第十二章 基于秩转换的非参数检验
秩转换的非参数检验
（2）正态近似法u 检验 如果n超出附表10范 围，则用以下公式计算u值，进行u检验：
u T n1 (n1 n2 1) / 2 t 3 t j） （ j n1n2 (n1 n2 1) 1－ 3 12 N N
（ t C 1－
3 3 j
二、两组频数表或等级资料比较
例8-4 39名吸烟工人和40名不吸烟工人的碳氧血红蛋 白HbCO(%)含量见表8-6。问吸烟工人的HbCO(%)含量 是否高于不吸烟工人的HbCO(%)含量？
表8-6 吸烟工人和不吸烟工人的HbCO(%)含量比较 含量 吸烟 不吸烟 合 秩次 平均 秩和 工人 工人 计 范围 秩次 吸烟 不吸烟
(3)计算正负秩和: T ＝ 54.5, T ＝ 11.5 (4)确定检验统计量T 任取T 和 T 为T ，本例取T =11.5。 3.确定P 值，作出推论： （1） n≤50，查表法。本例n=11，查附表9得 T0.05， 为 ～56， 11 10
本例11.5在此范围内，故P >0.05，按α =0.05 水准，不拒绝Ho 还不能认为两法测定结果有差别。 （2） n>50，u 检验。
第八章
秩转换的非参数检验
非参数检验的概念： 非参数检验是指对原始资料无特殊要求（如正 态分布、总体方差相等）的一类检验方法，它不 是比较参数，而是比较分布的位置。不符合t 检验 和F检验的数值变量资料可用秩和检验，此外，秩 和检验还可用于两组或多组等级资料以及“开口” 资料的比较。等级相关也属于非参数检验。
表8-9 三种药物杀灭钉螺的死亡率（%）比较 甲药 乙药 丙药 死亡率 秩次 死亡率 秩次 死亡率 秩次 32.5 10 16.0 4 6.5 1 35.5 11 20.5 6 9.0 2 40.5 13 22.5 7 12.5 3 46.0 14 29.0 9 18.0 5 49.0 15 36.0 12 24.0 8 63 ─ 38 ─ 19 Ri ni 5 ─ 5 ─ 5
秩转换的非参数检验
秩转换的非参数检验基本概念1.参数检验方法（parametric test）：总体分布类型已知的条件下对其参数进行估计或检验。
(如t-test, F- test)2.非参数检验方法（nonparametric test）:一种不依赖总体分布的具体形式，也不对参数进行估计或检验的统计方法来分析此类资料这种方法不受总体参数的影响，检验的是分布或分布位置，而不是参数。
这样的检验方法称为非参数检验（如基于秩次的检验）3.秩次（rank)）：秩统计量，是指全部观察值按某种顺序排列的位序。
在一定程度上反映了等级的高低。
4.秩和(rank sum)：同组秩次之和。
在一定程度上反映了等级的分布位置非参数检验的优缺点：优点：无严格的条件限制，且多数非参数统计方法较为简单，易于理解和掌握，应用范围广缺点：对适宜参数统计的资料，若用非参数统计处理，常损失部分信息，降低检验效能。
总结：因此对适合参数统计条件的资料或经变量变换后适合参数统计的资料，应最好用参数统计。
但资料不具备用参数统计的条件时，非参数统计是很有效的分析方法适用范围：(1)总体分布为偏态或分布形式未知的计量资料（尤其在ｎ<30的情况下）。
(2)等级资料。
(3)个别数据偏大或数据的某一端无确定的数值。
(4)各总体方差不齐。
检验步骤1、检验假设H0：差值的总体中位数Md=0 H1：差值的总体中位数Md≠0 α=0.052、求差值3、编秩：依差值的绝对值从小到大编秩遇差值为0的对子，舍去不计，同时样本量减一遇差值绝对值相等则取平均秩，称为相同秩（ties）然后按差值的正负对秩次冠以正负号4、求检验统计量：任取正秩和或负秩和为T5、确定P值并做出统计推断（查附表9，内大外小原则）正态近似法（n>50时）超出附表9范围，可用正态近似法作u检验。
两样本比较的秩和检验基本思想:如果H0 成立，即两组分布位置相同，则A组的实际秩和应接近理论秩和n1(N+1)/2; (B组的实际秩和应接近理论秩和n2(N+1)/2).或相差不大，差值很大的概率应很小。
