論對家兔肌注骨碎補液，預(yù)防組于用藥第5周時已見防止血清膽固醇升高的作用，直至第15周仍保持與對照組接近的水平。治療組于用藥第5周即實驗期第10周時已見膽固醇下降，至用藥第10周即實驗期第15周時降至與對照組接近的水平。說明骨碎補對家兔具有預(yù)防和治療高血脂癥的作用。正確應(yīng)用完全隨機設(shè)計完全隨機設(shè)計是最常用的一種設(shè)計方法，不受組數(shù)的限制；各組樣本含量可以相等，也可以不等，但在總樣本含量不變的情況下，各組樣本含量相等時的設(shè)計效率最高；對照組可以不止一個；各組應(yīng)達(dá)到均衡一致；各處理組應(yīng)同期平行進(jìn)行；對個體間同質(zhì)性要求較高。在個體同質(zhì)性較差時，完全隨機設(shè)計并不是最佳設(shè)計。（二）配對設(shè)計PAIREDDESIGN是將受試對象按一定條件配成對子，再隨機分配每對中的兩個受試對象到不同處理組，配對的因素是影響實驗效應(yīng)的主要非處理因素。自身配對異體配對配對的原則條件相近對內(nèi)同質(zhì)正確應(yīng)用配對設(shè)計當(dāng)實驗對象的同質(zhì)性欠佳時，采用配對設(shè)計可以提高處理組間的可比性和均衡性；配對設(shè)計的成敗取決于配對的條件，只有當(dāng)兩組觀察值間的相關(guān)大于0時，配對才是成功的，且能提高檢驗效能；當(dāng)采用左右配對設(shè)計時，實驗因素的效應(yīng)必須是局部的，不可以通過神經(jīng)、體液等途徑影響對側(cè)；采用自身前后配對設(shè)計時，應(yīng)考慮到環(huán)境、氣候或疾病的自然進(jìn)展等引起的效應(yīng)改變；配對設(shè)計的資料結(jié)合相關(guān)或回歸分析，有時能得到更豐富的結(jié)論。例題高粘綜合癥患者的血沉較快，某大夫觀察A、B兩個降粘藥物對血沉MMH的影響，結(jié)果如下，試作統(tǒng)計分析。A、B兩個降粘藥物對血沉MMH的影響療前療后差值A(chǔ)藥組38724063032946842221B藥組401251423933811623425分析思路療前兩組比較，以分析可比性；各組療前療后差值分別比較，分別確定各自的變化值；兩組療前療后差值相互比較，分析兩組的效果是否相同分析結(jié)果1療前兩組比較T12721，P02195；可以認(rèn)為兩組具有可比性。2A組療前療后比較TD119594，P00000；可以認(rèn)為A藥治療后血沉減慢。B組療前療后比較TD149556，P00000；可以認(rèn)為B藥治療后血沉減慢。3兩組治療前后差值相互比較T60419，P00000；可以認(rèn)為B藥降低血沉的效果優(yōu)于A藥。結(jié)論統(tǒng)計分析結(jié)果表明，兩組療前具有可比性T12721P02195；無論是A藥還是B藥，治療后均使血沉減慢TD119594P00000TD149556P00000，B藥降低血沉的效果優(yōu)于A藥T60419P00000。（三）配伍組設(shè)計ROMIZEDBLOCKDESIGN亦稱隨機區(qū)組設(shè)計，是配對設(shè)計的擴(kuò)充。是將幾個受試對象按一定條件劃分成配伍組區(qū)組，再將每一配伍組的各受試者隨機分配到各個處理組中去?？傮w同質(zhì)性差，部分同質(zhì)性好，區(qū)組化區(qū)組控制，區(qū)組內(nèi)隨機隨機區(qū)組設(shè)計區(qū)組內(nèi)同質(zhì)、隨機單向區(qū)組控制示意配伍組設(shè)計例1將人的血濾液放置不同時間，測定其血糖濃度。放置時間分4種04590135分鐘，取八個健康人的血液，各分成4份，按配伍組設(shè)計，結(jié)果見下表。配伍組設(shè)計的方差分析兩兩比較結(jié)果血濾液的放置時間與血糖濃度的關(guān)系LG103Y02820210006881TIMELG103Y02820210006881TIME結(jié)論人血濾液中的血糖濃度在放置0～135分鐘期間，隨時間的延長而下降，起初下降不明顯，而后逐漸加快，成指數(shù)下降。正確應(yīng)用隨機區(qū)組設(shè)計配伍組設(shè)計是配對設(shè)計的擴(kuò)展，在個體同質(zhì)性較差時，采用配伍設(shè)計可以提高各處理組間的可比性和均衡性；同一區(qū)組內(nèi)的個體應(yīng)盡可能同質(zhì)；實際上配伍設(shè)計是兩因素多水平的試驗，由于每種組合只作一次試驗，故不能分析交互作用；采用配伍設(shè)計時，要盡可能使觀察值不缺失，雖然有估計缺失值的方法，但缺失時信息損失較大的。盲法偏倚（BIAS）單盲法病人不知自己接受何種治療雙盲法病人和醫(yī)護(hù)人員都不知患者的分組和接受何種治療5調(diào)查設(shè)計江蘇省慢性非傳染性疾病基礎(chǔ)資料調(diào)查了解我省高血壓、冠心病、腦卒中、糖尿病、惡性腫瘤的患病率、死亡率、分布特征及其與經(jīng)濟(jì)水平、吸煙、飲酒、膳食營養(yǎng)、體力活動等因素的關(guān)系，為采取相應(yīng)的預(yù)防措施提供依據(jù)。