卫生统计学实习指导的思考与练习参考答案

卫生统计学实习指导思考与练习参考答案实习一（一）是非题： 1. 对 2. 错 3. 对 4. 错 5. 对 6. 对 7. 错 8. 错 9. 错 10. 错（二）选择题：1. a 2. c 3. c 4. a 5. b 6. a 7. d 8. e （三）案例辩析题： 1解答：（1）此资料频数分布情况如下。甘油三酯 FrequencyPercentValid PercentCumulative PercentValid.6055.05.05.0.801313.013.018.01.002222.022.040.01.202323.023.063.01.402020.020.083.01.601515.015.098.01.8022.02.0100.0Total100100.0100.0 由频数分布表可知，该资料近似服从正态分布。（2）由于该资料近似服从正态分布，因此宜选用均数描述其集中均势；标准差描述其离散趋势。 StatisticsNValid100Missing0Mean1.2812Std. Deviation0.2900SPSS及SAS软件算得：=1.28mmol/L，s=0.29mmol/L（3）因该资料近似正态分布，因此宜用正态分布法估计其医学参考值范围。 （0.712，1.848） mmol/L该地正常成年男子血清甘油三酯的95%参考值范围在（0.712，1.848） mmol/L2解答： 因该资料近似正态分布现且n=100为大样本，可用样本均数与样本标准差分别作为总体均数与总体标准差的估计值。即将该地正常成年男子血清甘油三酯近似看作服从N(1.28,0.292)的正态分布。进行标准化变换 ， =1-(0.2236)-0.2514=0.525故该地正常成年男子血清甘油三酯在0.9mmol/L以上和1.5mmol/L以下者占总人数的52.5%。（四）计算分析题：1. 解答：该描述指标的选择不正确，因为此资料为等比级数资料，适用几何均数来描述其集中趋势。lgxi NValid14Missing0Mean1.7956用SPSS及SAS软件计算结果为Mean=1.7956，取反对数得62.46。所以这14例患者的血清抗体平均滴度为1：62.46。2. 解答：本资料n=300 为大样本，且身高服从近似正态分布，可将身高看作服从N(158.43,4.822)的正态分布。进行标准化变换 （1），=0.3707，所以身高大于等于160cm的比例有 37.07%；（2），所以身高小于等于155cm的比例有23.89%；（3） 故该高校新入学女生身高在152162cm间的比例有67.86%。3解答： （1）此资料为偏态分布资料，宜用中位数M和四分位数间距Q来描述其集中趋势和离散趋势。 StatisticsNValid180Missing0Median15.5556(a)Percentiles259.7289(b)5015.55567523.21439538.1250a Calculated from grouped data. b Percentiles are calculated from grouped data.用SPSS软件计算得结果：M=15.56g/100g，Q=P75-P25=23.21-9.73=13.48g/100g（2）因此资料为偏态分布，宜选用百分位数法计算其医学参考值范围。因血铅过高为异常，因此选用单侧上界值P95。即参考值范围为不高于P95。用SPSS软件算得：P95=38.125g/100g，因某人的血铅值为32.4g/100g小于38.125g/100g即未高于P95，所以可以认为此人血铅值正常。实习二（一）是非题： 1. 错 2. 错 3. 对 4. 对 5. 错 6. 错 7. 错 8. 对 （二）选择题：1. c 2. c 3. c 4. a 5. a 6. c 7. b 8. d（三）案例辩析题：1. 解答：（1）由于女性红细胞均数与血红蛋白的单位不同，因此欲回答此问题，应分别计算两者的变异系数，然后进行比较。，因CV红细胞数CV血红蛋白 ，所以女性的血红蛋白变异程度比其红细胞数的变异程度大。（2）该地健康成年男性红细胞数的点估计值为4.661012/L，因n=360为大样本，求其95%可信区间可用正态近似法。 = （4.60，4.72）1012/L 故该地健康成年男性红细胞数的点估计值为4.661012/L，95%可信区间为（4.60，4.72）1012/L。（3）不正确。因此调查为抽样研究，存在抽样误差。因此不可以用样本均数直接与标准值进行比较，需作假设检验。