基于秩次的非参数检验PPT课件
表10-4 某地居民夏冬两个季节体内核黄素营养状况比较
核黄素 营养状况
例数
夏季
冬季
合计 累积频数 秩次范围 平均秩次
缺乏
10
22
32
32
1～32
16.5
不足
14
18
32
64
33～64 48.5
适宜
16
4
20
84
65～84 74.5
合计
40
44
84
－
－
n140 T11.5 61 04.5 81 47.5 41 62036
绝对值|d| 1.88 1.72 0.37 0.02 0.04 0.18 0.23 0.51 0.63 0.77 1.04 1.88 1.88 2.55 3.58 8.77
秩次 12 10 5 1 2 3 4 6 7 8 9 12 12 14 15 16
分配符号 -12 -10 -5 -1 2 3 4 6 7 8 9 12 12 14 15 16
9
3
14.9
13.5
1.4
3
3
4
30.2
27.6
2.6
8
8
5
8.4
9.1
－0.7
1.5
－1.5
6
7.7
7.0
0.7
1.5
1.5
7
16.4
14.7
1.7
5
5
8
19.5
17.2
2.3
6
6
9
127.0
155.0
－28.0
10
－10
10
18.7
16.3
秩转换的非参数检验
参数检验
参数检验方法：t 检验，方差分析； 总体分布假定：各组样本所来自的总体为 正态分布（已知的分布形式）,各组样本所 来自的总体方差齐性。
非参数检验
定义：不依赖于总体的分布类型，对样本 所来自总体的分布不作严格假定的统计推 断方法，称为非参数检验（nonparametric test）。直接对总体分布做假设检验。 又称为任意分布检验（distribution-free test）。
（1） 很低 低 中 偏高 高 合计
（2） 1 8 16 10 4
（3） 2 23 11 4 0
（4） 3 31 27 14 4 79
（5） 1~3 4~34 35~61 62~75 76~79 —
（6） 2 19 48 68.5 77.5 —
39（n1） 40（n2）
1917（T1） 1243（T2）
查T界值表。
（3）确定P值，作出结论
若n1≤10且n2-n1≤10，可通过查阅T界值表
（附表10）确定P值；
若两样本量不满足上述条件，则可采用正
态近似法作u检验，按公式（8-2）计算u值。
正态近似法
| T n 1(N 1)/2 | n 1 n 2(N 1) ( t j t j ) ) (1 3 12 N N
（通常取秩和较小者）。
, 较小例数组的秩和 n 1 n 2 T min(R1 ,R 2 ),n 1 n 2
N n1 n2 n0 min( n1 , n2 )
较小例数组的平均秩和为：
n0(1 N)/2
若H0成立，T值应接近 n0(1 N)/2 ，若T值严重偏离
n0(1 N)/2 ，则提示H0可能是不正确的。小样本时，
秩转换的非参数检验
非参数检验是相对于参数检验而言地.参数检验——如果总体分布为已知地数学形式，对其总体参数作假设检验.计量资料——正态分布——假设检验——检验、检验计量资料：不满足参数检验条件地假设检验方法，一变量变换，二非参数检验（等级资料）非参数检验对总体分布不作严格假定（任意分布检验)秩转换————推断一个总体表达分布位置地中位数（非参数）和已知、两个或多个总体地分布是否有差别.秩转换地非参数检验时先将数值变量资料自小到大，或等级资料从弱到强转换成秩后，再计算检验统计量，其特点是假设检验地结果对总体分布地形状差别不敏感，只对总体分布地位置差别敏感.文档来自于网络搜索配对样本比较地符号秩检验符号秩检验符号秩和检验——用于配对样本差值地中位数和比较——用于单个样本中位数和总体中位数比较配对样本差值地中位数和比较———————<—————————————目地是推断配对样本差值地总体中位数是否和有差别——即推断配对地两个相关样本所来自地两个总体中位数是否有差别.