医学统计学题库

For personal use only in study and research; not for commercial use第一章绪论习题一、选择题1. 统计工作和统计研究的全过程可分为以下步骤：（D）A. 调查、录入数据、分析资料、撰写论文B. 实验、录入数据、分析资料、撰写论文C. 调查或实验、整理资料、分析资料D. 设计、收集资料、整理资料、分析资料E. 收集资料、整理资料、分析资料2. 在统计学中，习惯上把（B ）的事件称为小概率事件。A. P 0.10 B. P 0.05 或 P 0.01 C. P 0.005D. P 0.05 E. P (x +1.645 s )D (x +1.645s).lg x1g xE (x +1.645 s )D (x +1.645s).1g x1g x.E (x +1.645 s ) .1g x1g x5. 若某人群某疾病发生的阳性数X服从二项分布，则从该人群随机抽出n个人，阳性数X不少于k人的概率为(A )。A. P(k) + P(k +1) + + P(n)B. P(k +1) + P(k + 2) + + P(n)C. P(0) + P(1) + + P(k)D. P(0) + P(1) + + P(k 1)E. P(1) + P (2) + + P (k)6. Piosson分布的标准差b和均数人的关系是(C )。A.人bB.人 209.二项分布的图形取决于(C)的大小。A.兀B. nC. n与兀D. bE. R10. (C )小，表示用该样本均数估计总体均数的可靠性大。A. CV B. S C. b_ D. R E.四分位数间距11. 在参数未知的正态总体中随机抽样，|X r| (E )的概率为5%。A. 1.96b B. 1.96 C. 2.58 D. 10 05/2、SE. 10 05/2、S-12. 某地1992年随机抽取100名健康女性，算得其血清总蛋白含量的均数为74g/L，标准差为4g/L，则其总体均 数的95%可信区间为(B )。A. 74 土 2.58 x 4 :10B. 74 1.96 x 4 : 10C. 74 2.58 x 4D. 74 4 x 4E. 74 1.96 x 413. 一药厂为了解其生产的某药物(同一批次)的有效成分含量是否符合国家规定的标准，随机抽取了该药10片， 得其样本均数与标准差；估计该批药剂有效成分平均含量的95%可信区间时，应用(A )。A. (X -1 s_,又 +1 s_) B. (X 1.96。-，又 +1.96。-) 0.05/2,v X0.05/2,v xXXC. (X -1s, X +1s)D. (X-1.96X, X + 1.96X)0.05/2,v0.05/2,vE. (p -1.96s , p +1.96s )pp14. 在某地按人口的1/20随机抽取1000人，对其检测汉坦病毒IgG抗体滴度，得肾综合征出血热阴性感染率为5.25%，估计该地人群肾综合征出血热阴性感染率的95%可信区间时，应用(E )。A. ( X0.05/2,Vi X + 0.05/2,Vi)C.(X -1s, X +1 s)0.05 / 2,v0.05 / 2,vB. (X -1.96。_, X +1.96。_)XXD. (X -1.96 X, X +1.96、X)E. (p - 1.96s ,p + 1.96s )pp15. 在某地采用单纯随机抽样方法抽取10万人，进行一年伤害死亡回顾调查，得伤害死亡数为60人；估计该地 每10万人平均伤害死亡数的95%可信区间时，应用(D )。.(X - X)2答：标准差：S=(，表示观察值的变异程度。可用于计算变异系数，确定医学参考值范围，计算标准 n -1S误。标准差是个体差异或自然变异，不能通过统计方法来控制。标准误：SX =-，是估计均数抽样误差的大 小。可以用来估计总体均数的可信区间，进行假设检验。可以通过增大样本量来减少标准误2、二项分布的应用条件A ( X - 0.05/2,v sX X + 0.05/2,Vi)C. (X -1s, X +1s)0.05 / 2,v0.05 / 2,vE. (p - 1.96s ,p + 1.96s )pp16. 关于以0为中心的t分布，错误的是A. 相同v时，|t|越大，P越大C.当v T 8 时，t uE. t分布是一簇曲线二、简单题1、标准差与标准误的区别与联系B. (X -1.96。一，X + 1.96。