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1、个分类变量之间有无关联性以及频数分布拟合优度的力22检验5力检验的基本思想?象数t检验，就增加了个样本均数间的$分割；两答：力2值反映了实际频数与理论频数的吻合程度，若检验假设成立，实际频数与理论频数的差值会小，则力2值也会小；反之，若检验假设Ho不成立，实际频数与理论频数的差值会大，则力2值也会大。6. 简要回答进行非参数统计检验的适用条件。答：（1）资料不符合参数统计法的应用条件（总体为正态分布、且方差相等）或总体分布类型未知；（3）分布呈明显偏态又无适当的变量转换方法使之满足参数统计条件；（4）在资料满足参数检验的要求时,以免降低检验效能7. 简述直线回归分析的含义，写岀直线回归分析的一
2、般表达式，试述该方程中各个符号的名称及意义。答：直线回归是用直线回归方程表示两个数量变量间依存关系的统计分析方法，属双变量分析的范畴。如果某一个变着另个变量的变化而变化，并且它们的变化在直角坐标系中呈直线趋势，就可以用个直线方程来定量地描述的数量依存关系，这就是直线回归分析。2）等级资料;应首选参数法量随它们之间一般表达式：g=a+0X,+刍，乂,？和分别为第7个体的自变量和应变量取值。a称为截矩，为回归直线或其延长线与y轴交1正态分布、二项分布、poisson分布的区别和联系答：区别：二项分布、poisson分布是离散型随机变量的常见分布，用概率函数描述其分布情况，而正态分布是连续型随机变量
3、的最常见分布，用密度函数和分布函数描述其分布情况。联系：（1）二项分布与poisson分布的联系，当n很大，很小时，为一常数时，二项分布近似服从poisson分布（2）二项分布与正态分布的联系，当n较大，不接近0也不接近1,特别是当和都大于5时，二项分布近似正态分布（3）poisson分布与正态分布的联系，当时，poisson分布近似正态分布。2、在完全随机设计资料的方差分析与随机区组设计资料的方差分析在试验设计和变异分解上有什么不同？答：完全随机设计：采用完全随机化的分组方法，将全部实验对象分配到g个处理组（水平组），各组分别接受不同的处理。在分析时，$A总=SS组间+SS组内随机区组设计：
4、随机分配的次数要重复多次，每次随机分配都对同一个区组内的受试对象进行，且各个处理组受试对量相同，区组内均衡。在分析时，SS总=SS处理+SS区组+SS组内3、为何多个均数的比较不能直接做两两比较的t检验？答：多个均数的比较，如果直接做两两比较的t检验，每次比较允许犯第I类错误的概率都是a,这样做多次犯第I类错误的概率。因此多个均数的比较应该先做方差分析，若多个总体均数不全相等，再进一步进行多多重比较4、列岀力检验的用途?答：推断两个总体率间或者构成比见有无差别；多个总体率间或构成比间有无差别；多个样本率比较的的力点的纵坐标。称为回归直线的斜率。刍为误差。8. 多元线性回归模型应满足的条件?（1
5、）丫与Xi5X2,-Xm之间具有线性关系;（2）各观测值E（j=l，2,.,n）之间相互独立;（3）残差&服从均数为0、方差为的正态分布，它等价于任意一组自变量X”X2，?Xm，应变量丫均服从正态分布且方差齐9. 发病率（incideneerate）：指在定时期内单位人群中某病新发病例岀现的频率。用来说明居民在一定时期内某病的发病水平。发病率=一疋严啓芒密爭李病例数灶A：=100%,1000/千，或10000/万间不患病率(prevaleneerate):也称现患率，指某特定时点或短时期内研究人群中，某病现患病人数所占的比例。按观察时时占患病率某一时点研究人群中的现患病人期间患病率特定观察期内
6、研究人群中某病的新旧病时点患病率数灯：该时点总人口数期间患病率例数同时期研究人群的总平均人口数同分为时点患病率和期间患病率。”死亡率(mortalityrate):指在一定时期内，某地平均每单位人群中(因某病)死亡人口数所占的比例。用于衡量一定时期内研究人群的死亡危险性大小。常以年为单位。邛亡空一定时期内(因某病)死亡人数：*同期平均人口数病死率(fatalityrate):表示一定时期内(通常为1年)，患某病的全部病人中因该病死亡者的比例。病死率=二人期内因某种疾病而死亡的人数Too%1。、常用评价指标有：复相关系数、决定系数、校正决定系数、剩余标准差等。关关系的复相关系数(Q,因变量的观测
7、值与估计值间的简单相关系数，衡堇因变量丫与回归方程内所有自变量线性组合间相密切程度。R=X(y-y)(y-y)X(y-y)20v=7?v=b没有负值。R的值越接近1,说明相关关系越密切；越接近0说明相关关系越弱决定系数表示回归平方和占总平方和的比例，反映各自变量对因变量回归贡献的大小，用人决定系数表示回归平方和占总平方和的比例，反映各自变量对因变量回归贡献的大小，用人2表示。R2二SS回归R2刖总无单位，取值在0?1之间。值越大，说明回归平方和在总平方和中所占的比重越大，剩余平方和所占比例越小，回归越好。剩余标准差为扣除加个自变量的影响后，因变量y仍然存在的变异，即不能由加个自变量的变化解释的