平均秩——相同秩—————————————>———————————单个样本中位数和总体中位数比较—————————————————————目地是推断样本所来自地总体中位数和某个已知地总体中位数是否有差别——用样本各变量值和地差值，即推断差值地总体中为数和是否有差别本法地原理（）界值表制作地原理（）正态近似法地原理第二节两个独立样本比较地秩和检验————————秩和检验（)————用于推断计量资料或等级资料地两个独立样本所来自地两个总体分布是否有差别. ——————推断两个总体分布地位置是否有差别.原始数据地两样本比较————计量资料为原始数据频数表资料和等级资料地两样本比较————计量资料为频数表资料，是按数量区间分组————等级资料是按等级分组本法地原理界值表制作地原理正态近似法地原理、检验第三节完全随机设计多个样本比较地检验一、多个独立样本比较地检验————用于推断计量资料或等级资料地多个独立样本所来自地多个总体分布是否有差别.原始数据地多个样本比较————计数资料为原始数据——————————频数表资料和等级资料地多个样本比较————计量资料为频数表资料，是按数量区间分组————等级资料是按等级分组本法地原理界值表制作地原理地近似法原理多个独立样本两两比较地法检验————进一步推断两两总体分布位置不同——————————————————随机区组设计多个样本比较地检验多个相关样本比较地检验————用于推断随机区组设计地多个相关样本所来自地多个总体分布是否相等.、方法步骤————————————————————————————————、本法地原理（）界值表制作地原理（）近似法地原理————————————>或>——————————、近似法二、多个相关样本两两比较地检验——————进一步推断两两总体分布位置不同秩转换地非参数检验参数检验————如果总体分布为已知地数学形式，对其总体参数作检验假设非参数检验（任意分布检验)————对总体分布不作严格假定，直接对总体分布作假设检验秩转换地非参数检验————推断一个总体表达分布位置地中位数(非参数）和已知、两个或多个总体地分布是否有差别.————先将数值变量从小到大，或等级从弱到强转换成秩后，再计算检验统计量.————假设检验地结果对总体分布地形状差别不敏感，只对总体分布地位置差别铭感.应用范围：——————对于计量资料不满足正态和方差齐性条件地小样本资料分布不明地小样本资料一端或两端是不确定数值地资料——————对于等级资料若选行*列表资料地检验，只能推断构成比差别选秩转换地非参数检验，可推断等级强度差别注意：如果已知其计量资料满足（或近似满足）检验或检验条件，当然选检验或检验，因为这时若选秩转换地非参数检验，会降低检验效能.文档来自于网络搜索配对样本比较地符号秩检验（符号秩和检验）————用于配对样本差值地中位数和比较；————用于单个样本中位数和总体中位数比较配对样本差值地中位数和比较————目地是推断配对样本差值地总体中位数是否和有差别——即推断配对地两个相关样本所来自地两个总体中位数是否有差别检验步骤（）建立检验假设，确定检验水平（）求检验统计量值（）确定值，作出推断结论——————————————《时，查界值表——————————————>时，正态近似法作检验注意：配对等级资料采用符号秩和检验最好选用大样本单个样本中位数和总体中位数比较————目地是推断样本所来自地总体中位数和某个已知地总体中位数是否有差别————用样本各变量值和地差值，即推断差值地总体中位数和是否有差别第二节两个独立样本比较地秩和检验————用于推断两个独立样本所来自地两个总体分布是否有差别.————目地是推断两个总体分布地位置是否有差别、原始数据地两样本比较——————————《和《时，查界值表——————————> 或> 时，用正态近似法作检验频数表资料和等级资料地两样本比较————计数资料为频数表资料，是按数量区间分组————等级资料是按等级分组第三节完全随机设计多个样本比较地检验一、多个独立样本比较地检验————用于推断计量资料或等级资料地多个独立样本所来自地多个总体分布是否有差别.、原始数据地多个样本比较—————————————————或————查界值表———————且最小样本地例数大于或>时，查界值表、频数表资料和等级资料地多个样本比较二、多个独立样本两两比较地法检验————————————进一步推断两两总体分布位置不同第四节随机区组设计多个样本比较地检验一、多个相关样本比较地检验————用于推断随机区组设计地多个相关样本所来自地多个总体分布是否有差别.————————————————《和《时，查界值表————————————————>或>时，用近似法多个相关样本两两比较地检验——————进一步推断两两总体分布位置不同————检验。