一)XXD. (X -1.96、X, X +1.96 vX)(A )。B. t分布是单峰分布D. t分布以0为中心，左右对称答：(1)各观察单位只能具有两种相互独立的一种结果(2) 已知发生某结果的概率为兀，其对立结果的概率为(1-)(3) n次试验是在相同条件下独立进行的，每个观察单位的观察结果不会影响到其他观察单位的结果。3、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，兀很小时，nK =、为一常数时，二项分布B(n,兀)近似服从poisson分布P（彻）（2）二项分布与正态分布的联系，当n较大，兀不接近0也不接近1,特别是当彻 和n（1 一兀）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* 20时，poisson分布近似正态分布。三、计算分析题1、如何用样本均数估计总体均数的可信区间答：用样本均数估计总体均数有3种计算方法：（1）未知且n小，按t分布的原理计算可信区间，可信区间为（XS，X+gv气）（2）未知且n足够大时，t分布逼近u分布，按正态分布原理，可信区间为（3）已知，按正态分布原理，可信区间为（X -U/ -, X + u疽. -）2、某市2002年测得120名11岁男孩的身高均数为146.8cm，标准差为7.6cm，同时测得120名11岁女孩的身高 均数为148.1cm，标准差为7.1cm，试估计该地11岁男、女童身高的总体均数，并进行评价。答：本题男、女童样本量均为120名（大样本），可用正态近似公式X 土 Ua2，v SX估计男、女童身高的总体均数的95%置信区间。男童的 95%CI 为146,8 土 1.96* ,/，T57T =（145.44，148.16）女童的 95%CI 为148,111，96*(146.83，149.37)3、按人口的1/20在某镇随机抽取312人，做血清登革热血凝抑制抗体反应检验，得阳性率为8.81%，求该镇人 群中登革热血凝抑制抗体反应阳性率的95%可信区间。答：本例中，S:n =0.0160=1.60%P312np=312*0.0881=28 5,n（1-p）=284 5，因此可用正态近似法一 口 vP 进行估计。登革热血凝抑制抗体反应阳性率的95%可信区间为（0.0881 + 1.96*0.016）=（0.0568，0.119）第四章数值变量资料的假设检验习题一、选择题1. 在样本均数与总体均数比较的t检验中，无效假设是（B ）。A. 样本均数与总体均数不等B.样本均数与总体均数相等C. 两总体均数不等D.两总体均数相等E.样本均数等于总体均数2. 在进行成组设计的两小样本均数比较的t检验之前时，要注意两个前提条件。一要考察各样本是否来自正态分 布总体，二要：（B）A. 核对数据B.作方差齐性检验C.求均数、标准差D. 求两样本的合并方差E.作变量变换3. 两样本均数比较时，分别取以下检验水准，以（E ）所取第二类错误最小。A. a = 0.01B.侦=0.05C.侦=0.10D. a = 0.20e. a = 0.304. 正态性检验，按a= 0.10检验水准，认为总体服从正态分布。若该推断有错，其错误的概率为（D ）。A.大于0.10B.小于0.10C.等于0.10D.等于P，而P未知E.等于1-6，而P未知5. 关于假设检验，下面哪一项说法是正确的（C）。A. 单侧检验优于双侧检验B. 若P a，则接受H 0犯错误的可能性很小C. 采用配对检验还是两样本t检验是由实验设计方案决定的D. 检验水准a只能取0.05E. 用两样本u检验时，要求两总体方差齐性6. 假设一组正常人的胆固醇值和血磷值均近似服从正态分布。为从不同角度来分析该两项指标间的关系，可选用：（E）A.配对t检验和标准差B.变异系数和相关回归分析C.成组t检验和F检验D.变异系数和u检验E. 配对t检验和相关回归分析7. 在两样本均数比较的t检验中，得到t 0.05，按a= 0.05检验水准不拒绝无效假设。此时可0.05/2,V能犯：（B）A.第I类错误 B.第II类错误C. 一般错误D.错误较严重E.严重错误二、简答题1. 假设检验中检验水准a以及P值的意义是什么？答：a为判断拒绝或不拒绝无效假设H0的水准，也是允许犯I型错误的概率。P值是指从H0规定的总体中随机 抽样时，获得等于及大于（负值时为等于及小于）现有样本统计量的概率。2. t检验的应用条件是什么？