醫(yī)學統(tǒng)計學練習題及答案一、單選題（每題1分，共30分。每題只有一個最佳答案，選出后將答案字母填入括號內(nèi)）1.某研究欲比較三種降壓藥的療效，將300例高血壓患者隨機分為三組，分別接受A、B、C三種藥物，治療8周后測得收縮壓下降值。若資料滿足正態(tài)且方差齊，首選的統(tǒng)計推斷方法是（）A.單樣本t檢驗B.配對t檢驗C.單因素方差分析D.KruskalWallis檢驗答案：C解析：三組獨立樣本、定量資料、正態(tài)＋方差齊，比較總體均數(shù)差異用單因素方差分析。2.在Logistic回歸中，OR的95%CI為0.82~0.97，可認為該暴露因素（）A.是保護因素B.是危險因素C.與結(jié)局無關D.無法判斷答案：A解析：OR<1且置信區(qū)間不包含1，提示暴露降低結(jié)局發(fā)生風險，為保護因素。3.某市疾控中心調(diào)查乙肝表面抗原攜帶率，隨機抽取社區(qū)人群1000人，陽性45人。估計該市攜帶率的95%置信區(qū)間應選用（）A.正態(tài)近似法B.Wilson法C.精確二項法D.Poisson近似答案：B解析：n=1000，p=0.045，np與n(1p)均>5，但Wilson法在小比例時更穩(wěn)定，且覆蓋概率更優(yōu)。4.關于檢驗效能（power）的描述，正確的是（）A.與樣本量無關B.與α水平呈反向關系C.與效應量呈正向關系D.與標準誤呈正向關系答案：C解析：效應量越大，越容易檢出差異，效能越高；樣本量↑、α↑、標準誤↓均可使效能↑。5.某研究采用隨機區(qū)組設計比較4種飼料對幼鼠增重的影響，每區(qū)組5只幼鼠。若資料呈正態(tài)，方差齊，應選用的分析方法是（）A.單因素方差分析B.隨機區(qū)組方差分析C.析因設計方差分析D.重復測量方差分析答案：B解析：隨機區(qū)組設計，控制區(qū)組變異，用隨機區(qū)組ANOVA。6.在Meta分析中，I2=62%，提示（）A.無異質(zhì)性B.輕度異質(zhì)性C.中度異質(zhì)性D.高度異質(zhì)性答案：C解析：I2>50%且≤75%為中度異質(zhì)性。7.某資料呈明顯正偏峰，下列描述集中趨勢最適宜的指標是（）A.算術均數(shù)B.幾何均數(shù)C.中位數(shù)D.眾數(shù)答案：C解析：偏峰資料用中位數(shù)描述集中趨勢穩(wěn)健。8.關于Poisson回歸，下列說法錯誤的是（）A.因變量為計數(shù)資料B.要求均數(shù)等于方差C.可用偏移量（offset）處理觀察人年D.可處理過度離散答案：B解析：Poisson回歸假定“均數(shù)=方差”，若違背需負二項回歸。9.某研究對200例乳腺癌患者隨訪5年，觀察復發(fā)情況，記錄復發(fā)時間。若部分患者未復發(fā)，資料類型為（）A.完全數(shù)據(jù)B.截尾數(shù)據(jù)C.區(qū)間數(shù)據(jù)D.離散數(shù)據(jù)答案：B解析：隨訪結(jié)束時未復發(fā)，時間未知，為右截尾。10.在Cox回歸中，比例風險假定檢驗常用（）A.鞅殘差圖B.Schoenfeld殘差圖C.Deviance殘差圖D.QQ圖答案：B解析：Schoenfeld殘差圖可直觀判斷協(xié)變量是否滿足PH假定。11.某實驗室測量血清鈣含量（mg/dL），同一標本重復測定10次，算得均數(shù)=9.5，SD=0.2。其測量誤差屬于（）A.系統(tǒng)誤差B.隨機誤差C.過失誤差D.抽樣誤差答案：B解析：重復測量波動為隨機誤差。12.關于置信區(qū)間與假設檢驗的關系，正確的是（）A.95%CI不包含H0值等價于P>0.05B.99%CI比95%CI窄C.若95%CI不包含H0值，則α=0.05時拒絕H0D.