8、的变异，用效果*123,”表示。公式为:Sy.123,=”剩余校正决定系数可以消除自变量个数的影响。公式为:55lr，.o剩余标准差越小，说明回归效果“一mI=_MS剩余=_(1_7?-MS总nmi其中，为拟合方程时观方程中存在常数项，i=i;方程中不存在常数项，i=0;不存在常数项，i=0;察单位数；加为方程中自变量个P2校正决定系数旳越大，说明回归效果越好。当方程中加入有显著作用的自变量时,P2匕步增大，剩余标准差减小；若方P2程中引入无显著作用的自变量时，匕龙可能减小，而剩余标准差增大。11、假设检验的基本思想和基本原则假设检验基本思想：首先对所需要比较的总体提出一个无差别的假设，在给定
9、备择假设判断，若拒绝原假设H0,那就意味着接受备择假设H1,否则，就接受原假设H0备择假设H1中作岀拒绝P2程中引入无显著作用的自变量时，匕龙可能减小，而剩余标准差增大。11、假设检验的基本思想和基本原则假设检验基本思想：首先对所需要比较的总体提出一个无差别的假设，在给定备择假设判断，若拒绝原假设H0,那就意味着接受备择假设H1,否则，就接受原假设H0备择假设H1中作岀拒绝H0作岀H1下，利用样本对原假设原假设H0和换句话说，假设检验就是要在基本原则：对一个统计假设进行检验的依据是所谓小概率原理，即概率很小的事件在一次试验中是几乎不可能发生。a取值多少才算是小概率呢？这就要视实际问题的需要而定
10、，?般a取0.1,0.05,0.01等。12、什么是抽样误差？举例说明分类资料和数量资料的抽样误差抽样误差：由于存在个体变异，抽样研究时样本统计量不恰好等于总体参数，这种误差是因抽样所致，称为抽样误差。13、列出样本标准误的估计值的公式，至少五个(包括两样本差值的标准误，两样本率差值的标准误等)样本均数的标准误：两样本均数差值的标准误：小两样本均数差值的标准误：小配对资率的标准直线相关中样板相关系数r的标14、医学统计中，将正态分布视为近似正态分布有哪几种情况？列出应用两大样本均数的比较：当珥、血均样本率与总体率的比较：n50,两样本率的比较：珥、112均三50,nipi、ni(1-P1)与1
11、12P2、血(1-P2)均5时,Poission分布总体均数的可信区间：样本阳性例数三50,Wilcoxon符号秩检验：当n50时，用正态近似法作u检验：1)/4|-0.5+1)(2+1)/2415、一个三因素的2X2X2的析因设计的实验设计及分析思路2x2x2析因实验设计模型ABIB2CiClClClA1B1C1AIBIC2AIB2CIAIB2C2A2A2B1C1A2BICA2B2CA2A2(-A22I变异来SSVMSF源总心、EX2-cn一1总处理间s(sx,.)C8-1A间ni(SA,)2+(EA2)2(1SSa/vaMSJMS容B间(SB,)2+(SB2)2?4n；1SSB丨VBMSB
12、/MS惡C间(sCj2+(SC2)2c4n；1SSc!vcMSc/MS误羌表11-152x2x2析因实验设计方差分析计算公式(续)AxBssr(AB.-ssA-ssB1AB1*ABMSAB/MS误差AxCSSt(ac)-SSA-SSCSS1AC1*ACMSac/MS误茅BxCSST(BC)SSB-SScSS1BC1VBCMSBC/MS误差SSABCMAxBxCss总处-ssA-ss3-ss=1ssASABC/MS误差-ssAxB-ssAxC-ssBxcBC2x2x2析因实验设计的方差分析把总变异的离均差平方和SS及自由度v分解为A间、B间、C间、AxB.AxC,BxC、AxBxC和误差项等8部
13、分。分析步骤与2x2析因实验设计的方差分析基本相同，但有3个一级交互作用和1个二级交互作用。表11-152x2x2析因实验设计方差分析计算公式ss总_SS总处M-8ss误差误差上述公式用于各？相等时。表中C=(SX)2/n；?为第7个实验组的观察个数；LX,.为第z?个实验组的观察值之和，心1,2,，分别为LAB1G，SAQC2，EAjdG,P2C2,EA2B1G，EA2B1C2，SA2B2G和SA2B2C2；SA1和羽2、为坊和2场、EC和1A2分别为4、B.C因素的第1水平和第2水平的观察值之和；SSt(ab)、SSt(ac)和SSTE分别为4与B、4与C、B与C因素的处理间平方和。表11
14、-L6-AxB交互作用计算副表-17AxC交互作用计算副表3”t(ab)一(2儿+(绍BJ+(eaw)+(2生禺ec?AC)+(EA.cJ2+(ZA2C,)2+(ZA2C2)2WC)-亦3112一一B2合计5_合计C,C2场dB2A塑ASA1GSAGLA】HA2B2ZA2SA2G1A2C2SA22合ZB2合计sc.sc2EAC=SABCi+HAB2C1,Z4Bi=4BC+ZA1B1C2,SAG=M/C+1AxB2C2,XAjB2=EA1B2C1+XA1B2C2;EA2Bj=XA2B1C1+XA2B1C2TA2CSAzdC+TA2B2Ci,YA2B2=YA2B2C1+YA2B2C2XA2c2SA2BJC2+XA2B2C2;表9.18BxC交互作用计C2合计AA2AA2YBxCxYBXC2B2YB2C2YB2合计ECsc2EB1C1=5L4JBC+EA2B1C1,YBxC2=HA1BC2+SA2B1C2,(2B|Cj+(EBC;y+(EB?Cj+(EB2C2yZB2BCJ=YAxB2Cx+ZA2B2CJ,YB2C2=YAiB2C2+AA2B2