该资料样本含量足够大（n=360），可做样本均数与总体均数比较的z检验。查t界值表=一行，P0.001，按=0.05水准，P0.05。拒绝H0，接受H1，差异有统计学意义，可以认为该地成年男性的红细胞数与标准值不同。SPSS软件的计算结果：t=-5.888，P=0.0001。结论同上。（4）因该调查为抽样研究，不可以直接利用样本均数进行比较作出判断，应作成组资料的假设检验。该资料两组的样本含量均大于50，因此可选用z检验。查t界值表=一行，P0.001，按=0.05水准，P0.05。拒绝H0，接受H1，差异有统计学意义，可以认为该地健康成年男、女血红蛋白含量不同。SPSS软件的计算结果：z=22.829，P=0.0001。结论同上。2解答： （1）该批药物有效成分的平均含量的点估计值为106.00mg，该资料n=18为小样本，宜选用t分布法估计其平均含量的95%可信区间。=n-1=18-1=17 查t界值表可知：该批药物有效成分平均含量的95%可信区间：mg 故该批药物有效成分平均含量的95%可信区间为（104.876，107.124）mg。（2）该厂所下的结论是错误的。因是随机抽样检测，存在抽样误差，故不可利用样本直接比较判断，需作假设检验。n=18为小样本，宜作样本均数与总体均数比较t检验。 =n-1=18-1=17 查t界值表得，P0.001，按=0.05水准，P0.05。拒绝H0，接受H1，差异有统计学意义，可以认为该批药物有效成分的平均含量与国家标准不同。该批药物有效成分的平均含量低于国家标准。SPSS及SAS软件的计算结果：t=-7.509，P=0.0001。结论同上。3解答：（1）同一受试者治疗前后比较属自身配对设计，因此宜对安眠药组的治疗前、后睡眠时间做配对t检验：安眠药组：n1=8，=n1-1=8-1=7 查t界值表，P F0.05(7,7) P0.05，按=0.05水准，不拒绝H0，差异无统计学意义。尚不能认为该药与安慰剂的催眠作用有差异。SPSS软件计算结果：t=1.455 =8.258 P=0.182。 结论同上。Group Statistics受试者NMeanStd. DeviationStd. Error Mean差值安眠药组8-.7125.69783.24672安慰剂组8-1.0875.21002.07425Independent Samples TestLevenes Test for Equality of Variancest-test for Equality of MeansFSig.tdfSig. (2-tailed)Mean DifferenceStd. Error Difference95% Confidence Interval of the DifferenceUpperLower差值Equal variances assumed6.274.0251.45514.168.37500.25765-.17761.92761Equal variances not assumed 1.4558.258.182.37500.25765-.21593.96593（四）计算分析题：1解答：此题应作样本均数与总体均数的比较t检验。=n-1=16-1=15 依查t界值表，P0.05，按=0.05水准，拒绝H0，接受H1差异有统计学意义，根据现有资料认为当地现在20岁男子比以往高。2解答：该资料为成组资料，由于两组的样本含量均大于50，因此宜选用z检验。查t界值表=一行，P0.001，按=0.05水准，拒绝H0，接受H1，差异有统计学意义，可认为两种降压药物的降压效果不同。SPSS软件计算结果：z=-9.173，P=0.000。结论同上。 实习三（一） 是非题1.对 2.对 3.错 4.对 5.对（二） 选择题1.D 2.B 3.A 4.D 5.C（三） 案例辩析题1. 解答（1）该研究的统计方法不正确。t检验适用于完全随机设计的两组计量资料的比较，不适用于多组计量资料的比较，因为直接用t检验对每两个均数进行假设检验，犯第类错误的概率会放大。（2）正确做法：该资料应用完全随机设计的方差分析，目的是推断完全随机设计的多个样本均数分别代表的多个总体均数是否相同。调用SPSS的One-Way ANOVA过程进行完全随机设计的方差分析，得F=214.303，P0.001，按=0.05水准，拒绝H0，接受H1，差异有统计学意义，可认为四组SD大鼠脑内5-HT含量不全相同。