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1、统计评价论文：30分。对13篇公开发表的论文中的表格数据重新分析，要用到3种统计方法（每种30分，整体10分），原文表格与SPSS分析结果粘贴文档中（可截图），原文出处以参考文献格式著录，交纸质稿&电子稿（以班级姓名为word文件名），每班装订成册（以花名册为目录，按花名册顺序编排目录、页码），2013年1月8日前交。资料性质统计方法操作过程统计结论专业结论评价原文采用方法和结论是否正确？中医药统计学与软件应用070103论文评价作业汇编授课教师 魏高文 班 级 选修人数 作业份数 班长姓名（电话） 学委姓名（电话） 湖南中医药大学2013年1月湖南中医药大学在校学生花名册年级 2010 院/
2、系 人文信息管理学院专业 公共事业管理 班级 2010级公共事业管理 人数：34 （男，16，女18）序号学号姓名平时成绩期末成绩页码1201001010101闫存亮2201001010102尹翠芳3201001010103周冯倩4201001010104周铭渊5201001010105汤伟6201001010106肖新云7201001010107王丽8201001010108田大可9201001010110杨艳10201001010112杨洋11201001010113尹榕12201001010114李康伟13201001010115张水春14201001010116李修奇152010010
3、10117曾送阳16201001010118彭英17201001010119闾鹏18201001010120王水彬19201001010122胡召20201001010123张艳21201001010127赵艳梅22201001010128唐露23201001010129石德林24201001010130梁婷婷25201001010132杨安文26201001010133王志刚27201001010134何立妮28201001010135高欢欢29201001010137邓伟30201001010138张园媛31201001010139张欢32201001010140沈义斌3320100101
4、0141蒋菲菲34201001010144李丽娜本科生统计学作业 201001010128 唐露方法一：两样本均数比较t检验1，资料来源： 张蔚， 颜杰spss在医学研究中的应用, 第三军医大学学报, 2001,23(11)。2，原始数据表：3，原始结论（表一）表二：4，统计学方法：根据资料的性质和结论，该资料属于两样本的均数比较，故采用独立样本的T检验。步骤如下：在变量框中输入类型，并定义心肌梗死患者为1，健康人为2，在数据框输入数据 : Analysecompare meansindependent-samples T test 例数进入test variable类型进入 group va
5、riable define group(group1=1,group2=2) continue ok结果如下所示：5，统计结论：根据独立样本检验表可以看出F=0.388，P=0.5140.05.所以我们认为方差是齐性的，选择方差齐性时P=0.0040.05，可以认为差异没有意义，即构成比相同，与原文结论相同。方法三：回归分析1，材料来源：本种方法来源于农业工程学报，2010,26(10)，孙悦超， 麻硕士， 陈智， 赵永来， 苏洁保护性耕作农田抗风蚀效应多因素回归分析2，方法与方案：鉴于研究区环境和气候特征，选择在植被未返青土壤风蚀最为严重的春季进行试验。被测保护性耕作农田地表为莜麦留茬地，行
6、距20 cm，植株平均直径5 mm，平均密度400株m2。测试期间大气平均温度9C。大气平均压力825 hPa，地表5 cm深度土层平均含水率为656。测试时，将移动式风洞按预定方案分别放置在不同农田地表上，以不同风速用净风和挟沙风分别进行吹蚀测试，风洞轴线与垄向垂直，吹蚀时间为10 min。其中，植被盖度用压线法测定得出，是植被垂直投影面积占地表面积的百分比。净风是在风洞试验时，排沙器不工作，由风洞风机产生风力直接吹蚀农田地表。挟沙风则是试验时，排沙器向风洞入口距地面15 cm处均匀排沙，使气流中含有一定的颗粒沙尘来模拟沙尘天气。集沙仪放置在风洞轴线距出口l 200 mm处的轴线处，每次试验
7、结束后用电子天平分别称取集沙仪10个高度的风蚀量。为较全面考察试验因素水平，同时考虑到野外原位测试时风洞转移的不便性，选择均匀试验方法安排试验，这可以用较少的试验次数考察较多的因素水平范围。3，原始数据表：原文结论：4，统计学方法：根据资料的性质和原文的结论分析相比较，先采用多元回归分析，求出回归方程，与原文作比较。步骤：打开spss16.0,在变量框中分别将中心风速，留茬高度，植被盖度设为x1,x2,x3.将y设置为净风输沙率，输入数据。AnalyseRegressionlinear 净风输沙率选入dependent中心风速,留茬高度，植被盖度选入indendent选中confidence
8、intervalcollinearity-diagnosticscasewise -diagnosticscontinueok 结果如下：从共线性诊断的表中可得知，x1,x2,x3,之间存在着交互作用，故要进行下一步操作：transform compute variable a=中心风速*留茬高度ok. 照以前步骤做一遍，transformcompute variableb=中心风速*植被盖度ok 照以前步骤做一遍, transformcompute variablec=留茬高度*植被盖度 照以前步骤做一遍,结果如下：从共线性诊断可以看出，以符合要求 ，从系数表中可以看出，其回归方程为：净风沙
