第08章 χ2检验
基于微助教的麻醉科住院医师规范化培训提升教学满意度的应用探究
DOI：10.16659/ki.1672-5654.2023.16.189基于微助教的麻醉科住院医师规范化培训提升教学满意度的应用探究张慧，张琳，姚波，王亚亚陕西省人民医院麻醉科，陕西西安 716000[摘要] 目的分析微助教的麻醉科住院医师规范化培训提升教学满意度的应用效果。
方法选取2017年7月—2022年3月在陕西省人民医院麻醉科住院医生67名为研究对象，按入科序号分组，单号为对照组，共34名麻醉科住院医生，实施常规传统教学法；双号为研究组，共33名麻醉科住院医生，实施微助教的教学模式。
比较两组麻醉科住院医生理论成绩、临床能力测试、对教学满意度。
结果研究组麻醉科住院医生基础理论知识、临床病例分析及总分均高于对照组，差异有统计学意义（P<0.05）。
研究组麻醉科住院医生的术前方式、麻醉方案制定、术前准备、麻醉操作、术中管理、沟通技能、整体临床胜任能力等临床能力评分高于对照组，差异有统计学意义（P<0.05）。
研究组麻醉科住院医生对教学满意度为93.94%高于对照组的82.35%，差异有统计学意义（P<0.05）。
结论麻醉科住院医师规范化培训中采用微助教可提高理论成绩及临床能力、对教学满意度。
[关键词] 麻醉科；住院医师规范化培训；微助教；教学满意度[中图分类号] R614 [文献标识码] A [文章编号] 1672-5654（2023）08（b）-0189-04Research on the Application of Standardized Training for Anesthesiology Residents Based on Micro-teaching Assistants to Improve Teaching Satis⁃factionZHANG Hui, ZHANG Lin, YAO Bo, WANG YayaDepartment of Anesthesiology, Shaanxi Provincial People's Hospital, Xi'an, Shaanxi Province, 716000 China[Abstract]Objective To analyze the application effect of micro-teaching assistants' standardized training for anesthe⁃siology residents in improving teaching satisfaction. Methods From July 2017 to March 2022, 67 residents in the De⁃partment of Anesthesiology of Shaanxi Provincial People 's Hospital were selected as the research objects. They were divided into groups according to the serial number of the department, and the single number was the control group, a total of 34 residents in the Department of Anesthesiology implemented the conventional traditional teaching method; the double number was the research group, a total of 33 anesthesiologists, and the teaching mode of micro-teaching as⁃sistant was implemented. The theoretical scores, clinical ability tests and teaching satisfaction of the two groups of an⁃esthesiologists were compared. Results The basic theoretical knowledge, clinical case analysis and total score of anes⁃thesiologists in the study group were higher than those in the control group, and the differences were statistically sig⁃nificant (P<0.05). The scores of preoperative methods, anesthesia plan formulation, preoperative preparation, anesthe⁃sia operation, intraoperative