先要了解樣本含量與頻數(shù)分布情況。因?yàn)榇髽颖净蛐颖�、正態(tài)分布或偏態(tài)分布，統(tǒng)計(jì)方法的選擇與統(tǒng)計(jì)指標(biāo)的計(jì)算都有所不同。本例三組例數(shù)都在30左右，各組觀(guān)察值分布比較均勻、對(duì)稱(chēng)，必要時(shí)可作正態(tài)性檢驗(yàn)，故可按小樣本、正態(tài)分布處理。
（一)計(jì)算平均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差，以說(shuō)明各觀(guān)察值的集中趨勢(shì)與變異情形。若觀(guān)察值呈偏態(tài)分布，則應(yīng)計(jì)算中位數(shù)；若系對(duì)數(shù)正態(tài)分布或等比資料，則計(jì)算幾何均數(shù)。本例見(jiàn)表3第（3)第（4)欄。
（二)作為正常對(duì)照，用估計(jì)正常值范圍的方法計(jì)算正常人組單側(cè)上限95%正常值。宜用正態(tài)分布法；172.47+1.645×119.50=369.05，故以370（ng/ml)作為單側(cè)上限值。但由于例數(shù)較少，穩(wěn)定性受到影響，因而還不能作為正常值范圍來(lái)推廣應(yīng)用。
（三)計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)誤，以說(shuō)明樣本均數(shù)的散布情形，描述抽樣誤差的大小。必要時(shí)，用平均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)誤結(jié)合，計(jì)算可信區(qū)間，以估計(jì)總體均數(shù)所在范圍。見(jiàn)表3第（5)、第（6)欄。
表3 各組平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、標(biāo)準(zhǔn)誤及95%可信區(qū)間
| 組別 | N | X | S | Sχ | 95%可信區(qū)間 |
| （1) | (2) | (3) | (4) | (5) | （6) |
| 正常人組 | 32 | 172.47 | 119.50 | 21.12 | 129.38<μ<215.55 |
| 萎縮性胃炎組 | 35 | 378.52 | 182.33 | 30.82 | 315.89<μ<441.15 |
| 胃癌組 | 28 | 649.25 | 285.66 | 53.98 | 538.48<μ<760.02 |
(四)均數(shù)之間的比較：自身對(duì)照或配對(duì)設(shè)計(jì)資料（即成對(duì)計(jì)量資料)用個(gè)別比較t檢驗(yàn)，兩組均數(shù)比較用團(tuán)體比較t檢驗(yàn)，三組以上均數(shù)比較用方差分析。在方差分析前應(yīng)作方差齊性檢驗(yàn)，若方差不齊，則應(yīng)用秩和檢驗(yàn)，或經(jīng)變量代換后再作方差分析。本例三組資料經(jīng)代入式（8.5)與式（8.6)求得校正χ2值為21.0jfsoft.net.cn/job/4，χ2>χ20.01,2,P<0.01，三組方差在α=jfsoft.net.cn/pharm/0.01的水準(zhǔn)上相差顯著，故不宜用方差分析。所以我們用秩和檢驗(yàn)，經(jīng)代入式（10.8)得H=50.321,H>χ20.01,2,P<0.01，在α=0.01的水準(zhǔn)上相差顯著。再用式（10.7)作兩組之間的比較，結(jié)果正常人組與萎縮性胃炎組之間u=4.475,萎縮性胃炎組與胃癌組之間u=4.150,正常人組與胃癌組之間u=6.253,均在α=0.01的水準(zhǔn)上相差顯著，正常人組最低，萎縮性胃炎次之，胃癌組最高。
