医学统计学第四版各章例题SAS与STATA实现第三章.docx

1、医学统计学第四版各章例题SAS与STATA实现第三章医学统计学(第四版)各章例题SAS/STATA实现(第三章)例3J若果巾1999年18岁男生身咼服从均数为167. 7cm,标准岸为53cm的正态分布。从该正态分布NU67 7,5 - 32)cm总体中随机抽样100次即共抽取样本“二100个,每次样本含量川)二10人得到每个样本均数Xj及标准差S/如图3-1和下表3-1所示。图3-1 1999年某市18岁男生身aN(1677 5. 32)抽样示意图表3-1 N(167 7 5. 32)总体中100个随机样本的乂 j. S丿和95%CI (j=10)样木号乂 jSj9S%CZ样本号乂 JSj9

2、5%CZ1167.412. 74165. 45169.375116&47391165, 6717L27165. 566. 57160. 86170.2652165. 95376163. 26168. 64316S. 205. 36164. 37172. 0353168. 875. 77164.74173,004166. 674.81163. 24170. 11*54169. 532. 0716S. 05171.005164. 895.41161. 02168. 7655166. 105. 58162. 11170,106166. 364. 5016344169.5856167. 204. 56

3、163. 94170477166. 164. 04163. 27169. 0557170. 507. 66165. 02175. 98S169.115. 71165. 02173. 1958166. 444.93162. 91169. 979167. 178. 2616L27173. 085916&684.521654517L9110166. 135. 241623S169. 876016&406. 9516343173. 3711167. 716.42163. 12172.3161171. 21630166. 70175. 721216&685. 93164. 44172. 9262170.

4、 334. 34167. 23173,4413166. 833. 6916449169.4763169. 037. 38163. 751743114169. 624.81166. 18173. 0664167634.58164. 36170,9015166. 953. 6416435169. 566516&66333166. 27171.0416170. 294.91166. 78173. 806616&842. 78166. 85170,8317169. 205. 72165. 11173. 3067169. 315.31165. 51173. 111S167. 652. 79165. 65

5、169. 6568168. 464.8116302171.9019166. 515. 39162. 65170. 3669168. 605. 4S164,68172.5220163. 283. 1916L00165. 5770168.475. 05164. 86172,0921166. 294. 95162.75169. 8471165. 6S5. 19161.97169. 40167. 655. 27163S8171.4272165. 688. 22159. 80171.5623167. 644.6116435170. 9473168. 034.89164. 53171.5324172.61

6、7. 74167. 07178.1574169. 375. 0016579172. 9425166. 654. 12163. 70169. 5975169. 168. 36163, 18175,1426165. 194.41162. 04168. 34*76171.274. 99167.71174,8427168. 807. 6816331174.307716&364. 50165, 14171.5828167如2. 58166.14169. 8378168.503. 55165, 96171,0429168.413.43165. 95170. 8679168. 085. 33164. 271

7、71.9030167. 757. 53162.36173. 1380165. 514.71162.14168. 8831164. 254. 30161. 17167. 33S1167. 593. 73164. 931702632166. 425. 1916271170.13*82171. 124. 40167. 98174, 2733166. 904.41163. 74170. 0583165. 925. 11162. 26169.5834166. 774. 34163&169&84167864. 44164.69171,0435165. 775. 34161.95169.5985167. 4

8、36. 15163. 03171.8336164426. 6315938168. 8686167906. 13163. 51172. 2837169. 834. 20166. 82172. 8487167. 59633163. 06172.1238165. 164. 01162. 29168. 0288167. 744601644517L0339166. 596. 201623171.0389167. 408. 27161. 49173. 3240165. 653. 56163. 10168. 2090167. 1S6. 00162. 89171.4841165. 724. 17162.741

9、68.7191166433.87163. 66169,2142166. 227. 441603171.5492166. 624. 08163. 70169.5443167.716. 12163. 33172. 0993166. 304.84162. 83169.7644167255. 24163. 50170. 9994169. 705. 26165. 941734545165. 695.91161.46169. 9295169. 17632164. 65173. 6946169. 065. 65165. 03173. 1096167. 896. 07163. 54172. 234716&76