management, communication skills and overall clinical competence of the anesthesiolo⁃gists in the study group were higher than those in the control group, and the differences were statistically significant (P< 0.05). The teaching satisfaction of anesthesiologists in the study group was 93.94% higher than that in the control group (82.35%), and the difference was statistically significant (P<0.05). Conclusion The use of micro-teaching assis⁃tants in the standardized training of anesthesiology residents can improve theoretical performance, clinical ability, and [作者简介]张慧（1989-），女，硕士，主治医师，研究方向为麻醉。
自考03008护理学研究(二)练习题08
第八章研究资料的分析方法一、单项选择题1、在质性研究资料的分析中，一般先对前（）份研究对象的文字资料进行编码。
A.1B.2C.3D.42、在质性研究资料的分析中，最初的编码不应超过A.4个B.6个C.8个D.10个3、在质性研究资料分析中，可进行编码的内容不包括A.反复出现的事物或观点B.偶尔出现的事物或特点C.现象或事物的形式D.现象或事物的变异性4、下列关于相关系数的叙述，错误的是A.相关系数用r表示，范围在-1～1之间B.r的绝对值大小表示相关的密切程度C.越接近1，表示相关程度越小；越接近0，表示相关程度越大D.“十”表示正相关，“一”表示负相关5、若要分析计量资料中两变量之间有无相关性，可进行A.方差分析B.t检验C.相关分析D.秩和检验6、当计量资料呈偏态分布时，可采用A.单样本t检验B.配对t检验C.方差分析D.秩和检验藏7、对于呈正态分布的计量资料，通常采用的描述性统计指标是A.均数±标准差B.中位数C.四分位数间距D.构成比8、统计方法的选择不取决于A.研究目的B.科研设计类型C.资料类型D.测量间隔9、可减少抽样误差的方法不包括A.尽可能采取随机抽样的方法，提高样本的代表性B.减少变异C.增加样本量到适当水平D.选择变异程度较小的指标二、多项选择题1、统计表的组成包括A.表题B.标目C.线条D.数字E.备注2、当计量资料呈正态分布时，常采用A.单样本t检验B.两独立样本t检验C.配对t检验D.方差分析E.秩和检验三、简答题1、简述Morse&Field对质性资料分析活动的概括。
2、简述应用人种学研究法分析资料的过程。
3、简述核心变量的基本特征。
4、简述应用根基理论研究法分析资料的步骤。
5、简述Giorgi对现象学研究法资料分析过程所分的步骤。
6、简述将录音或观察资料整理为文字的内容和方法。
7、简述质性研究资料分析的基本步骤。
8、简述统计图的结构及绘制要求。
9、简述绘制统计表的注意事项。
统计学第五版第八章课后习题答案
由Excel制表得:
由图可知:
已知:α= 0、05,n1 = n2=12
=31、75 =28、67 =10、20 =6、06 t=1、72 t∈(-1、72,1、72)接受,否则拒绝。 t=(31 、75-28、67)/(8、08* 0、41)=0、93 0、 93∈(-1、72,1、72)
决策:在α= 0、05得水平上接受 。
已知包重服从正态分布,试检验该日打包机工作就是否正常 ( α
=0、) 。 解:
如图所示:
本题采用单样本t检验。
:μ=100 :μ≠100基
本统计量:
α=0、05,N=9, =99、978,
S=1、2122, =0、4041 检验结果: t=-0、005,自由度f=8, 双侧检验P=0、996,单侧检验P=0、498
:μ≥700
:μ<700
∵α=0、05∴
=-1、645
计算检验统计量: =(680-700)/(60/6)=-2
决策: ∵Z值落入拒绝域,
∴在α=0、05得显著水平上拒绝 ,接受 。
结论: 有证据表明这批灯泡得使用寿命低于700小时,为不合格产品。
8、3 某地区小麦得一般生产水平为亩产250公斤,其标准差为30 公斤。现用一种化肥进行试验,从25个小区抽样,平均产量为270
决策:在 α= 0、05得水平上拒绝 。
结论: 服用阿司匹林可以降低心脏病发生率。
8、14 某工厂制造螺栓,规定螺栓口径为7、0cm,方差为0、03cm。 今从一批螺栓中抽取80个测量其口径,得平均值为6、97cm,方差为 0、0375cm。假定螺栓口径为正态分布,问这批螺栓就是否达到规 定得要求 (a=0、05)？