采用S-N-K检验进行两两比较，按=0.05水准，正常对照组、假手术组和脑室注射生理盐水组两两之间的差异均无统计学意义，而脑室注射IL-1组与其他三组两两之间的差异均有统计学意义，可认为脑室注射IL-1组与其他三组的SD大鼠脑内5-HT含量不相同。2. 解答（1）该医师的结论不正确。该题目的是推断完全随机设计的多个样本均数分别代表的多个均数是否相同，该医师采用完全随机设计的方差分析进行检验是正确的。当拒绝检验假设时，只能认为各总体均数不全相同，即三个总体均数中至少有两个不同。至于三个总体均数中哪两个不同，哪两个相同，则须进一步进行两两比较。因此，尚不能得出该医师所做的结论。（2）正确做法：常用的两两比较方法是S-N-K检验。调用SPSS的One-Way ANOVA过程进行完全随机设计的方差分析，得F=94.781，P0.001，按=0.05水准，拒绝H0，接受H1，差异有统计学意义，可认为口腔鳞癌患者化疗前不同部位细胞凋亡指数不全相同。采用S-N-K检验进行两两比较，按=0.05水准，临床边界与肿瘤中心区之间的差异无统计学意义，而边界外正常组织与临床边界、肿瘤中心区之间的差异均有统计学意义，可认为口腔鳞癌患者化疗前边界外正常组织的细胞凋亡指数与其他两个部位不同。（四） 计算分析题1. 完全随机设计单因素方差分析 SPSS和SAS方差分析结果Sum of SquaresdfMean SquareFSig.Between Groups141.170347.0579.380.000Within Groups140.465285.017Total281.63531可以认为不同季节湖水中氯化物含量不同或不全相同。两两比较采用SNK法：Student-Newman-KeulsNSubset for alpha = .05121冬816.1625秋816.4875夏819.9125春820.9875Sig.774.345Means for groups in homogeneous subsets are displayed.a Uses Harmonic Mean Sample Size = 8.000.两两比较结果：春与夏、秋与冬湖水中氯化物含量无差别，春夏两季湖水中氯化物含量高于秋冬两季。2. 完全随机设计单因素方差分析SPSS和SAS方差分析结果Sum of SquaresdfMean SquareFSig.Between Groups41.600220.8004.776.017Within Groups117.600274.356Total159.20029可以认为大白鼠感染脊髓灰质炎病毒后，再接种伤寒或百日咳菌苗对生存日数有影响。两两比较采用SNK法：Student-Newman-KeulsNSubset for alpha = .05121百日咳108.4000伤寒109.2000对照1011.2000Sig.3991.000Means for groups in homogeneous subsets are displayed.a Uses Harmonic Mean Sample Size = 10.000.结果为接种伤寒或百日咳菌苗对生存日数均有影响。3. 随机区组设计方差分析SPSS和SAS方差分析结果Dependent Variable: weightSourceType III Sum of SquaresdfMean SquareFSig.Corrected Model179.135(a)725.59131.477.000Intercept1409.80511409.8051734.077.000group129.003264.50279.338.000block50.132510.02612.333.001Error8.13010.813Total1597.07018Corrected Total187.26517a R Squared = .957 (Adjusted R Squared = .926)可以认为三组治疗后血小板升高值不同，治疗效果有差别。两两比较采用SNK法：Student-Newman-KeulsgroupNSubset12311.0066.20002.0067.83333.00612.5167Sig.1.0001.0001.000Means for groups in homogeneous subsets are displayed.Based on Type III Sum of SquaresThe error term is Mean Square(Error) = .813.a Uses Harmonic Mean Sample Size = 6.000.b Alpha = .05.