秩转换的非参数检验
秩和(rank sum)
同组秩次之和。编秩 NhomakorabeaA组： － 、、+、+、+、++ B组： +、++、++、++、+++、+++
A组：- ± + + + 1 2 3 4 5
B组： + 6
++ 7
++ ++ ++ +++ +++ 8 9 10 11 12
第二节 两独立样本差别的秩和检验 Wilcoxon rank sum test
对于计量数据，如果资料方差相等，且服从
正态分布，就可以用t检验比较两样本均数。如
果此假定不成立或不能确定是否成立，就应采用
秩和检验来分析两样本是否来自同一总体。
Wilcoxon秩和检验（Wilcoxon rank sum test）,用于推 断计量资料或等级资料的两个独立样本所来自的两个总体分 布是否有差别。 秩和检验的目的是推断两个总体分布的位置是否有差别， 如要推断两个不同人群的某项指标值的大小是否有差别或哪
秩 吸烟工人
和 不吸烟工人
（7） （6） （8）=（3） = （2） （6） 2 4 152 437 768 528 685 274 310 0 1917(T1) 1243(T2)
如果两 总体分 布相同
基本思想 两样本来自同一总体
任一组秩和不应太大或太小
T
与平均秩和 n0 (1 N ) / 2 应相差不大
秩转换的非参数检验 ppt课件
35
T
较小例数组的秩和, min(R1 ,R 2 ),n1 n2
n1
n2
N n1 n2
n0 min( n1 ,n2 )
较小例数组的平均秩和为： n0(1 N)/2
若H0成立，T值应接近 n0(1 N)/2 ，若T值严重偏离
n0(1 N)/2，则提示H0可能是不正确的。小样本时，
（2）余下的 n 个差数按绝对值自小至大排秩号，但排好后秩号
要保持原差数的正负号；
（3）差数绝对值相等时，要以平均秩号表示；
3．求秩号和，即将正、负秩号分别相加，正负秩号绝对值之
和应等于 n(n 1) / 2 ，可用以核对。
ppt课件
21
4. 检验统计量 T 取较小一个秩和（或任取），根据 T 值查附表 9 进行判断，该表左侧为对子数，表身内部 是秩和，与上端纵标目之概率相对应。 判断标准：
(ti3 ti ) / 48
注意：仍为非参数检验
ppt课件
25
2.配对设计等级资料的符号秩检验
1. 把等级从弱到强转换成秩，如某指标的检测结果 为-，+，++，+++，可转化为相应的秩次1，2， 3，4；
2. 求各对秩次的差值，省略所有差值为0的对子数， 令余下的有效对子数为n；
3. 按n个差值编正秩与负秩，求正秩和与负秩和 注意：由于等级资料相同秩多，此时小样本的检 验结果会存在偏性，最好用大样本。
528
偏高 10
4
14 62~75 68.5
总秩和 : TA+TB=12(12+1)/2=78
ppt课件
11
A组(x) 3, 5, 7, 9 11
秩转换非参数检验
其总体参数作假设检验。
如： t 检验和 F 检验 。
非参数检验
➢对总体分布不作严格假定，又称任意分
布检验（distribution-free test），
它直接对总体分布作假设检验。
a
3
秩转换的非参数检验
➢ 推断一个总体表达分布位置的中位数M （非参数）和已知M0、两个或多个总体的分 布是否有差别。
用 Wilcoxon 符号秩检验。
a
21
检验步骤
H 0： 尿 氟 含 量 的 总 体 中 位 数 M 45.30 H 1： M 45.30
0.05
据表8-2第（3）、（4）栏，取T=1.5。