抽樣地區(qū)35歲以上常住五年及以上居民。19971019986隨機抽樣方法單純隨機抽樣系統(tǒng)抽樣分層隨機抽樣整群抽樣抽樣方法采用多階段分層隨機整群抽樣法。蘇北城市點鹽城市城區(qū)01農(nóng)村點徐州市銅山縣02農(nóng)村點淮陰市金湖縣03蘇中城市點南京市鼓樓區(qū)04農(nóng)村點揚州市高郵市05農(nóng)村點南通市海門市06農(nóng)村點泰州市泰興市07蘇南城市點蘇州市平江區(qū)08城市點常州市鐘樓區(qū)09農(nóng)村點無錫市郊區(qū)10農(nóng)村點常州市溧陽市11城市點在所抽區(qū)中給所有的街道編號，隨機抽取3個街道，對每個街道的所有居委會編號，然后隨機抽取若干個居委會，對這些居委會所有35歲以上人群進(jìn)行調(diào)查，確保每個街道調(diào)查總?cè)藬?shù)不少于6500人，每個區(qū)不少于2萬人。若3個街道不足2萬人，再抽取下一個順序號的街道。農(nóng)村點在所抽市縣中給所有的鄉(xiāng)鎮(zhèn)編號，隨機抽取3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)進(jìn)行調(diào)查。對每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的所有村編號，然后隨機抽取若干個村，對這些村所有35歲以上人群進(jìn)行調(diào)查，確保每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)調(diào)查總?cè)藬?shù)不少于6500人，每個市縣不少于2萬人。若3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)不足2萬人，再抽取下一個順序號的鄉(xiāng)鎮(zhèn)。多階段分層隨機整群抽樣第一層第二層第三層群蘇南區(qū)街道居委會蘇中縣市鄉(xiāng)鎮(zhèn)村蘇北調(diào)查內(nèi)容及調(diào)查表格慢性非傳染性疾病基礎(chǔ)資料流行病學(xué)調(diào)查表針對個人進(jìn)行調(diào)查，調(diào)查內(nèi)容主要包括一般情況、家庭居住條件、醫(yī)療保障情況、主要慢病史、家族史、吸煙、飲酒、飲食、生活起居及體育鍛煉、女性月經(jīng)、生育史及體格檢查等。組織與實施本次調(diào)研工作是由江蘇省衛(wèi)生防疫站慢病調(diào)查技術(shù)指導(dǎo)組牽頭，由省站負(fù)責(zé)擬定全省調(diào)查方案，組織市、縣級人員培訓(xùn)，統(tǒng)一發(fā)放調(diào)查表并收集資料，質(zhì)量控制和分析總結(jié)等。各市、縣組織本地區(qū)慢病流行病學(xué)調(diào)查組，擬定本市、縣實施方案并組織實施，負(fù)責(zé)現(xiàn)場調(diào)查工作安排、聯(lián)系與協(xié)調(diào)等。質(zhì)量控制調(diào)查方案和各種調(diào)查表格等均經(jīng)過預(yù)試驗。實行逐級培訓(xùn)，合格者方可參加本次調(diào)研。調(diào)查人員要每日對填寫的調(diào)查表內(nèi)容進(jìn)行全面檢查，有錯即改，有漏即補。全省調(diào)查資料按統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)整理后，建立數(shù)據(jù)庫，并由經(jīng)過培訓(xùn)的專人對錄入資料進(jìn)行復(fù)核。各市縣調(diào)查開始之前，必須把調(diào)查方案報送省站慢病調(diào)查技術(shù)指導(dǎo)組核定。質(zhì)量控制各種測量儀器必須在使用前校準(zhǔn)。應(yīng)答率要求在90以上，盡可能減少非應(yīng)答率。調(diào)查完成后隨機抽5的人群進(jìn)行復(fù)查。復(fù)核檢查工作由省、市、縣區(qū)三級人員組成的慢病調(diào)查技術(shù)指導(dǎo)組成員負(fù)責(zé)。在調(diào)查點已完成調(diào)查任務(wù)的1周內(nèi)進(jìn)行復(fù)查，將兩次調(diào)查表的內(nèi)容進(jìn)行復(fù)核檢查，全部正確率應(yīng)高于90，否則應(yīng)返工。數(shù)據(jù)錄入由經(jīng)過培訓(xùn)的專業(yè)人員對各調(diào)研點的資料進(jìn)行核對，并將核對無誤的資料用江蘇省衛(wèi)生防疫站設(shè)計的統(tǒng)一數(shù)據(jù)庫錄入，錄入后將原調(diào)查表和數(shù)據(jù)庫送至江蘇省衛(wèi)生防疫站慢病調(diào)查技術(shù)指導(dǎo)組復(fù)核。統(tǒng)計分析集中統(tǒng)一分析。不同時點上的普查或抽樣調(diào)查構(gòu)成了縱向資料THANKALLOFYOU

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