定群研究样本大小的估计应根据： 1．暴露组的事件发生率（P 1 ）的估计值； 2．非暴露组的事件发生率（P0）的估计值； 3．第一类错误概率α； 4．第二类错误概率β。 在该4个数值确定后，可用下式估计暴露组与非暴露组需观察的人数。 公式中N为每一组所需调查人数。 Q 1 =1-P1，Q0=1-P0 P=（P0+P1）/2，Q=1-P Kα与Kβ分别为α及β...
...机会在α=0.05的水准上发现两组阳性率相差显著。 若表中查不到题中的“较小率”及δ，可用最接近的值或内插法求n，但宁可使n偏大，以免估计的样本含量偏少。 （二）个别比较t检验所需的样本含量 这是配对比较，应查附表20。使用该表时，先要求出差数的总体均数μ与总体标准差σ之比，即δ=μ/σ，当μ与σ未知时，可分别用X与S作为估计值。 仍用例11.6来说明，本例...
病例对照研究 的 样本含量 α=.05 1-β=0.09(单侧检验) 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 77...
病例对照研究 的 样本含量 α=0.01 1-β=.90(单侧检验) 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...
近日，巴西里约热内卢菲奥鲁齐研究机构的一位生物学家驾驶着装有细菌样本的汽车参加一个会议时，遭到持枪歹徒的抢劫。车上装有的霍乱、伤寒细菌样本也随之被劫。 尽管里约热内卢的医生及警方都称汽车遭劫时细菌样本是被小心密封装好的，只要不被打开是绝对安全的，但他们也不得不承认，一旦细菌样本的包装被破坏那将会非常危险。巴西官方一再提醒里约热内卢居民当心感染病毒。 警方称，...
...有显著差别，服 青黛 明矾片药的病人退黄天数较短。如果检验假设属实，这样的结论也还可能下错，但概率在2%以下。 上例为两组资料均数间的比较，与前面成对资料的t检验有些区别。前者每对中两数据不能分离，后者任一组中的各数据可以在组内前后互换位置；前者只有一个样本平均差数d对应于一个假设的总体平均差数μ 0 ，后者，认为X 1 为第一个总体的随机样本均数，X 2 ...
...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，我们可以先初步观察每对数据的差别情况，进一步算出平均相差作为样本均数，再与假设的总体均数比较看相差是否显著，下面举实例说明检验过程。 表 7.1 豚鼠注入上腺素前后每分钟灌流滴数 豚鼠号 每分钟灌流滴数 用药前 用药后 增加数d 1 30 46 16 2 38 50 12 3 4...
...分析后，若按α=0.05检验水准不拒绝H 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)...
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（...
...，但始终没有感染HIV，这一特殊人群被定义为“长期暴露不感染者”。 而此次朱托夫博士在深圳的研究发现，黄种人身上也存在着这种基因。朱托夫博士与深圳东湖医院的合作项目组上月开始在深圳进行了类似跟踪调查，目前已经采集到了40个基本符合“长期暴露不感染者”条件的样本(每周2次、连续4个月与艾滋病患者发生高危行为但不感染)，其中上文提到的女性携带有高度相似的DC-S...
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