有效差值个数n11。据n11和T1.5查 附表9（P534） ， 得单侧P0.005， 按 0.05 水 准拒绝H0，接受H1，可认为该厂工人的尿氟 含量高于当地正常人的尿氟含量。
合计
（1）－45.30
（2）
－1.09
0
1.09
4.17
5.75
7.86
7.96
9.07
11.86
22.07
25.75
42.07
─
a
正秩 （3）
1.5 3 4 5 6 7 8 9 10 11 64.5
负秩 （4）
1.5
1.5
20
本例样本资料经正态性检验，推断
得总体不服从正态分布（ P ＜0.05），现
对子数为n，见表8-1第（4）栏，本例 n=11；
➢若多个差值为0，可通过提高测量工具的精
度来解决。
a
13
②按差值的绝对值从小到大编秩，然后分别 冠以正负号。遇差值绝对值相等则取平均秩，称为 相同秩（ties）（样本较小时，如果相同秩较多， 检验结果会存在偏性，因此应提高测量精度，尽量 避免出现较多的相同秩）, 表8-1第（4）栏差值的 绝对值为2有2个，其秩依次应为1，2，皆取平均秩 为1.5，见表8-1第（5）、（6）栏；
讲座-12第十二章 基于秩次的非参数检验学习文档
人数，确定各等级的秩次范围，然后计算出各等级的平均秩次，
再得到各组各等级的秩和。
3.确定检验统计量 例12-3中，取T=12255。本例因相同等级
的个体属于相持，每个等级的人数表示相持的个数相持过多
，需计算Zc值
Z T n1 (n1 n2 1) 2 0.5 12255110(110 120 1) / 2 0.5 0.8937
本例差值资料正态性检验W=1.367，P=0.048，即评分差值不服从正态分 布，不宜用配对设计t检验。
本例 n=24，T+=300， T-=0 （双侧），Uc=-4.36 T=300（81，219），所以P<0.05, 拒绝H0 ，认为经过培训的护理人员技能考核评分高于未培训者。
本法的基本思想是假定两种处理结果的效应相同，即差值之总体分布 是对称的（H0：Md=0) ，总体中位数为0；同理，假定某种处理无作用， 则 每一受试对象处理前后所得结果之差值的总体中位数亦为0。如果假设 成立，则样本的正、负秩和应比较接近；若正、负秩和相差悬殊，则假设 成立的可能性也小。
T+=94 T-=11 单侧 α=0.05 n=14
当差值等于0时，去掉该点。
本例 n=14，T=11（单侧），当=0.05时查表9。结果： T=11（25，80），所以P<0.05, 拒绝H0 ，可认为该厂工人的尿铅含量高于当地正常人。
T n(n 1) / 4 0.5 Z
n(n 1)(2n 1) / 24
8 9 10 11 12 13 14
尿氟含量 （2） 4.03 4.39 4.87 5.02 6.32 7.01 9.67
卫生统计学 第十二章 基于秩转换的非参数检验
分析步骤：
1．建立检验假设，确定检验水准(α) H0:两总体分布位置相同，总体中位数
M1=M2 H1:两总体分布位置不同，总体中位数 2．选择B组,清点M每1≠组M数2据B前A组数据的 个数. 按数值由小α到=大0.0排5列。，若有相同数据,
取平均秩。
2020/6/27
分析步骤：
第十二章 基于秩 转换的非参数检验
2020/6/27
非参数检验的优点：
①适用范围广 ②受限条件少。参数检验对总体分布等有特别限定，而非 参数检验的假定条件少，也不受总体分布的限制，更适合 一般的情况。 ③具有稳健性。参数检验是建立在严格的假设条件基础之 上的，一旦不符合假设条件，其推断的正确性将受到怀疑； 而非参数检验都是带有最弱的假定，所受的限制很少，稳 健性好。
2020/6/27
2020/6/27
第四节 随机区组设计资料比较的秩和检验
随机区组设计资料比较,如果观察结果 不满足方差分析条件,可用Friedman M 检验（Friedman’s M test）。
分析步骤
1.建立检验假设和确定检验水准 2.编秩：
•先在每一配伍组内将数据从小到大编秩， 如有相同数据，取平均秩次；
•再求各处理组秩和Ri，i=1，2，...，k。