结果为三组治疗效果均有差别。4. 析因设计方差分析Tests of Between-Subjects EffectsDependent Variable: VAR00003SourceType III Sum of SquaresdfMean SquareFSig.Corrected Model17.191(a)35.730619.843.000Intercept175.0541175.05418935.040.000A（是否染毒）17.168117.1681857.009.000B（是否给药）.0091.0091.000.332A * B.0141.0141.519.236Error.14816.009Total192.39420Corrected Total17.33919a R Squared = .991 (Adjusted R Squared = .990)可以认为是否染毒对吞噬指数有影响，而是否给药对吞噬指数无影响，染毒与给药之间无交互作用。5. 重复测量方差分析Multivariate Tests(b)EffectValueFHypothesis dfError dfSig.factor1Pillais Trace.4924.362(a)2.0009.000.047Wilks Lambda.5084.362(a)2.0009.000.047Hotellings Trace.9694.362(a)2.0009.000.047Roys Largest Root.9694.362(a)2.0009.000.047factor1 * gPillais Trace.122.623(a)2.0009.000.558Wilks Lambda.878.623(a)2.0009.000.558Hotellings Trace.138.623(a)2.0009.000.558Roys Largest Root.138.623(a)2.0009.000.558a Exact statisticb Design: Intercept+g Within Subjects Design: factor1结果解释：Wilks Lambda=.508，F=4.362，P=.047，说明不同时间点之间姐妹染色单体平均交换次数不等。Wilks Lambda=.878，F=.623，P=.558，时间与性别交互作用无统计学意义。 实习四（一）是非题1、 2、 3、 4、 5、 6、（二）单选题1、A 2、C 3、D 4、C 5、A 6、D 7、B 8、D 9、D 10、C 11、B 12、B 13、A（三）案例辨析1、（1）该结论不正确，因为题目中的15.0%（15/100）、31.0%（31/100）、24.0%（24/100）、20.0%（20/100）和10.0%（10/100）是各种病原体感染患病人数占性病患病总人数的比重，是构成比，它仅表示各种病原体感染患者在性病患者中所占的比重不能说明各种病原体感染发病的强度。（2）因为构成比表示事物内部各组成部分所占的比重，率用来说明某现象发生的强度或频率，两者在应用中不可混淆，此处误将构成比当做率，所以不恰当。2、该统计分析不合理。研究样本含量n40，不满足完全随机设计四格表资料检验应用条件，所以不能采用完全随机设计两样本率比较的检验，应采用完全随机设计四格表资料的Fisher确切概率法。确切概率法计算双侧尾部概率P=0.045，单侧尾部概率P=0.022，P40，=2.000确定P值，作出统计推断查界值表得P=0.203，按水准，不拒绝，差异无统计学意义，尚不能认为两种方法检测的阳性率结果有差异。4、（1）多个样本构成比比较的RC表资料；（2）完全随机设计，宜选行列表资料的检验。（3）步骤建立检验假设，确定检验水准：三组人群ABO血型的总体构成相同：三组人群ABO血型的总体构成不同计算检验统计量确定P值，作出统计推断查界值表P=0.0001，按检验水准，拒绝，接受，差异有统计学意义，可认为三组人群总体构成比不全相同。5、（1）整理表格医疗机构级别查出病例数上报数漏报数漏报率（%）市直属医院 632 595375.85县级医院 819 803161.95乡镇卫生院 534 507275.06合计19851905804.03表4-11 江门市2007-2009年医疗机构法定传染病漏报率（1）多个样本率比较的RC表资料；（2）完全随机设计，宜选行列表资料的检验。（3）步骤建立检验假设，确定检验水准：，即三类医疗机构的总体漏报率相同：三类医疗机构的总体漏报率不同计算检验统计量确定P值，作出统计推断查界值表P=0.0001，按检验水准，拒绝，接受，差异有统计学意义，可认为三类医疗机构法定传染病的总体漏报率不全相同。