10、6. 1416436173. 1597167. 486. 03163. 16171.794S16&644. 5416539171.8998169. 934.80166. 50173. 3749167. 723. 82164. 99170. 4599169405. 57163421733950170. 394. 1516742173. 35100165. 695. 09162, 0616933*：表该样本资料算得的可信区间未包含已知总体均数167. 7cm例3 5某医生测量了 36洛从事铅作业男性工人的血红蛋白含量，算得加均数为130. 83或L,标准差为25 - 74g/L.问从事铅作业工人的

11、血红蛋白是否不同于正常成年男性平均值140gzL?建立检验假设，确定检验水准Ho：严3=140g/L,即从事铅作业的男性工人平均血红蛋白含量与正常成年男性平均值相等H1: /岸MF140弓L即从事铅作业的男性工人平均血红蛋白含量与正常成年男性平均值 不0=0. 05讣算检验统il嗤本例 =36 乂 =130 - 83g/L, 425 - 74g/L, “o=140g/L。按公式(3-15)仟 36 1=35J30.83 一斗3825. 74/后确定p值，做岀推断结论以仟 35、f = 2. 138 =2. 138 査附表 2 的 r 界值表，因0,05/235 2. 138 V0 02/2-3

12、5 故双尾概率0. 02Ple ttest toable1ObsMeanStd ErrStd. Dev95% Conf. Intenalhb|36130. 83334.2901725.74102122.1238 139.5428mean = meaii(hb) -2 1367Ho: mean = 140例3 6degrees of freedom = 35Ha: mean 140Pr(T |tD = 0. 0397 Pr(T t)二 0. 9802为比较两种方法对乳酸饮料屮脂肪含量测；4结果是否不同，随机抽取了 10份乳酸饮料制品，分別用脂肪酸水解法和哥特里一罗紫法测定貝结果如表3 5第(1X

13、3)栏。问两法测崔结果 是否不同？表3-5两种方法对乳酸饮料屮脂肪含量的测崔结果()編号哥特里一罗紫法脂肪酸水解法差值d1)(2)(3)(4X2)73)10. 84005800. 26020. 59105090. 0S230. 67405000. 17440. 63203160. 316L00. 68703370. 3506097805170. 46170. 7500,4540. 2968073005120. 21S9L20009970. 203100. 87005060. 3642. 724建立检验假设，确定检验水准Hz %即两种方法的测定结果相同沟耳工0 即两种方法的测企结果不同0=0.

14、05汁算检验统订量本例二10加2 724,二0 8483. 7 二 ZJ/N 二 2 - 724/10 二 0 2724。0. 8483-22 空 L 叫一二0. log?10-1按公式(3-v 二 iOT二9尸。2724 7. 925,0J 087/710(3)确企P值，做出推断结论査附表2的r界值表得P|t!7.93 |t|27.5分位数（是义5）分位数100%最大估il值值99%0. 46100. 461095%0. 461090%0.412575% Q30350050%中位数0. 278025% QI0. 203010%0. 12805%0. 08201%0. 08200%最小值0.

15、0820-p 值 =|M 0.0020Pr = |S| 0.0020(2) STATA 实现 ttest xl=x2Ha: mean 0z/anable !ObsMeanStd ErrStd De (95% Conf IniemlXll10.7952 0583003 1843618 6633155 9270845x210.5228 0588125 1859814 389757 655843diff10.2724 034368 1086812,1946542 3501458niean(diff)=mean(xl x2)t= 7, 9260Ho： meaa(di3)二 0degreesof fre