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分析步骤
3.计算检验统计量M值
（1）查表法(b≤15,k≤15)： ➢M=Σ（Rj-R）2 ==》M界值表 ➢基于χ2分布近似法得到χ2值查有关的 M界值表 （2）χ2分布近似法
H1:k个总体分布位置不同或不全相同； α=0.05。
2．混合编秩 将各组数据混合，由小到大编秩。遇有 原始数据相同时，若相同数据在同一组内 ，则仍按顺序编秩；若相同数据在不同组
基于秩次的非参数检验PPT课件
18
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表10-2 两法测定11份工业污水中氟离子浓度结果比较
样品号
氟离子浓度
差值d 差值秩次 分配符号
(1)
电极法(2) 分光光度法(3) (4)=(2)－(3)
1
10.5
8.8
1.7
4
4
2
21.6
18.8
2.8
9
基于秩次的非参数检验
1
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基于秩次的非参数检验
单样本和配对设计资料的符号秩和检验 两组独立样本比较的秩和检验 多组独立样本比较的秩和检验 随机区组设计多组比较的秩和检验 案例讨论
2
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非参数检验
假设检验方法分为参数检验和非参数检验 参数检验
以特定的总体分布为前提，对未知的总体参数做推 断
5
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非参数检验
满足参数检验的资料采用非参数检验，会损失 数据信息，降低检验效能
秩和检验
常用的且检验效能较高的非参数检验方法 较完备的大样本抽样分布理论基础。 以秩和为检验统计量
6
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单样本和配对设计资料的符号秩和检验
Wilcoxon符号秩和检验
推断总体中位数是否等于某个指定值(常数) 可用于单样本设计或配对设计，定量资料不满足参
查表法
根据n和T查附表9(配对比较的符号秩和检验) 若T值在上、下界值内，P值大于相应的概率； 若T值等于上、下界值，P值等于相应概率； 若T值在上、下界值范围外，P值小于相应的概率。 本例：n=16，T=108或28，查表得0.01＜P＜0.025
13
编辑版ppt
第十二章 非参数检验(Nonparametric test)
（2）求差值、编秩、求秩和并确 定检验统计量：
编秩: 按绝对值大小 差值为0舍去不计 秩次相等取平均秩次
T＋＝98，T－＝22 任取其中之一作为检验的统计量T 本例取T＝ T－ ＝22。
（3）确定P值并作出推断结论：
根据T值（ T+=98 或 T-=22 ）查T界值表 （ P208附表12-1 ）确定P值
A、用t检验 B、用u检验 C、用Wilcoxon秩和检验 D、用t检验或Wilcoxon秩和检验均可 E、资料符合t检验还是Wilcoxon秩和 检验
2、配对样本差值的Wilcoxon符号秩检 验，确定P值的方法为： A、T越大，P越大 B、T越大，P越小 C、T值在界值范围内，P小于相应的α D、T值在界值范围内，P大于相应的α E、T值即u值，查u界值表
大样本情况：若k > 3或ni > 5时，理论上， H近似服从自由度为k-1的χ2分布，可查 χ2界值表确定P值。
秩和检验的两两比较
方法有： 1、扩展的t检验 2、Nemenyi法检验 3、q检验
几种方法理论上仍存在争议，故SAS、 SPSS等软件没有提供这方面的分析
第四节 配伍组设计的秩和检验
正态近似法
n>50时，T分布近似正态分布可用正 态近似法作u检验：
u T T | T n(n 1) / 4 | 0.5
秩转换的非参数检验
A法
B法
差值 d 正秩
负秩
3 0 .6