9、率：y1=417.61413.230X111.495X26.450X3+0.106 X1 X2+0.250 X1 X3+0.153 X2 X3与原文相比较可以看出，有一定的误差，不过误差在合理范围之内，按照此方法，可以求出y2,y3的回归方程。 研究生统计学作业07级中西七年制1班 学号：200707020132 李利梅方法一：等级资料两样本比较的秩和检验1. 资料来源：吴忠玮金双歧配合三联疗法治疗胃溃疡临床观察，天津药学 2012 第2期2. 方法与方案：两组均采用三联疗法，奥美拉唑+阿莫西林+甲硝唑；治疗组加用金双歧。根据胃部反酸、嗳气等临床症状和胃镜或X线作为疗效评定标准。3. 原始数据
10、表 4. 原始结论：5.统计学方法：该资料属于等级资料，虽然属于R*C表资料，但属于反应变量单向有序资料，故不用卡方检验，因样本数小于50，采用秩和检验。步骤如下：以组别（1=治疗组，2=对照组）、疗效（1=痊愈、2=有效、3=好转）、例数为变量名建立3列6行的数据文件。（1）.Dataweight case在weight case by中把例数 选入frequency variableOK。（2）.Analyze Nonparametric Tests2 Independent Samples，疗效 入Test variable list，组别入grouping variables Defi
11、ne groups，在group1和group2中输入1和2 Continue OK。结果如下：秩组别N秩均值秩和疗效治疗组3229.34939.00对照组3235.661141.00总数64检验统计量a疗效Mann-Whitney U411.000Wilcoxon W939.000Z-1.505渐近显著性(双侧).132a. 分组变量: 组别结果分析：根据表可知，Mann-Whitney U=411.000,Wilcoxon W=939.000,两法的检验统计量Z=-1.505，双侧近似P值=0.132，故认为差异无统计学意义，认为两者无差别。6.评价：原文采用的统计学方法不恰当；结论不正确
12、，不排除样本量太少。方法二：四格表卡方检验1.资料来源：黄雁虹、江勇、贺佩兰口腔科消毒效果影响因素的Logistic分析，现代医院 2008 8（1）2.原始数据表 3.原始结论4.统计学方法：该资料属于22四格表，针对材料类型和结果，采用卡方检验，步骤如下：以组别（1=医院口腔科，2=口腔诊所），总体消毒效果（1=阴性，2=阳性）及例数为变量名，建立3列4行的数据文件；（1）Dataweight case在weight case by中把例数 选入frequency variableOK。（2）AnalyzeDescriptive statisticscrosstabs组别入rows,总体消
13、毒效果入column,statisticschi-square、Contingency coeffcientcells exceptedcontinueok结果如下卡方检验值df渐进 Sig. (双侧)精确 Sig.(双侧)精确 Sig.(单侧)Pearson 卡方5.891a1.015连续校正b4.7721.029似然比6.0291.014Fisher 的精确检验.028.014线性和线性组合5.8191.016有效案例中的 N82a. 0 单元格(.0%) 的期望计数少于 5。最小期望计数为 12.00。b. 仅对 2x2 表计算结果分析：因0%的期望计数少于5，所以选用Pearson 卡
14、方，X2=5.891，P=0.015，故认为两者差异有统计学意义，认为医院口腔科比口腔诊所总体消毒效果要好，与原文结论相同。方法三：重复测量资料的多元方差分析1. 资料来源：王秋旭、刘旭辉、王天祥、林阿平应用重复测量方差分析研究PD098059对Tca8113细胞的增殖抑制作用，中国卫生统计，2006,23（3）2. 原始数据表3. 原始结论4. 统计学方法：该资料属于多次重复测量资料，采用重复测量的方差分析，步骤如下：以组别（1=对照组，2=实验组）、编号、T1=24h、T2=48h、T3=72h、T4=96h，建立6列10行的数据文件。AnalyzeGeneral Linear Model
15、sRepeated measures,在Within-subject factor name框中，用factor3代表重复测量时间因素的名称；在Number of levels 中键入4，AddDefine,进入Repeated Measure对话框，将T1、T2、T3、T4送入Within-subject variable；将组别送入Between subject factor Model,选择Custom将factor3送入Within-subject Model，将组别送入Between subject ModelContinuePlots,将factor3选入Horizontal Ax
16、is,组别选入 Separate LinesAdd,ContinueOption,将组别、factor3 选入Display Means for框，选Compare main effect ；选Descriptive statistic;Continue；OK。结果如下：描述性统计量组别均值标准 偏差NT1对照组1.4280.064585实验组1.2420.037015总计1.3350.1098710T2对照组1.4800.051485实验组.9820.087015总计1.2310.2709810T3对照组1.4800.117055实验组.7600.033175总计1.1200.3880410
17、T4对照组1.3700.066715实验组.5760.051285总计.9730.4222210多变量检验b效应值F假设 df误差 dfSig.factor3Pillai 的跟踪.987147.811a3.0006.000.000Wilks 的 Lambda.013147.811a3.0006.000.000Hotelling 的跟踪73.905147.811a3.0006.000.000Roy 的最大根73.905147.811a3.0006.000.000factor3 * 组别Pillai 的跟踪.97578.478a3.0006.000.000Wilks 的 Lambda.02578.