置信區(qū)間不能回答差異大小答案：C解析：CI與檢驗一致，95%CI不包含H0值對應P<0.05。13.某研究欲探討吸煙與肺癌的劑量反應關系，吸煙量（支/日）分為0、1~10、11~20、>20四組，應選用的趨勢檢驗方法是（）A.CochranArmitage趨勢檢驗B.卡方檢驗C.Fisher精確概率D.秩和檢驗答案：A解析：有序分組資料趨勢檢驗用CochranArmitage。14.在多重線性回歸中，若某自變量VIF=8.5，可認為（）A.無多重共線B.輕度共線C.中度共線D.嚴重共線答案：C解析：VIF>5~10提示中度共線，>10為嚴重。15.某研究比較兩種手術治療時間（min），資料呈正態(tài)，但兩組方差比為4，應選用（）A.成組t檢驗B.Welcht檢驗C.MannWhitneyU檢驗D.配對t檢驗答案：B解析：方差不齊用Welch校正t檢驗。16.關于KaplanMeier曲線，下列說法正確的是（）A.可處理左截尾B.階梯高度表示瞬時死亡率C.曲線下降越陡預后越差D.需假定基線風險函數(shù)已知答案：C解析：曲線陡示累積生存率下降快，預后差。17.某研究采用1:1配對病例對照探討基因多態(tài)與胃癌關系，資料整理為配對四格表，應選用（）A.McNemar檢驗B.卡方檢驗C.配對t檢驗D.Fisher精確概率答案：A解析：配對分類資料用McNemar。18.在臨床試驗中，采用隨機雙盲的主要目的是（）A.增加樣本量B.減少選擇偏倚C.減少測量偏倚D.提高檢驗效能答案：C解析：盲法減少測量與信息偏倚。19.某研究對50例糖尿病患者測量空腹血糖（mmol/L），算得均數(shù)=8.2，SD=1.5。計算標準誤應為（）A.1.5/√50B.1.5/50C.8.2/√50D.1.52/50答案：A解析：標準誤=SD/√n。20.關于樣本量估算，下列哪項不是必備參數(shù)（）A.檢驗水準αB.檢驗效能1βC.效應量D.總體標準差σE.抽樣方法答案：E解析：抽樣方法不影響公式參數(shù)，但影響實施。21.在正態(tài)性檢驗中，ShapiroWilk檢驗比KolmogorovSmirnov檢驗更受推薦，是因為（）A.計算簡單B.適用于大樣本C.對偏峰敏感D.檢驗效能高答案：D解析：ShapiroWilk在小樣本時效能更高。22.某研究比較三種化療方案的中位生存期，資料嚴重偏峰且存在截尾，應選用（）A.單因素ANOVAB.KruskalWallis檢驗C.Logrank檢驗D.配對秩和檢驗答案：C解析：生存資料組間比較用Logrank。23.在多重比較中，Bonferroni校正的主要缺點是（）A.增加Ⅰ型錯誤B.降低檢驗效能C.計算復雜D.不適用于事后比較答案：B解析：校正過度，易致效能下降。24.某研究采用交叉設計比較兩種鎮(zhèn)痛藥效果，資料正態(tài)，應選用（）A.成組t檢驗B.配對t檢驗C.兩階段交叉ANOVAD.重復測量ANOVA答案：C解析：交叉設計需考慮階段、處理、攜帶效應，用交叉ANOVA。25.關于ROC曲線，AUC=0.83表示（）A.診斷準確性較差B.準確性中等C.準確性良好D.完美診斷答案：C解析：AUC0.8~0.9為良好。26.某研究調(diào)查醫(yī)院內(nèi)感染率，采用整群抽樣，應調(diào)整的統(tǒng)計量是（）A.均數(shù)B.標準誤C.中位數(shù)D.四分位數(shù)答案：B解析：整群抽樣設計效應使標準誤增大，需調(diào)整。27.在生存分析中，若風險比HR=1.5，95%CI為0.99~2.28，可認為（）A.差異有統(tǒng)計學意義B.差異無統(tǒng)計學意義C.保護因素D.需擴大樣本量答案：B解析：CI包含1，P>0.05。28.某研究對同批受試者分別用A、B兩種儀器測心率，欲評價一致性，應選用（）A.Pearson相關B.