双侧检验
研究生统计学讲义第7讲R×C表资料分析
2分布具有可加性 ; 2分布常用作某些统计量分布 的近似。
例如，当处理组较多，各处理组样本含量较大时，
Kruskal Wallis法的H分布可用2分布来近似。 医学 中2检验是常用的检验方法之一。
第一节 一般四格表的2 检验
一、 2 检验的基本思想
2 检验的基本思想是衡量实际频数(actual frequency)和理论频数(theoretical frequency)之间的偏 离度。检验统计量的意义和算法可用基本公式来说明
2．配对四格表资料的独立性 2 检验 H0为配对的两种 属性相互独立，彼此无关。目的是推断配对的两种属 性(因素)是否有关。独立性的对立面就是相关，配对 四格表的独立性检验即行列属性的相关性检验。在配 对两法相关即不独立时，可认为差异无统计意义。在 配对两法无相关即独立时，可认为差异有统计意义。 统计量仍用四格表的 2 检验公式(见表10.3)，如两种 属性有关，可进而确定关系的密切程度。
理论数是根据检验假设 H0 来确定的，H0 为比较 的各组处理效果相同，均等于合计的处理效果，据 此推出第 r 行第c 列位置上理论数的计算公式为：
Trc
nr n
nc n
n
nr
nc n
式中 nr 表示第 r 行的行合计，nc 表示第 c 列的列合 计； n 表示总合计。
例8.1 某中医院收治367例胃脘痛患者，随机分成两 组，分别用新研制的中药胃金丹和西药治疗，结果 如表10.1，探讨两种药物疗效有无差别。
定义 如果u1，u2，...，un是n个相互独立的标准正 态变量，则称随机变量
2 = u12 +u22 +...+un2 服从自由度为df=n的2分布(2-distribution)。
[理学]08定性资料的分析_OK
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34
❖ 因此，若根据实际样本资料求得一个很小的P，且P≤ (检验水准)，根据小概率原 理，就有理由怀疑H0的真实性，因而拒绝它；若P＞，则没有理由拒绝H0
35
四格表资料2检验专用公式
a
b
cd
39 8 57 27
2
(ad bc)2 n
(a b)(c d)(a c)(b d)
2 (39 27857)2 131 3.52 36
47849635
四格表2的检验的应用条件：
• n≥40，T≥5，用2； • n≥40，但1≤T<5，用校正2。
• n < 40，或T<C21，用确切(|概A率。TT| 0.5)2
C2
(a
(| ad bc | n / 2)2 n b)(c d )(a c)(b d )
现代统计学之父 14
Karl Pearson (1857—1936）
创办了世界上第一所统计学校 主要著作：《对进化论的数学贡献，ⅠⅣ》、《关于相关变异体系、离差体系 与随机抽样》、《关于肺结核统计资料 的初步研究》、《用于统计人员和生物 统计人员的表》（二卷本）等。
Galton 的门徒 15
例2
3
样本率与总体率比较的正态近似检验
u
p 0
0 (1 0 ) / n
4
❖例 据临床经验，一般的胃溃疡病患者有20 ％会出现胃出血症状。某医院观察了304例6 5岁的胃溃疡病患者，其中有96例发生胃出 血，占31.58％，问老年患者是否较一般患者 易出血？
5
检验假设：
H0：=0, 老年胃溃疡病患者的胃出血率等于20％； H1：>0， 老年胃溃疡病患者的胃出血率大于20％。 单侧=0.05。
计量经济学 本科经济金融专业 第八章 自相关
en
en-1
二、杜宾—瓦森检验
DW检验是检验自相关的最著名、最常用的 方法。 1、适用条件 2、检验步骤
–（1）提出假设 –（2）构造统计量 –（3）检验判断
1、适用条件
（1）回归模型中含有截距项； （2）解释变量与随机扰动项不相关； （3）随机扰动项是一阶自相关； （4）回归模型解释变量中不包含滞后因变量； （5）样本容量比较大。
三、高阶自相关 线性回归模型 Yt=bo + b1Xt + ut 若 ut 的取值不仅与它的前一期取值有关 ，而且与前n前取值都有关，即 ut = f (ut-1， ut-2， ut-3… ) 则称ut具有 n阶自回归形式。 例如， ut = f (ut-1， ut-2) 时，误差项存在二 阶自回归。
∑ et + ∑ et 1 2 ∑ et et 1
2 2
n
n
n
t =2
t =2
t =1
t =1
∑ et
n
2
∑e e 1 t t 1 d ≈2 ∑ et2
n n n 2 2 对大样本， et ≈ ∑ et 1 ≈ ∑ et2 ∑ t =2 t =2 t =1
= ∑ et et 1 定义 ρ 2 为样本的一阶自相关系数，作为ρ ∑ et
σ2 cov(u1u 2 ) 1 cov(u 2u1 ) σ2 2 = ... ... cov(u n u1 ) cov(u n u 2 ) = σ2
