对照组暴露者比例 相对危险度 例病/对照 .01 .05 .010 .15 .20 .25 .30 .40 .50 .60 .70 .80 1.5 1:1 9090 1927 1039 749 610 531 485 442 442 479 570 778 1:2 6758 1434 774 559 455 397 362 331 331 360 429 5
问诊是了解病人病情的重要方法，在四诊中占有重要的位置。 问诊是医生询问病人或陪诊者，了解疾病的发生、发展、治疗经过、现在症状和其 他与疾病有关的情况，以诊察疾病的方法。 问诊是了解病人病情的重要方法，在四诊中占有重要的位置。因为有关疾病的很多情况，如患者的自觉症状，疾病发生、发展、变化的过程，既往健康或患病情况等，只有通过问诊才能了解。在某些疾病中，或是在发...
示例： 就是事件 A 在另外一个事件 B 已经发生条件下的发生概率。条件概率表示为 P ( A ｜ B )，读作“在 B 条件下 A 的概率”。 如： 根据大量的统计，大熊猫活到十岁的概率是0.8，活到十五岁的概率是0.6，若现有一只大熊猫已经十岁了，则他活到十五岁的概率是多少？ 联合概率 ： 表示两个事件共同发生的概率。 A 与 B 的联合概率表示为 P(...
用样本指标（统计量，statistic）来估计总体指标（参数，parameter），称为参数估计。是抽样研究的主要目的之一。参数估计的方法有两种。一是点（值）估计（point estimation），如用样本均数估计总体均数。该法简单，但未考虑抽样误差，而抽样误差在抽样研究中又是不可避免的；二是用区间估计（interval estimation），即按一定的...
又称单因素方差分析。把总变异分解为组间（处理间）变异和组内变异（误差）两部分。目的是推断k个样本所分别代表的μ 1 ，μ 2 ，……μ k 是否相等，以便比较多个处理的差别有无统计学意义。其计算公式见表19-6。 表19-6 完全随机设计的多个样本均数比较的方差分析公式 变异来源 离均差平方和SS 自由度v 均方MS F 总 ΣX 2 -C* N-1 组间（...
对照组暴露者比例 相对危险度 例病/对照 .01 .05 .10 .15 .20 .25 .30 .40 .50 .60 .70 .80 1.5 1:1 13608 2886 1556 1122 913 796 726 662 662 718 854 1165 1:2 10010 2127 1149 831 678 592 541 495 497 541 6
对照组暴露者比例 相对危险度 例病/对照 .01 .05 .010 .15 .20 .25 .30 .40 .50 .60 .70 .80 1.5 1:1 9090 1927 1039 749 610 531 485 442 442 479 570 778 1:2 6758 1434 774 559 455 397 362 331 331 360 429 5
... 0 ，通常就不再作进一步分析；若按α=0.05甚至α=0.01检验水准拒绝H 0 ，且需了解任两个总体均数间是否都存在差别，可进一步作多个样本均数间的两两比较。两两比较的方法较多，在此仅介绍较常用的q检验（Newman-Keuls法） 公式（19.13） (各组n i 相等) 公式（19.14） （各组n i 不等) 公式（19.15） 式中，x Ａ -x...
...控的基础 要先建立室内质控制度，如果在参加前未实行室内质控，室间的质控工作，只能起调查了解情况的作用。 （三）要有良好的质控 血清 作为调查样本 在一个小范围进行室间评价，可以采用自制的液体质控血清，但在范围大的地区进行，最好用高低两个浓度的 冻干 血清，一个浓度在正常范围内，另一个应在 病理 情况下可能出现的高浓度。室间质控冻干血清应具有含量准确，均一性好...
...研中有时无法对同一批对象进行前后或对应观察，而只得将病人（或实验动物）配成对子，尽量使同对中的两者在性别、年龄或其它可能会影响处理效果的各种条件方面极为相似，然后分别给以一种不同的处理后观察反应，这样获得的许多对不可拆散的数据同样是成对资料。由于成对资料可控制个体差异使之较小，故检验效率是较高的。 关于成对资料，每对数据始终相联这是它的特点，我们可以先初步观...
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