实习五（一）是非题1. 2. 3. 4. 5. （二） 选择题1. B 2. C 3. D 4. E 5. C6. C 7. A 8. C 9. B 10. C（三） 案例辨析题1. 答：该研究者所用方法不正确，应该用配对符号秩和检验。因为：两种方法测定相同的35份样品为配对设计，但资料被整理为成组设计形式。从测定结果看，数据呈偏态分布。2. 答：本题所给为单项有序资料，比较两组的疗效应该用成组设计两样本比较的秩和检验，而不是卡方检验。卡方检验可以比较两组的构成比有无差异，但无法体现出等级顺序。（四）计算分析题1. 解：本题为配对设计资料，采用Wilcoxon符号秩和检验。(1) 建立检验假设，确定检验水准H0：航行对心率无影响，即差值的总体中位数为零H1：航行对心率有影响，即差值的总体中位数不等于零双侧=0.05(2) 计算检验统计量1) 求各对测量值的差值d，并按d的绝对值从小到大编秩，按差值的正负号给秩次冠以正负号。2) 求秩和，确定检验统计量T。T+=7，T-=71，取T=7。(3) 确定值，作出统计推断 n=12，T=7，查T界值表（配对比较的符号秩和检验用），得单侧P=0.01，按=0.05水准，拒绝H0，接受H1，差别有统计学意义，可以认为航行对心率有影响。SPSS结果如下：Wilcoxon Signed Ranks TestRanksNMean RankSum of Ranksafter - beforeNegative Ranks3(a)2.337.00Positive Ranks9(b)7.8971.00Ties0(c)Total12a. after beforec. after = beforeTest Statistics(b)after - beforeZ-2.514(a)Asymp. Sig. (2-tailed).012a. Based on negative ranks.b. Wilcoxon Signed Ranks Test2. 解：本题采用成组设计两样本比较的Wilcoxon秩和检验。(1) 建立检验假设，确定检验水准H0：两地山泉水总硬度的总体分布相同H1：两地山泉水总硬度的总体分布不同=0.05(2) 计算检验统计量(3)1) 编秩2) 求秩和，确定检验统计量T。T1=299.5，T2=295.5，取T=299.5。(3) 确定值，作出统计推断 超出查表范围，用正态近似法，得Z=0.656，查t界值表最后一行，P0. 50。按=0.05水准，不拒绝H0 ，差别无统计学意义，尚不能认为两地山泉水总硬度的总体分布不同。SPSS结果如下：Mann-Whitney TestRanks groupNMean RankSum of Rankszyd1.001618.72299.502.001816.42295.50Total34 Test Statistics(b) zydMann-Whitney U124.500Wilcoxon W295.500Z-.675Asymp. Sig. (2-tailed).500Exact Sig. 2*(1-tailed Sig.).506(a)a. Not corrected for ties.b. Grouping Variable: group3. 解：本题为等级资料，采用成组设计的两样本比较的Wilcoxon秩和检验。(1) 建立检验假设，确定检验水准H0： 康复训练对于神经根型颈椎病无效H1： 康复训练对于神经根型颈椎病有效单侧=0.05(2) 计算检验统计量1) 编秩2) 求秩和，确定检验统计量T。T1=5087，T2=4229，取T=5087。3) 计算Z值：(3) 确定值，作出统计推断 查t界值表（）得P5，此时H分布近似服从于=k1=3-1=2的分布，查界值表得P0.005，按=0.05水准，拒绝H0，接受H1，差别有统计学意义，故可以认为不同处理的移植心脏存活天数总体分布不同或不全相同。还可继续进行三个组的两两比较，此处省略。SPSS结果如下：Kruskal-Wallis TestRanks groupNMean Rankdays1.00816.502.0067.253.0065.75Total20 Test Statistics(a,b) daysChi-Square14.228df2Asymp. Sig.001a. Kruskal Wallis Testb. Grouping Variable: group5. 