如果 = I ( I为单位矩阵 ) ，表明 (1)各随机 项的方差相同且等于σ2； (2)各随机项无自相关；
1 0 E (uu ' ) = σ 2 ... 0 0 ... 0 1 ... 0 = σ2 I ... ... ... 0 ... 1
肺腺癌组织及其癌旁组织TS、Src表达情况及与生存时间的相关性
系统医学 2023 年 8 月第 8 卷第 16期肺腺癌组织及其癌旁组织TS、Src表达情况及与生存时间的相关性许建强1，2，印倩3，宋正义4，田秀文2，谢东升5，龚建化11.长江大学附属荆州医院呼吸与危重症医学科，湖北荆州434020；2.三峡大学第三临床医学院（国药葛洲坝中心医院）呼吸与危重症医学科，湖北宜昌443002；3.三峡大学第三临床医学院（国药葛洲坝中心医院）病理科，湖北宜昌443002；4.三峡大学第三临床医学院（国药葛洲坝中心医院）胸外科，湖北宜昌443002；5.三峡大学第三临床医学院（国药葛洲坝中心医院）老年医学科，湖北宜昌443002[摘要]目的探讨肺腺癌组织及其癌旁组织胸苷酸合成酶（thymidylate synthase, TS）、酪氨酸激酶（src tyrosine kinase, Src）表达情况及与生存时间的相关性。
方法回顾性分析2020年1—12月在国药葛洲坝中心医院行手术切除治疗的肺腺癌116例患者的临床资料。
统计TS及Src在肺腺癌组织及癌旁组织中的表达情况，分析肺腺癌组织TS及Src表达与患者生存时间的关系。
结果肺腺癌组织中TS表达阳性率为41.38%，高于癌旁组织的10.34%，差异有统计学意义（χ2=29.135，P<0.05）。
肺腺癌组织中Src表达阳性率59.48%，高于癌旁组织的15.52%，差异有统计学意义（χ2=47.834，P<0.05）。
TS低表达组总生存期（overall survival, OS）与无病生存期（disease free survival, DFS）均显著高于TS高表达组，差异有统计学意义（P<0.05），Src低表达组OS及DFS 均显著高于Src高表达组，差异有统计学意义（P<0.05）。
TS及Src蛋白表达情况与DFS、OS均呈负相关性（P< 0.05）。
结论肺腺癌组织中TS、Src阳性表达率均升高，且TS、Src表达水平越高，其DFS和OS均越短。
拟合优度检验
Hale Waihona Puke 例2：孟德尔豌豆试验中，发现黄色豌豆为25 粒, 绿色豌豆11粒，试在α=0.05下, 检验豌豆 黄绿之比为3:1。
解：定义随机变量 X
1, 豌豆为黄色， X 0, 豌豆为绿色.
计数符号，取集 合中元素的个数
(4). 计算理论频数与实际频数的偏差平方和。
2 k [fi
i1
nip (ˆ)2 ]， nip (ˆ)
( 2)
每一项n用 pi(ˆ)去除的其目的是理：论缩
频数比较大的那和些式项中在的影响力
可以证明：在 H0 成立，且n→∞时,
2k 2-1r ， -
( 3 )
即2统计量的分布由 收度 敛k为 到 r自 1
于是，拒绝原假设，即认为棉纱拉力强
度不服从正态分布。
χ 2检验的一个著名应用例子是孟德尔豌豆 实验。奥地利生物学家孟德尔在1865年发表的 论文，事实上提出了基因学说，奠定了现代遗 传学的基础。他的这项伟大发现的过程有力地 证明了统计方法在科学研究中的作用。因此， 我们有必要在这里将这一情况介绍给大家。
H0：总体X的分布函数为F(x) ； (1)
对立假设为H1：总体 X 的分布函数非F(x)。 如果F(x)形式已知，但含有未知参数θ 或参
数向量θ =(θ1, θ2,…, θr ) ，则记其为F(x,θ )。
这种检验通常称为拟合优度检验。
不妨设总体 X 是连续型分布。检验思想 与步骤如下:
(1). 将总体X的取值范围分成k个互不重叠的 小区间 I1, I2, …, Ik，
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各种组合的四格表计算的概率 未治愈 8 0 7 1 6 2 5 3 4 4 3 5 2 6 1 7 0 8 a-T a P
治愈 1 8 2 7 3 6 4 5 5 4 6 3 7 2 8 1 9 0
-3.76 -2.76 -1.76 -0.76 0.24 1.24 2.24* 3.24 4.24
检验步骤：
H0：3种治疗方案的有效率相等
H1：3种治疗方案的有效率不全相等
α =0.05
512 49 2 35 2 45 2 59 2 15 2 254 ( 1) 100 145 100 109 80 145 80 109 74 145 74 109
水准α 做出推断。
各组合概率Pi的计算
在四格表周边合计数不变的条件下， 表内4个实际频数 a,b,c,d 变动的组合
数共有“周边合计中最小数+1”个。如
例8.3，表内4个实际频数变动的组合数
共有8+1=9个，见表8-4。
各组合的概率Pi服从超几何分布，
其和为1。
(a b)！ d )!(a c)!(b d )! (c Pi a !b !c !d !n !