答t检验的应用条件：当样本含量较小（n 50或n 2.262,P v 0.05 ,按a = 0.05检验水准拒绝H0，可以认为化疗对乳腺癌患者ALb的 含量有影响。3. 某医生进行一项新药临床试验，已知试验组15人，心率均数为76.90，标准差为8.40；对照组16人，心率均 数为73.10，标准差为6.84.试问在给予新药治疗之前，试验组和对照组病人心率的总体均数是否相同？解方差齐性检验查尸界值表，孔05(1415) = 2.70,知P 0.05,在a = 0.05水平上不能拒绝H0,可认为该资料方差齐。两样本均数比较的假设检验查t临界值表，笆约=2.045,知P 0.05,在a =0.05水准上尚不能拒绝H0.所以可以认为试验组和对照组 病人心率的总体均数相同4. 测得某市18岁男性20人的腰围均值为76.5cm，标准差为10.6cm；女性25人的均值为69.2cm，标准差为6.5cm。 根据这份数据可否认为该市18岁居民腰围有性别差异？.解方差齐性检验：查F界值表，匕05(1924) = 1.94,知P V 0.05,在a = 0.05水平上拒绝H0,可认为该资料方差不齐。两样本均数比较的假设检验查t临界值表，t00530 = 2.042,知P v 0.05,在a = 0.05水准上拒绝H0.所以根据这份数据可以认为该市18岁 居民腰围有性别差异5欲比较甲、乙两地儿童血浆视黄醇平均水平，调查甲地312岁儿童150名，血浆视黄醇均数为1.21umol/L， 标准差为0.28umol/L；乙地312岁儿童160名，血浆视黄醇均数为0.98umol/L，标准差为0.34umol/L.试问 甲乙两地312岁儿童血浆视黄醇平均水平有无差别？解检验假设、 n = 150, X = 1.21,S = 0.28，n2 = 160, X2 = 0.98, S2 = 0.34_ X1 X2_1.21 0.98_、JS; / n1 + S2 / n20.282/150 + 0.342/160在这里u = 0.82 V 1.96,P 0.05,按a = 0.05检验水准尚不能拒绝H0，可以认为甲乙两地312岁儿童血浆视黄 不得用于商业用途醇平均水平没有差别第五章方差分析习题一、选择题1.完全随机设计资料的方差分析中，必然有（C ）。2.方差分析结果与t检验结果（D ）。% SS组间SS组内cS%=SS组间+SS组内E. VV组间 组内当组数等于2时，对于同一资料，B. MS组间 F005（vv），则统计推论是（A ）。A. 各处理组间的总体均数不全相等2B. 各处理组间的总体均数都不相等C. 各处理组间的样本均数都不相等D. 处理组的各样本均数间的差别均有显着性E. 各处理组间的总体方差不全相等4. 随机区组设计方差分析的实例中有（E ）。A. SS处理不会小于SS区组B. MS处理不会小于祢区组C. F处理值不会小于1D. F区组值不会小于1E. F值不会是负数5. 完全随机设计方差分析中的组间均方是（C ）的统计量。A.表示抽样误差大小B.表示某处理因素的效应作用大小C. 表示某处理因素的效应和随机误差两者综合影响的结果。D. 表示n个数据的离散程度E.表示随机因素的效应大小6. 完全随机设计资料，若满足正态性和方差齐性。要对两小样本均数的差别做比较，可选择（A ）。A.完全随机设计的方差分析B. u检验 C.配对t检验D. X 2检验E.秩和检验7. 配对设计资料，若满足正态性和方差齐性。要对两样本均数的差别做比较，可选择（A ）。A.随机区组设计的方差分析B. u检验 C.成组t检验D. Z2检验E.秩和检验8. 对k个组进行多个样本的方差齐性检验（Bartlett法），得X2 X。我，P 0.05按a= 0.05检验，可认为 （B ）。A.气2,。2,Q 2全不相等C. S1,S2,Sk不全相等E.,四2,四k不全相等B. 。：q:,Q：不全相等D. X 1,刀2,，气不全相等9. 变量变换中的对数变换（尤=lgX或x = lg（X +1），适用于（C ）：A. 使服从Poisson分布的计数资料正态化B. 使方差不齐的资料达到方差齐的要求C. 使服从对数正态分布的资料正态化D. 使轻度偏态的资料正态化E. 使率较小（30%）的二分类资料达到正态的要求10. 变量变换中的平方根变换（x =iX或x = X + 0.5 ），适用于（A ）：A. 使服从Poisson分布的计数资料或轻度偏态的资料正态化B. 使服从对数正态分布的资料正态化C. 