解：本题采用成组设计等级资料的多样本比较秩和检验。(1) 建立检验假设，确定检验水准H0：四种内固定术疗效的总体分布相同H1：四种内固定术疗效的总体分布不同或不全相同=0.05(2) 计算检验统计量1) 编秩，求秩和。R1=4248.5，R2=1667.5，R3=1817.5，R4=522.5。2) 计算H值：本题相同秩次较多，需要校正。 (3) 确定值，作出统计推断 因组数k=3，=k1=2，近似服从=2的分布，查界值表，得P62，P0.05。按=0.05水准拒绝H0，接受H1，差别有统计学意义，故可以认为喂养不同饲料的小鼠肝脏铁含量的总体分布不同或不全相同。SPSS结果如下：Friedman TestRanks Mean RankA1.40B1.60C3.00Test Statistics(a)N10Chi-Square15.200df2Asymp. Sig.001a. Friedman Test实习六（一）是非题1、 2、 3、 4、 5、 6、 7、（二）单选题1、A 2、B 3、C 4、D 5、C 6、B 7、C （三）案例辨析该结论不正确.该资料是包含8类死因的构成以及每种死因导致的潜在工作损失年数WYPLL的构成两个变量，属于定性资料，不服从双变量正态分布资料，不满足Pearson直线相关分析的条件，因此不能用Pearson直线相关分析的方法，应该用Spearman等级相关分析两者的相关关系。用Spearman等级相关方法分析得等级相关系数0.905，p=0.000，按水准，拒绝H0，接受H1，可认为死因的构成以及每种死因导致的潜在工作损失年数WYPLL有等级相关关系。（四）分析计算1、（1） 绘制散点图：建立回归方程 ， 直线回归方程为 （2）回归系数95的可信区间为 即() ，因此总体回归系数95的可信区间为。（3）相关系数对相关系数进行假设检验： （1）建立检验假设，确定检验水准，即身高与肺活量无相关关系。，即身高与肺活量有相关关系。（2）计算检验统计量值 （3）确定P值，做出统计推断按自由度，查附表4（界值表），则，按水准，拒绝H0，接受H1，差异有统计学意义，身高与肺活量有相关关系。2、该研究的目的是进行关联性分析，应用四格表资料的检验，然后计算列联系数，分析两分类变量关联的程度。（1） 建立检验假设，确定检验水准H0：乙肝与胆囊胆固醇息肉无关联性H1：乙肝与胆囊胆固醇息肉有关联性（2） 计算检验统计量值因且，所以，可以使用检验基本公式或专用公式进行计算。或（3）确定P值，做出统计推断查附表9（界值表），得，P0.05，按水准，不拒绝H0，尚不能认为心肌梗塞与吸烟有关联有关联性。 关联者.0538实习七（一） 是非题1. 2. 3. 4. 5.（二） 选择题1.C 2.B 3.C 4.E 5.D 6.D 7.C 8.D 9.B 10.D（三） 案例辨析题该研究者采用logistic回归分析的方法是不恰当的。因为资料中给出的戒毒维持的时间没有被利用，这就造成了信息上的浪费。为了充分利用这一信息，采用Cox回归分析研究美沙酮替代疗法的效果及可能的影响因素更合适，所得结果较采用logistic回归分析可靠。（四） 计算分析题1. 采用多重线性回归分析，结果表明：整体回归模型有统计学意义，即回归模型成立。表中结果提示：气湿对空气中一氧化氮浓度的影响没有统计学意义，而车流、气温和风速对空气中一氧化氮的浓度有作用，车流量越大，气温越高，风速越快，则空气中一氧化氮的浓度越高，并且以车流的影响作用最大，其次为风速，气温的作用最小。2.此表结果为采用逐步logistic回归分析所得，表明：在所有的10个自变量中只有饮酒这个因素对于糖尿病的作用有统计学意义，即饮酒者患糖尿病的危险是不饮酒者的10.545倍3.根据题意及数据特点，采用逐步Cox回归分析，表明白细胞数和疗法对于白血病患者接受治疗后病情的缓解有作用，接受治疗时的白细胞数是缓解的危险因素，即白细胞数越高越容易复发；新疗法较传统疗法更有利于病情的缓解。实习八（一）是非题1.对 2.错 3.对 4.错 5.对 6.错 7.错 8.对（二）选择题1、D 2、C 3、D 4、C 5、A 6、E 7、E 8、D（三）案例辩析题：3.1答案：此份数据为随访资料，由于其生存资料具有特殊性，观察对象既有随访结果又有随访时间，随访期间还可能会有失访等，生存时间数据不完整，分布类型复杂，因而不能用多元回归进行统计分析，应选用Cox回归进行相关因素分析。