18、478a3.0006.000.000Hotelling 的跟踪39.23978.478a3.0006.000.000Roy 的最大根39.23978.478a3.0006.000.000a. 精确统计量b. 设计 : 截距 + 组别 主体内设计: factor3从上图可知重复测量变量的4次测量间差异有统计学意义（P=0.000）；重复测量与组别交互作用有统计学意义（P=0.000）。Mauchly 的球形度检验b度量:MEASURE_1主体内效应Mauchly 的 W近似卡方dfSig.EpsilonaGreenhouse-GeisserHuynh-Feldt下限factor3.3806.49
19、95.265.6671.000.333检验零假设，即标准正交转换因变量的误差协方差矩阵与一个单位矩阵成比例。a. 可用于调整显著性平均检验的自由度。 在主体内效应检验表格中显示修正后的检验。b. 设计 : 截距 + 组别 主体内设计: factor3从上图知球形检验近似卡方X2=6.499，P=0.2650.05，可认为4次重复测量的数据符合F-H条件，可行一元方差分析。主体内效应的检验度量:MEASURE_1源III 型平方和df均方FSig.factor3采用的球形度.7213.24091.554.000Greenhouse-Geisser.7212.002.36091.554.000Hu
20、ynh-Feldt.7213.000.24091.554.000下限.7211.000.72191.554.000factor3 * 组别采用的球形度.5593.18670.950.000Greenhouse-Geisser.5592.002.27970.950.000Huynh-Feldt.5593.000.18670.950.000下限.5591.000.55970.950.000误差 (factor3)采用的球形度.06324.003Greenhouse-Geisser.06316.017.004Huynh-Feldt.06324.000.003下限.0638.000.008因为本例满足
21、F-H条件，故各效应以采用的球形度为准，不同时间PD98059对Tca8113细胞系生长抑制差别有统计学意义（P=0.000），组别与时间的交互作用有统计学意义与多变量检验结果一致。主体间效应的检验度量:MEASURE_1转换的变量:平均值源III 型平方和df均方FSig.截距54.266154.2664960.302.000组别3.02013.020276.006.000误差.0888.011从分组变量效应方差分析结果可知，组间差异有统计学意义（P=0.000）成对比较度量:MEASURE_1(I) factor3(J) factor3均值差值 (I-J)标准 误差Sig.a差分的 95%
22、 置信区间a下限上限12.104*.020.001.059.1493.215*.029.000.149.2814.362*.020.000.315.40921-.104*.020.001-.149-.0593.111*.027.004.048.1744.258*.023.000.204.31231-.215*.029.000-.281-.1492-.111*.027.004-.174-.0484.147*.015.000.112.18241-.362*.020.000-.409-.3152-.258*.023.000-.312-.2043-.147*.015.000-.182-.112基于估算边际均值*. 均值差值在 .05 级别上较显著。a. 对多个比较的调整： 最不显著差别（相当于未作调整）。从上图可知不同测量时间的多重比较的P值分别为0.000和0.004，不同测量时间细胞系生长抑制差异均有高度统计学意义。5. 结论：从统计学分析可知，处理因素、时间因素对细胞增殖抑制作用均有统计学意义，处理因素与时间因素的交互作用具有统计学意义，与原文结论相同。17