3 0 .6
0
--
--
5 9 .9
6 3 .1
-3 .2
3
4 6 .0
5 8 .0
-1 2 .0
6
2 3 .0
1 0 .9
1 2 .1
7
2 0 .3
3 3 .7
-1 3 .4
9 .5
4 8 .6
9 9 .5
-5 0 .9
11
2 5 .0
2 4 .4
0 .6
1
2 3 .4
3 6 .2
-1 2 .8
8
4 4 .1
4 5 .2
-1 .1
2
3 9 9 .8 4 0 4 .1 -4 .3
4
2 5 .9
3 9 .3
-1 3 .4
9 .5
5 3 5 .6 5 4 4 .8 -9 .2
5
——
——
——
8
58
可编辑ppt
9
秩和分布的特点
对子号
1 2 3
N = 3 时两样本配对比较
10
•秩和分布的特点 （1）离散型的对称分布； （2）N一定时，秩和分布也一定； （3）靠近中央的频数较多； （4）当N足够大时，秩和分布逼近正态分布。
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11
配对资料的秩和均数：
T+与T-是以T为中心的两个对称点 例11.2资料：T= 11（11 + 1）/ 4 = 33 T+ = 8 ， T- = 58， 差值均为 25。
可编辑ppt
4
一、秩和检验的基本思想
总体A
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第十二章基于秩转换的非参数检验A1型题
1 ．两组资料比较中，若样本例数n 较小，总体方差不齐，宜采用（）
A ．对数变换
B ．秩和检验
C . t 检验
D ．方差分析
E . A 、B 都可以
2 ．请指出下列五个秩和检验的结果哪个是错误的（）
A ．配对计量资料n=12 , T
＋=7 , T
-
=71 查表T
0.05
=13 ~65 ，P＜0.05
B ．配对计量资料n=8 , T
＋=12 , T
-
=24 查表T
0.05
=3 ~33，P＜0.05
C ．两组计量资料n
1=12, n
2
=10, T
1
=173, T
2
＝80 查表T
0.05
=85~145, P< 0.05
D ．两组计量资料n
1=10, n
2
=10, T
1
=55,T
2
＝15 查表T
0.05
=79~131 , P< 0.05
E ．两组计量资料n
1=9, n
2
=13 , T
1
=58, T
2
＝195 查表T
0.05
= 581~24 , P< 0.05
3 ．配对比较的秩和检验，若检验假设H
成立，则（)
A ．差值为正的秩和与差值为负的秩和相差不会很大
B ．差值为正的秩和与差值为负的秩和可能相差很大
C ．正秩和的绝对值大于负秩和的绝对值
D ．正秩和的绝对值小于负秩和的绝对值
E ．正秩和与负秩和相等
4 ．以下检验方法除（）外，其余均属非参数统计方法
A . Friedman's M 检验
B . H 检验
C ．配对设计符号秩检验
D . t 检验
E ．查r
s
界值表法
5 ．等级资料比较宜采用（）
A . t 检验
B . x2检验
C . u 检验
D ．秩和检验
E ．t检验
6 ．两个小样本数值变量资料比较的假设检验，首先应考虑（）
A ，用t 检验
B ．用秩和检验
C . t 检验或秩和检验均可
D ．用u 检验
E ．资料符合t 检验还是秩和检验的条件
7 ．符合t检验条件的数值变量资料若采用秩和检验，不拒绝H
时，可使（）
A . I 型错误增大
B . Ⅱ型错误增大
C . I 型错误减少
D . Ⅱ型错误减少
E ．抽样误差减小
8 ．两样本均数比较时，已知n
1、n
2
均小于30 ，总体方差不齐且呈极度偏态宜
采用（)
A . t 检验
B . t’检验
C . u 检验
D ．秩和检验
E ．方差分析
9 ．统计分析应用中，下面哪种说法是正确的（)
A ．均数必大于标准差
B ．标准差值总大于或等于零
C ．同一资料计算的率和构成比相等
D . r 越接近于1 ，回归系数值越大