使方差不齐的资料达到方差齐的要求D. 使曲线直线化E. 使率较大（70%）的二分类资料达到正态的要求二、简答题1、方差分析的基本思想及应用条件答：方差分析的基本思想就是根据试验设计的类型，将全部测量值总的离均差平方和及其自由度分解为两个或多 个部分，除随机误差作用外，每个部分的变异可由某个因素的作用（或某几个因素的交互作用）加以解释，如组 间变异SS组间可有处理因素的作用加以解释。通过比较不同变异来源的均方，借助F分布做出统计推断，从而推 论各种研究因素对试验结果有无影响。方差分析的应用条件：（1）各样本是相互独立的随机样本，均服从正态分布；（2）相互比较的各样本的总体方 差相等，即具有方差齐性。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虫个处理组（水平组），各组分别接受不 同的处理。在分析时，SS总=SS组间+ SS组内随机区组设计：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 试对象数量相同，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t 检验，就增加了犯第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 一步进行多个样本均数间的多重比较4、SNK-q检验和Dunnett-t检验都可用于均数的多重比较，它们有何不同？答：SNK-q检验常用于探索性的研究，适用于每两个均数的比较Duunett-t检验多用于证实性的研究，适用于k-1个实验组与对照组均数的比较。三、计算题1、某课题研究四种衣料内棉花吸附十硼氢量。每种衣料各做五次测量，所得数据如表5-1。试检验各种衣料棉花 吸附十硼氢量有没有差异。表5-1各种衣料间棉花吸附十硼氢量衣料1衣料2衣料3衣料42.332.483.064.002.002.343.065.132.932.683.004.612.732.342.662.802.332.223.063.60采用完全随机设计的方差分析，计算步骤如下:Ho:各个总体均数相等H1:各个总体均数不相等或不全相等a=0.05表5-1各种衣料间棉花吸附十硼氢量衣料1衣料2衣料3衣料4合计2.332.483.064.002.002.343.065.132.932.683.004.612.732.342.662.802.332.223.063.60555520 (N)2.46402.41202.96804.02802.9680 ( X )0.36710.17580.17410.90070.80990 ( S )SS总SS组间=& *V总=0.809902 * (20-1) =12.4629, 总V总=20-1=19= n (X X)2 ,、(2.4120-2.9680) 2+5 (2.9680-2.9680) 2+5(4.0280-2.9680)2=8.4338，V组间=4-1=3SS= SS 总SSSS组间组间=12.4629-8.4338=4.0292, V组内=20-4=16MS组间=8.4338/一/3 =2.8113组间MS组内SS=4.0292 /一/16 =0.2518组内n=5 (2.4640-2.9680) 2+52.8113F= 0.2518 =11.16方差分析表变异来源SSVMSFp总12.462919组间8.433832.811311.160.01组内4.0292160.2518VV按 1 =3，2 =16查F界值表，得01(2,16)7.51，F =11.167.51，故? 0.05组内6.0713590.1029VV按 1 =2，2 =59查F界值表，得 0.05（2,59）3.93，F =1.20 v 3.93，故？ 0.05。按a =0.05水准尚不能拒绝Ho,故可以认为各组总体均数相等3、将同性别、体重相近的同一配伍组的5只大鼠，分别用5种方法染尘，共有6个配伍组30只大鼠，测得的各 鼠全肺湿重，见下表。问5种处理间的全肺湿重有无差别？表5-2.大鼠经5种方法染尘后全肺湿重区组对照A组B组C组D组第1区1.43.31.91.82.0第2区1.53.61.92.32.3第3区1.54.32.12.32.4第4区1.84.12.42.52.6第5区1.54.21.81.82.6第6区1.53.31.72.42.1解：处理组间：Ho:各个处理组的总体均数相等H1:各个处理组的总体均数不相等或不全相等 a=0.05区组间：Ho:各个区组的总体均数相等H1:各个区组的总体均数不相等或不全相等 a=0.05表5-2.