附SPSS主要输出结果：Omnibus Tests of Model Coefficients(a,b)-2 Log LikelihoodOverall (score)Change From Previous StepChange From Previous BlockdfSig.Chi-squaredfSig.Chi-squaredfSig.Chi-square116.47244.64920.00046.61720.00046.61720.000a. Beginning Block Number 0, initial Log Likelihood function: -2 Log likelihood: 163.089b. Beginning Block Number 1. Method = EnterVariables in the Equation BSEWalddfSig.Exp(B)x10.3380.07022.94610.0001.402x2-1.3730.4838.09210.0040.253（四）、计算分析题：1.解：本题为未分组的生存资料，采用乘积极限法对该资料进行统计描述。表8-6. 乘积极限法估计生存率计算表序号k(1)生存时间/dtk(2)死亡数dk(3)期初病例数nk(4)死亡概率qk= dk / nk(5)生存概率pk=1- qk(6)生存率(7)标准误(8)1581121/121-1/120.9170.0802691111/111-1/110.8330.1083860100/101-0/100.8330.108497191/91-1/90.7410.1295106080/81-0/80.7410.1296122171/71-1/70.6350.1487135161/61-1/60.5290.1578147151/51-1/50.4230.1579149040/41-0/40.4230.15710152131/31-1/30.2820.15611168121/21-1/20.1410.12712185010/11-0/10.1410.127某时点总体生存率95可信区间，其计算公式为：t97天时，总体生存率95可信区间为：下限：S(t2)-1.96SES(t2)0.741-1.960.1290.48816上限：S(t2)+1.96SES(t2)0.741+1.960.1290.99384估计中位生存时间在135147天之间，采用内插法计算：（135-147）：（135-t）=(0.529-0.423):(0.529-0.500)得t138天。绘制生存曲线2.解：.本题为分组的生存资料，采用寿命表法对该资料进行统计描述。(1) 填写表中第(6)(9)栏中的空缺数据，如表8-7表8-7 126例胃癌患者寿命表法估计生存率时间期初死亡失访截尾有效条件累积累积生存(年)例数例数例数例数例数生存率生存率率标准误 tini diui wi ni(ti/ti-1)(ti)SE(ti) 0-12647415116.5 0.5966 0.5966 0.0455 1-60561151.5 0.9029 0.5386 0.0479 2-38201530.5 0.9344 0.5033 0.0508 3-2122716.5 0.8788 0.4423 0.0602 4-100067.0 1.0000 0.4423 0.0602 5-40042.0 1.0000 0.4423 0.0602 计算步骤如下:a.计算各时间段期初实际观察例数,(亦称有效例数) ni=ni-ui/2-wi/2 如n1=126-4/2-15/2=116.5b.分别计算条件生存率(ti/ti-1),累积生存率(ti) 及其标准误 SE(ti)。 例如时间段0- S(ti/ti-1)=(116.5-47)/116.5=0.5966 S(ti)=10.5966=0.5966 SE(S(ti)=0.59665.80510-3=0.0455 故一年生存率的估计为0.59660.0455 同样二年生存率的估计为0.53860.0479.3.解：(1)Cox回归模型参数估计和假设检验结果见下表： 表8-8 Cox回归模型计算及检验结果 (, )变量回归系数bb的标准误WaldP值OR值OR值95%可信区间下限 上限x10.0010.0020.3600.5481.0010.9971.005x20.4540.2064.8460.0281.5741.0512.358x3-1.8860.37725.0500.0006.5924.0139.173由上表可见，在检验水准上，所建立的Cox回归模型成立(, )；入院时白细胞数（）的偏回归系数无统计学意义，淋巴结浸润度（）和ABVD联合化疗（）的偏