組內(nèi)相關系數(shù)ICCC.卡方檢驗D.BlandAltman法答案：D解析：一致性評價首選BlandAltman。29.在Meta分析中，固定效應與隨機效應模型結(jié)果差異大，提示（）A.無異質(zhì)性B.存在小樣本偏倚C.異質(zhì)性較大D.發(fā)表偏倚小答案：C解析：異質(zhì)性大時兩模型權(quán)重差異大，結(jié)果可不同。30.關于缺失值處理，多重插補優(yōu)于完整案例分析在于（）A.增加樣本量B.減少隨機誤差C.降低選擇偏倚D.無需假定缺失機制答案：C解析：多重插補在MAR假定下減少偏倚。二、多選題（每題2分，共20分。每題至少有兩個正確答案，多選少選均不得分）31.下列哪些情況適合用非參數(shù)檢驗（）A.資料呈明顯偏峰B.方差不齊C.有序分類資料D.總體分布未知的小樣本E.定量資料且正態(tài)答案：ABCD解析：非參數(shù)不依賴分布假定，適用于偏峰、方差不齊、有序、小樣本未知分布。32.關于線性回歸診斷，下列哪些圖形可用于殘差分析（）A.殘差vs擬合值圖B.QQ圖C.殘差vs自變量圖D.Cook距離圖E.箱線圖答案：ABCD解析：箱線圖用于描述，不直接診斷回歸殘差。33.下列哪些屬于生存分析的基本函數(shù)（）A.生存函數(shù)S(t)B.風險函數(shù)h(t)C.累積風險函數(shù)H(t)D.概率密度函數(shù)f(t)E.似然函數(shù)L(θ)答案：ABCD解析：E為一般統(tǒng)計概念，非生存特有。34.關于病例對照研究，下列說法正確的是（）A.可估計RRB.可估計ORC.回憶偏倚常見D.適合罕見病研究E.研究方向為前瞻性答案：BCD解析：病例對照估計OR，回憶偏倚常見，適合罕見病，為回顧性。35.下列哪些方法可用于調(diào)整多重比較（）A.BonferroniB.HolmC.TukeyHSDD.BenjaminiHochbergE.Welch校正答案：ABCD解析：Welch校正用于方差不齊，非多重比較。36.在Cox回歸中，比例風險假定不滿足時可采用（）A.分層CoxB.時依協(xié)變量C.加速失效模型D.分段指數(shù)模型E.Logrank檢驗答案：ABCD解析：Logrank為非參數(shù)檢驗，非模型調(diào)整。37.下列哪些指標可用于評價診斷試驗（）A.靈敏度B.特異度C.Youden指數(shù)D.陽性似然比E.Kappa值答案：ABCD解析：Kappa評價一致性，非診斷準確性。38.關于整群抽樣，下列說法正確的是（）A.抽樣誤差小于單純隨機B.設計效應≥1C.可節(jié)約費用D.需列表框較少E.分析時需考慮聚類答案：BCDE解析：整群抽樣誤差常增大。39.在Meta分析中，發(fā)表偏倚的檢測方法包括（）A.漏斗圖B.Egger回歸C.Begg秩相關D.剪補法E.Galbraith圖答案：ABCD解析：Galbraith圖用于異質(zhì)性，非發(fā)表偏倚。40.下列哪些屬于計數(shù)資料（）A.白細胞計數(shù)（×10?/L）B.術后并發(fā)癥例數(shù)C.疼痛評分（0~10）D.年住院次數(shù)E.生存狀態(tài)（存活=0，死亡=1）答案：BD解析：A為連續(xù)，C為有序，E為二分類，B、D為計數(shù)。三、判斷題（每題1分，共10分。正確打“√”，錯誤打“×”）41.正態(tài)分布的偏度系數(shù)為0。（√）解析：正態(tài)分布偏度=0，峰度=3。42.在Logistic回歸中，自變量為連續(xù)型時，OR表示每增加一個單位結(jié)局odds的變化倍數(shù)。（√）解析：連續(xù)變量OR=e^β，每單位變化。43.若兩變量Pearsonr=0，說明兩者無關聯(lián)。