E ．正秩次和与负秩次和相加等于n ( n + 1 ) / 2
10 ．某研究室检测8 例恶性滋养细胞肿瘤患者灌注治疗前后hcG 值（pmol/L）如下表，欲推断治疗前后hcG 值差别是否有统计学意义，可选用（）
病例号（l ）治疗前（2 ）治疗后（3 ）差数d ( 4 )
1 128000 210000 1070000
2 75500 3300 72200
3 12450 2210 10240
4 150000 9.3 149990.7
5 10000 2500 7500
6 9700 1203 8497
7 15588 4825 10763
A ．配对设计差值符号秩检验
B ．成组设计方差分析
C ．两组比较的秩和检验
D . Mann-Whiter U 检验
E ．两均数比较的t 检验
n ．某医生研究盐酸地尔硫草缓释片治疗心绞痛的效果，结果如下表。
进行两组疗效比较，其检验假设H
是（）
组别显效有效无效加重
缓释片组 62 18 5 3
普通片组 35 31 14 4
A ．两总体均数相等
B ．两总体率相等
C ．两组疗效分布相同
D ．两均数不等
E ．两组疗效分布不全相同
12 ．某院不同程度再生障碍性贫血患者血清可溶性CDs 抗原水平SAS 分析结
果如下，其分析结论为（）
Wilcoxon Scores ( Rank Sums ) for Variable x
Classified by Variable i
Sum of Expected Std Dev Mean
i N Scores Under HO Under HO Score
1 9 49.50 126.0 19.430349 5.500000
2 9 149.50 126.0 19.430349 16.611111
3 9 179.00 126.0 19.430349 19.888889
Kruskal-Wallis Test
Chi-Square 16.2694
DF 2
Pr>Chi-Square 0.0003
A ．P＜0.01，可认为不同程度再生障碍性贫血患者CDs抗原水平不同
B ．P＜0.01，可认为不同程度再生障碍性贫血患者CDs 抗原水平相同
C ．P＜0.01，可认为不同程度再生障碍性贫血患者CDS 抗原水平相差较大
D ．P＜0.01，认为不同程度再生障碍性贫血患者CDS 抗原水平较一般人群低
E ．P＜0.01 认为不同程度再生障碍性贫血患者CDs 抗原水平的差别较大
A3型题
共同题干（13~15 )
某院麻醉科整理针刺三种穴位患者的镇痛效果结果如下：
镇痛效果各穴位的观察频数
合谷足三里扶突
+ 38 53 47
+ + 44 29 23
+++ 12 28 19
++++ 24 16 33
13 ．欲分析针刺不同穴位镇痛效果有无差别，最好选用（）
A ．完全随机设计方差分析
B ．配伍设计方差分析
C ．多重比较的q 检验
D . Kruskal-Waliis 秩和检验
E . Mann-Whiter U 检验
14 ．其检验假设哪种正确（）
A ．三组患者镇痛效果总体均数相等
B ．三组患者镇痛效果总体中位数相同
C ．三组患者镇痛效果总体均数不等
D ．三组患者镇痛效果总体中位数不同
E ．三组患者镇痛效果总体分布不全相同
15 ．经分析得P＝0.0023，可认为（）
A ．三组患者镇痛效果总体分布相同
B ．三组患者镇痛效果均数相差较大
C ．三组患者镇痛效果样本均数相差显著
D ．三组患者镇痛效果总体分布不全相同
E ．三组患者镇痛效果样本均数间有差别
B1型题
A ．参数检验
B . 非参数检验
C ．生存分析
D ．直线回归
E ．卡方检验
问题（16 ~17 ）
16 ，两组分布型未知，或例数较小、方差不齐的计量资料比较宜采用（）
17 ．四格表资料比较，只要样本例数n大于40 ，理论数T＞5 ，没有实际数为零的情况，即可选用（）
名词解释
18 ．非参数检验
19 . Ridit分析
思考题
20 . 试述非参数检验的适用范围有哪些？
21 ．参数检验与非参数检验的区别何在，各有何优缺点？。