5.49
2
P 0.05
结论与之相反。
四、四格表资料的Fisher确切概率法 条件：
n 40 ，或T 1 ，
或 P 时，
理论依据：超几何分布。
基本思想
在四格表周边合计数固定不变的条 件下，计算表内4个实际频数变动时的各
种组合之概率Pi ；再按检验假设用单侧
或双侧的累计概率 P ，依据所取的检验
等，即可认为该中药治疗原发性 高血压有效。
二、四格表资料检验的专用公式
2
(ad bc) n (a b)(a c)(b d )(c d )
2
2
(20 5 24 21) 70 8.40 44 26 41 29
2
三、四格表资料检验的校正公式
检验步骤
H0：不同地区人群血型分布总体构成比相同
H1：不同地区人群血型分布总体构成比不全相同
α =0.05
3212 3692 4442 2592( 1) 297.38 987 1080 518 1080 933 995
2
2
n(
A 1) nR nC
2
(行数 1)(列数 1)
多个样本率的比较
例8.5 某医院用3种方案治疗急性无黄疸型
病毒肝炎254例，观察结果见表8-6，问3种疗
法的有效率是否不同。
表 8-6 组别 西药组 中药组 中西药结合组 合计 有效 51 35 59 145 3 种方案治疗肝炎的疗效 无效 49 45 15 109 合计 100 80 74 254 有效率（%） 51.00 43.75 79.73 57.09
两法的一致率较高），b 与 c 的数值相对较小时， 即便是检验结果有统计学意义，其实际意义往往 也不大。
检验步骤：
H 0 ： B C ， H 1 ： B C ， 0.05
(24 20) 0.36 24 20
2 2
1
P > 0.05.按α =0.05水准，不拒绝H0 。尚不能认为
与计量资料推断两总体均数是否有差
别有成组设计和配对设计一样，计数
资料推断两个总体率（构成比）是否 有差别也有成组设计和配对设计，即
四格表资料和配对四格表资料。
例8.4
现有198份痰标本，每份标本分
别用A、B两种培养基培养结核菌，结
果见表8-5。问A、B两种培养基的阳性
培养率是否不等？
表 8-5 A、B 两种培养基的培养结果 B 培养基 A 培养基 合计 ＋ － ＋ 48（ a ） 72 24（ b ） － 20（ c ） 126 106（ d ） 合计 68 130 198
例8.3
将17名腰椎间盘脱出症患者随机分到
两组，分别用两种方法治疗，结果见表8-3， 问两种疗法的疗效是否不同？
表 8-3 疗法 新疗法 保守疗法 合计 治愈 7 2 两种疗法对腰椎间盘脱出症的疗效 未治愈 2 6 合计 9 8 治愈率（%） 77.78 25.00
9
8
17
52.94
表 8-4 四格表序号 1 2 3 4 5 6 7* 8 9
Χ
2
连续性校正仅用于ν =1 的四格表资料，当
ν ≥2 时，一般不作校正。
四格表资料χ
2
检验公式的选择：
n 40, T 5 ，专用公式；
n 40, 1 T 5，校正公式；
n 40 或 T 1，直接计算概率。
例8.2
某医学院抽样调查大学四年级和五年
级学生近视眼患病情况，四年级学生的近视率
两种培养基的阳性培养率不同。
第三节
行×列表资料的χ 2检验
行×列表资料
① 多个样本率比较时， 有 R 行 2 列，称为 R ×2表； ② 两个样本的构成比比较时， 有 2 行 C 列，称 2×C 表； ③ 多个样本的构成比比较， 有 R 行 C 列，称为 R ×C 表。
检验统计量
2
(A T) T
检验统计量(McNemar test)
(b c) , 1 bc
2 2
2 c
( b c 1) bc
2
, =1
注意：
本法一般用于样本含量不太大的资料。因为
它仅考虑了两法结果不一致的两种情况(b, c)，
而未考虑样本含量n和两法结果一致的两种情况(a,
d)。所以，当 n 很大且 a 与 d 的数值很大（即