（×）解析：僅無線性關聯(lián)，可能存在非線性。44.配對設計一定比獨立組設計更高效。（×）解析：若配對因素與結(jié)局無關，反而損失自由度。45.生存分析中，若截尾比例過高，估計生存率一定偏低。（×）解析：KaplanMeier可處理截尾，無偏估計。46.在多重線性回歸中，調(diào)整R2可能小于0。（√）解析：調(diào)整R2可為負，當模型解釋力極差。47.樣本量越大，置信區(qū)間一定越窄。（√）解析：標準誤∝1/√n，n↑SE↓，CI變窄。48.卡方檢驗要求理論頻數(shù)均>5。（×）解析：僅要求<20%格子T<5且無一格T<1。49.在臨床試驗中，意向性分析（ITT）傾向于減少Ⅰ型錯誤。（×）解析：ITT減少偏倚，但可能稀釋效應，降低效能。50.非參數(shù)檢驗的效能總是低于參數(shù)檢驗。（×）解析：若資料嚴重偏離假定，非參數(shù)效能反而更高。四、計算與分析題（共40分）51.（10分）某研究測得12名健康成人血清尿酸（μmol/L）如下：280,310,255,290,350,300,265,285,295,270,290,305（1）計算均數(shù)、中位數(shù)、標準差。（2）檢驗該樣本是否來自均數(shù)μ=300的正態(tài)總體（α=0.05）。（3）計算均數(shù)的95%置信區(qū)間。答案與解析：（1）均數(shù)x?=(280+…+305)/12=300.83μmol/L排序：255,265,270,280,285,290,290,295,300,305,310,350中位數(shù)=(290+290)/2=290μmol/L標準差s=√[∑(xix?)2/(n1)]=24.47μmol/L（2）單樣本t檢驗：H0:μ=300，H1:μ≠300t=(300.83300)/(24.47/√12)=0.12，df=11，查t界值表得P>0.05，不拒絕H0。ShapiroWilkW=0.964，P=0.82，資料正態(tài)。（3）95%CI=x?±t0.05/2,11·s/√n=300.83±2.201×24.47/√12=300.83±15.57→(285.26,316.40)μmol/L52.（10分）為評價某新型試劑盒檢測HBsAg的性能，研究者對500份血樣進行檢測，以ELISA為金標準，結(jié)果如下：||金標準+|金標準|合計|||||||試劑盒+|95|25|120||試劑盒|5|375|380||合計|100|400|500|（1）計算靈敏度、特異度、陽性預測值、陰性預測值。（2）計算陽性似然比及95%CI。（3）若人群HBsAg陽性率為8%，求該試劑盒陽性結(jié)果的驗后概率。答案與解析：（1）Se=95/100=95.0%Sp=375/400=93.8%PPV=95/120=79.2%NPV=375/380=98.7%（2）+LR=Se/(1Sp)=0.95/0.062=15.3295%CI：lnLR=ln15.32=2.729SELR=√(1/95+1/25+1/5+1/375)=0.23495%CILR=exp(2.729±1.96×0.234)=9.8~24.0（3）驗前概率=8%，驗前odds=0.08/0.92=0.087驗后odds=0.087×15.32=1.333驗后概率=1.333/(1+1.333)=57.1%53.（10分）某醫(yī)生隨訪40例肝癌患者，隨機分為A、B兩組，記錄生存時間（月）及結(jié)局（1=死亡，0=截尾），部分數(shù)據(jù)如下：A組：3(1),5(1),6(0),8(1),9(0),10(1),12(0),15(1)B組：4(1),5(0),7(1),8(0),11(1),13(0),14(1),16(0)（1）繪