大鼠经5种方法染尘后全肺湿重区组对照A组B组C组D组第1区1.43.31.91.82.052.0800第2区1.53.61.92.32.352.3200第3区1.54.32.12.32.452.5200第4区1.84.12.42.52.652.6800第5区1.54.21.81.82.652.3800第6区1.53.31.72.42.152.20006666630(N)1.53333.80001.96672.18332.33332.3633(X )0.13660.45610.25030.30610.25030.82816(S )SS =总& 2 -毕=19.8897，v总=30-1=29SS 处理组= n (X - X )2 =17.6613, v 处理组=5-1=4 ISS 区组= n (X - X )2=1.1697, v 区组=6-1=5 jSS误差=19.8897-17.6613-1.1697=1.0587，v 误差=(5-1)(6-1)=20方差分析结果变异来源SSVMSFp总19.889729处理组17.661344.415383.410.01区组1.169750.23394.420.01误差1.0587200.0529V按 1 =4，V2 =20查F界值表,得.01(4,20)=5.17，F = 83.415.17，故？ 0.01。F = 4.423.29，按 a=0.05水准，拒绝气，接受H，可以认为5种处理间的全肺湿重不全相等。按V 1 =5, V 2 =20 查 F 界值表，得.05(5,20) = 3.29， 故？0.051与30.556032.47750.051与41.616047.20080.052与41.564036.96910.013与41.060024.7233A.各总体率不全相等X 2014，则在a =0.05的检验水准下，可认为（AB.各总体率均不等C.各样本率均不等）。D.各样本率不全相等E.至少有两个总体率相等4.5.测得某地6094人的两种血型系统，结果如下。欲研究两种血型系统之间是否有联系，应选择的统计分析方法 (B )。ABO血型MN血型MNMNO431490902A388410800B495587950AB13717932:检验C.Ridit 检验D.相关分析E.Kappa 检验MN血型A.秩和检验 B. Z 235份，两法同为阳性和阴性的分别为23份和13份。欲比较两种方法检测结果的差别有无统计学意义，应选用 （D ）。A. u检验B. t检验C.配对t检验D. 配对四格表资料的X 2检验E.四格表资料的X 2检验6. 某医师欲比较两种疗法治疗2型糖尿病的有效率有无差别，每组各观察了30例，应选用（C ）。A.两样本率比较的u检验B.两样本均数比较的u检验C. 四格表资料的X 2检验 D.配对四格表资料的X 2检验E. 四格表资料X2检验的校正公式7. 用大剂量Vit.E治疗产后缺乳，以安慰剂对照，观察结果如下：Vit.E组，有效12例，无效6例；安慰剂组 有效3例，无效9例。分析该资料，应选用（D ）。A. t检验 B. X2检验 C. F检验 D.Fisher精确概率法E.四格表资料的X 2检验校正公式8. 欲比较胞磷胆碱与神经节苷酯治疗脑血管疾病的疗效，将78例脑血管疾病患者随机分为2组，结果如下。分 析该资料，应选用（D ）。两种药物治疗脑血管疾病有效率的比较组另U有效无效合计胞磷胆碱组46652神经节苷酯组18826合计641478A. t检验B. X 2检验 C. F检验D.Fisher精确概率法E.四格表资料的X 2检验校正公式9. 当四格表的周边合计数不变，若某格的实际频数有变化，则其理论频数（C ）。A.增大B.减小C.不变D.不确定E.随该格实际频数的增减而增减10. 对于总合计数n为500的5个样本率的资料作X2检验，其自由度为（D ）。A. 499 B. 496 C. 1 D. 4 E. 911. 3个样本率作比较，X 2 X 2012，则在a =0.05的检验水准下，可认为（B ）。A.各总体率均不等B.各总体率不全相等C.各样本率均不等D. 各样本率不全相等E.至少有两个总体率相等12. 某医院用三种方案治疗急性无黄疸性病毒肝炎254例，观察结果如下。欲比较三种方案的疗效有无差别，应选择的统计分析方法是（A ）。