为7.14%，五年级学生的近视率为35.71%, 调 查结果见表8-2。问该大学四年级与五年级学 生的近视眼患病率是否不同？
表 8-2 年级 四年级 五年级 合计
两个年级大学生的近视眼患病率比较 近视 非近视 26(23.33) 9 (11.67) 35 合计 28 14 42 近视率（%） 7.14 35.71 16.67
2（4.67） 5（2.33） 7
42 2 (| 2 9 26 5 | ) 42 2 c2 3.62 (2 5)(26 9)(2 26)(5 9)
P＞ 0.005，按α =0.05水准，不拒绝H0 ，还不
能认为四年级与五年级学生近视眼患病率不等。
本资料若不校正时，
（2）求检验统计量值
(20 25.8) 2 (24 18.2) 2 (21 15.2) 2 (5 10.8) 2 2 8.40 25.8 18.2 15.2 10.8
(2 1)(2 1) 1
(3) 确定P 值，作出推断结论
0.5 0.4 0.3
本例(a-T)*=2.24, P* =0.041464
确定累计概率值 1. 双侧检验 P = P (1) + P (2) + P (7) + P (8) + P (9) =0.057 2. 单侧检验 P = P (7) + P (8) + P (9) =0.044
第二节
配对四格表资料的 χ
2
检验
0.000370 0.011847 0.096750 0.290251 0.362814 0.193501 0.041464* 0.002962 0.000041
二、检验步骤（本例n=17<40 ）
H0 ： 1 2 ，H1 ： 1 2 ， 0.05
计算表内四个格子数据的各种组合的概率Pi (表8-4)
（1） 建立检验假设，确定检验水平。
H0:π1=π2 即试验组与对照组的总体有效率相等
H1:π1≠π2 即试验组与对照组的总体有效率不等
α=0.05。
T11 =44(41/70)=25.8
T12=44(29/70)=18.2 T21=26(41/70)=15.2 T22 = 26(29/70)=10.8
纵高
0.2 0.1 0.0 0 3 6 9 12 卡方值
自由度＝1 自由度＝2 自由度＝3 自由度＝6
15
18
当自由度 确定后， 2 分布曲线下右侧尾 部的面积为 时，横轴上相应的 2 值记作 2,
P＜ 0.005，按α =0.05水准，拒绝
H0 ，接受H1 ，可以认为两组治 疗原发性高血压的总体有效率不
例8.6 某研究人员收集了亚洲、欧洲和北美洲 人的A、B、AB、O血型资料，结果见表8-7，问 不同地区人群ABO血型分类构成比是否不同。
表 8-7 地区 亚洲 欧洲 北美洲 合计 A 321 258 408 987 三个不同地区血型样本的频数分布 B 369 43 106 518 AB 95 22 37 154 O 295 194 444 933 合计 1080 517 995 2592
2
254 (0.1794 0.2203 0.1056 0.2322 0.3244 0.0279 1)
22.81
υ = (3-1)(2-1) = 2
P < 0.05 ，在α =0.05的检验水准下，
拒绝H0，接受H1，
可以认为三种疗法的有效率有差别。
样本构成比的比较
一、基本公式和基本思想
例8.1 为了解某中药治疗原发性高血压的
疗效，将70名高血压患者随机分为两组。试 验组用该药加辅助治疗，对照组用安慰剂加 辅助治疗，观察结果如表8-1，问该药治疗 原发性高血压是否有效？
表8-1 两种疗法治疗原发性高血压的疗效
组 别 对照组 试验组 合 计 有效 20(25.8) a 21(15.2) c 41 ( a 无效 24(18.2) b 5(10.8) d 29 (b d ) 合计 44 ( a b) 26 (c d ) 70 (n) 有效率（%） 45.45 80.77 58.57