16、edom = 9Ha： 0Pr(T t|) = 0, 0000PrCT 1) = 0.0000T gen d=xlx2 ttest d二0Oiie-sanqle t test例3 7为研究国产四类新药阿卡波糖胶囊的降血糖效果，某医院用40名n型糖尿病病人进行同 期随机对照试验。研究考将这些病人随机等分到试验组（用阿卡波糖胶囊）和对照组（用拜唐 苹胶囊），分别测得试验开始前和8周时的空腹血糖，算得空腹血糖卜降值见表3 6,能否认为该国产四类新药阿卡波糖胶囊与拜膚苹胶囊对空腹血糖的降糖效果不同?表3-6阿卡波糖胶囊组和拜唐苹胶囊组空腹血糖卜降值(mm&L)阿卡波糖胶囊组必-0705. 602. 0

17、02. 800. 703. 504. 005 807. 10050(hi=20)2 501.601.703000. 404. 504. 602 506. 00-1. 40拜唐苹胶囊组上3706. 505. 005. 200. 800. 200. 603406. 60-1. 10(” 2 20)6. 003.802. 00L602. 002. 201.203. 101. 70-2. 00建立检验假设，确定检验水准Hz “LM,即阿卡波糖胶囊组与拜唐苹胶囊组空腹血糖下降值的总体均数相等Hz “iHM,即阿卡波糖胶囊组与拜膺苹胶囊组空腹血糖下降值的总体均数不等0=0. 05讣算检验统il嗤今算得阿卡

18、波糖胶囊组空腹血糖下降值均数X|二2 0650 (minoLT),标准差Si =3 - 0601(uimol/L)；拜唐苹胶囊组空腹血糖卞降值均数2. 6250(nmiolL),标准差S, = 24205 (inmol/L)a 按公式(3 18)乂一()650 2. 6250 冋 JSf+S； J3. 060F+2. 4205,1 (q-l)S：+ (n2-l)S； (1 I 1 z 、/、vi+n2-2二 2 (- 1)二 2 (20-1)二 3820确定P值，做出推断结论以 1二38、 t 二：-0-642二0-642 ,査附表2的/界值表得P0. 50.按a=(M)5水准,不拒绝无统计学

19、意义。还不能认为阿卡波糖胶囊与拜腐苹胶囊对空腹血糖的降糖效果不同。(1) SAS实现SAS代码如下：data ex3_7:input X if_n_21 then c=l;else c=2:cards;-070 -5, 60 2, 00 2, 80 0. 70 3. 50 4 00 5. 80 7. 10 -0 502. 50-L60 L70 3.00 040 4. 50 460 2. 50 6. 00 -1.403 70 6. 50 5. 00 520 0. 80 0. 20 0. 60 3. 40 6. 60-1. 106. 00 3. 80 2. 00 1. 60 2. 00 2. 20

20、 1.20 3. 10 1. 70 -2 00proc nesi;varX；classc；run：结果如下:The TTEST Procedureable: XMeanStdErrMinimum20 106503. 06010. 6S43 H5. 60020 2,62502. 4205054122. 000Method056002. 75890. 8724Mean 95% CL Mean2,0650 0 632S 3.49722,6250 L 4922 37578DiF(l-2) Pooled -05600 H2.3262 1.2062 2 -7589Dif(l-2) SatterthTT-

21、05600 23293 L2093aiteMetiiod *aiices DF Pr|tlMaximum7, 10006. 6000Std Dev 95% CL Std Dev3,0601 2.3272 4.469624205 LS40S 3,53532 2547 3.5556PooledEqual38 -0,64 0.5248Unequal 36.086 0640. 5250Equality ofX*nancesMetiiodMumDFDenDF 叭yue PrFFolded F19191. 60 0. 3153STATA实现nest xl=x2jinpHa:Jiff0Pr(T ND = 0

22、. 5248 Pr(Tt) = 0. 7376lvo-sample ttest wich equal variancesVariableObsMeanStdErrStd. Dev95% Conf ImervalJxl|202. 065 68426973,06014763280713. 49 刀 93x2202. 625.5412424204991.4921723. 757828combmed402. 34543292312.7380461. 469333. 22067&ff 568724482-2326179120617906419diff = mean(xl) - inean(x2) stack xl x2,into(x) rename stack group ttest xby(group)lvosample ttest uirh equalvariances