三种方案治疗肝炎的疗效结果组另U无效好转显效痊愈西药组4931515中药组459224中西医结合组15281120A.秩和检验 B. X 2检验C. t检验D. u检验E.Kappa 检验13. 某实验室分别用乳胶凝集法和免疫荧光法对58名可疑系统红斑狼疮患者血清中抗核抗体进行测定：乳胶法阳 性13例，免疫法阳性23例，两法同为阳性和阴性的分别为11例和33例。欲比较两种方法检测结果的差别有无统计学意义，应选用（D ）。A. u检验B. t检验C.配对t检验D.配对四格表资料的X 2检验E.四格表资料的X 2检验14. 某医师欲比较两种药物治疗高血压病的有效率有无差别，每组各观察了35例，应选用（C ）。A. 两样本率比较的u检验B.两样本均数比较的u检验C. 四格表资料的X 2检验D.配对四格表资料的X 2检验E. 四格表资料的X 2检验校正公式15. 某医师为研究乙肝免疫球蛋白预防胎儿宫内感染HBV的效果，将33例HBsAg阳性孕妇随机分为预防注射组（22 例）和非预防组（11例），观察结果为：预防注射组感染率18.18%，非预防组感染率45.45%。分析该资料，应选 用（D ）。A. t检验B. X2检验 C. F检验 D.Fisher精确概率法E.四格表资料的X 2检验校正公式16. 用兰苓口服液治疗慢性咽炎患者34例，有效者31例；用银黄口服液治疗慢性咽炎患者26例，有效者18例。 分析该资料，应选用（ E ）。A. t检验B. X 2检验 C. F检验 D.Fisher精确概率法E.四格表资料的X 2检验校正公式二、简答题1. 列出X2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X2分割；两个分类变量之间有无关联性以及频数分布拟合优度的X 2检验2. X 2检验的基本思想？答：X2值反映了实际频数与理论频数的吻合程度，若检验假设H成立，实际频数与理论频数的差值会小，则X2 值也会小；反之，若检验假设H不成立，实际频数与理论频数的差值会大，则X2值也会大。3. 四格表资料的X 2检验的分析思路？答：（1）当n 40且所有的T 5时，用X2检验的基本公式或四格表资料X2检验的专用公式；当p强 时，改 用四格表资料的Fisher确切概率法。v （A - T）2(ad 一 bc)2 n专用公式：x 2 = 基本公式：x2 = -(a + b)(c + d )(a + c)(b + d)（2）当n 40，但有拦T 5时，用四格表资料X 2检验的校正公式或改用四格表资料的Fisher确切概率法-y(|ad bC - n 2)2 n校正式.x c(a + b)(c + d )(a + c)(b + d)(3) 当n 40，或T 3的诊断试验配伍设计。其研究目的通常是分析两种检验方法的一致性，此时宜用一致性检验(或称Kappa检验)。(4) 双向有序属性不同RXC表RXC表中两分类变量皆为有序的，但属性不同。对于该类资料： 若研究目的为分析不同年龄组患者疗效间有无差别时，可把它视为单项有序RXC表资料，选用秩和检验； 若研究目的为分析两个有序分类变量间是否存在相关关系，宜用等级相关分析或Pearson积矩相关分析； 若研究目的为分析两个有序分类变量间是否存在线性变化趋势，宜用有序分组资料的线性趋势检验。四、计算题1. 据以往经验，新生儿染色体异常率一般为1%，某院观察了当地1000名新生儿，发现有5例染色体异常，问该 地新生儿染色体异常率是否低于一般？答：(1)建立检验假设，确定检验水准H0 :兀=0.01单侧a= 0.05(2)计算统计量u值，做出推断结论本例气=0.01，1兀 =1 0.01 = 0.99，n = 1000，根据题意(3)确定P值，做出推断结论。u = -1.589，P0.05，按a = 0.05的检验水准，不拒绝H0，尚不能认为该地新生儿染色体异常率低于一般2. 现用某种新药治疗患者400例，治愈369例，同时用传统药物治疗同类患者500例，477例治愈。试问两种药 物的治愈率是否相同？答：(1)建立检验假设，确定检验水准H :兀=兀单侧a= 0.05(2)计算统计量，做出推断结论本例气=0.01，口广 369/400 = 0.9225, p2 = 477/500 = 0.954,p = (369 + 477) /(400 + 500) = 0.94，根据题意(3)确定P值，做出推断结论。u = 1.9773，P 4，用四