《醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)》期末考試試題及答案一、單項(xiàng)選擇題（每題2分，共30分）1.某研究欲比較三種降壓藥物的療效，將180例高血壓患者隨機(jī)分為三組，每組60例，治療8周后測量收縮壓下降值。若資料滿足正態(tài)性與方差齊性，首選的統(tǒng)計(jì)推斷方法是A.配對t檢驗(yàn)B.兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)C.單因素方差分析D.Kruskal-Wallis檢驗(yàn)答案：C解析：三組均數(shù)比較且滿足參數(shù)檢驗(yàn)前提，應(yīng)選單因素方差分析；若拒絕H0，再作兩兩比較。2.在Logistic回歸中，OR=1.45對應(yīng)的95%CI為1.10～1.92，可認(rèn)為A.暴露與結(jié)局無關(guān)聯(lián)B.暴露使結(jié)局風(fēng)險(xiǎn)降低C.暴露使結(jié)局風(fēng)險(xiǎn)升高且差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義D.需計(jì)算P值才能判斷答案：C解析：95%CI不包含1，說明暴露因素與結(jié)局正向關(guān)聯(lián)且差異顯著。3.對同一批受試者分別在干預(yù)前、干預(yù)4周、干預(yù)8周測量肺功能，欲比較三個(gè)時(shí)間點(diǎn)差異，應(yīng)選用A.重復(fù)測量方差分析B.完全隨機(jī)設(shè)計(jì)方差分析C.配對t檢驗(yàn)D.兩因素析因設(shè)計(jì)答案：A解析：同一受試者多次測量，數(shù)據(jù)非獨(dú)立，需用重復(fù)測量方差分析處理球形性。4.某隊(duì)列研究RR=0.75，其95%CI為0.60～0.94，則A.暴露為保護(hù)因素B.暴露為危險(xiǎn)因素C.無法判斷D.需校正混雜后才能解釋答案：A解析：RR<1且CI下限>0，提示暴露降低結(jié)局風(fēng)險(xiǎn)，為保護(hù)因素。5.下列關(guān)于檢驗(yàn)效能的說法正確的是A.與樣本量無關(guān)B.與α水平無關(guān)C.與效應(yīng)量成反比D.與標(biāo)準(zhǔn)差成反比答案：D解析：效能=Φ(δ/(σ/√n)-Zα)，σ越大效能越低；樣本量、α、效應(yīng)量均正向影響效能。6.兩樣本秩和檢驗(yàn)中，若H0成立，則A.兩總體分布完全相同B.兩總體中位數(shù)相等C.兩總體均數(shù)相等D.兩總體方差相等答案：A解析：秩和檢驗(yàn)H0為兩總體分布相同，比中位數(shù)相等更強(qiáng)。7.某研究采用1:1配對病例對照設(shè)計(jì)，共收集120對，其中90對暴露史一致，20對病例暴露而對照未暴露，10對對照暴露而病例未暴露，則OR值為A.2.0B.1.5C.0.5D.無法計(jì)算答案：A解析：OR=不一致對子數(shù)之比=20/10=2.0。8.在Cox回歸中，若某變量系數(shù)β=0.35，則其HR為A.0.35B.1.42C.0.70D.需知道基準(zhǔn)風(fēng)險(xiǎn)答案：B解析：HR=e^β=e^0.35≈1.42。9.關(guān)于多重線性回歸共線性診斷，方差膨脹因子VIF>10提示A.自變量與因變量無關(guān)B.模型擬合優(yōu)度差C.存在嚴(yán)重多重共線性D.殘差異方差答案：C解析：VIF>10表明該自變量與其他自變量高度相關(guān)，需處理共線性。10.某資料呈明顯正偏態(tài)，且存在極端大值，描述集中趨勢首選A.算術(shù)均數(shù)B.幾何均數(shù)C.中位數(shù)D.標(biāo)準(zhǔn)差答案：C解析：偏態(tài)及極端值下，中位數(shù)穩(wěn)健。11.在Meta分析中，I2=65%表示A.異質(zhì)性低B.異質(zhì)性中等C.異質(zhì)性高D.發(fā)表偏倚大答案：B解析：I230%～60%為中等異質(zhì)性，需用隨機(jī)效應(yīng)模型。12.對四格表χ2檢驗(yàn)，當(dāng)n=40且任一理論頻數(shù)T=3時(shí)，應(yīng)A.直接計(jì)算Pearsonχ2B.用Fisher精確概率法C.用連續(xù)性校正χ2D.增加樣本量答案：B解析：T<5且n<40，推薦Fisher精確法。13.某實(shí)驗(yàn)室質(zhì)量控制圖中心線為10.0，上下警告限為±2s，控制限為±3s，若連續(xù)5點(diǎn)落在中心線同一側(cè)警告限外控制限內(nèi)，則A.過程穩(wěn)定B.需重新校準(zhǔn)C.屬1‰隨機(jī)現(xiàn)象D.可繼續(xù)觀測答案：B解析：連續(xù)5點(diǎn)同側(cè)警告限外提示系統(tǒng)偏移，需干預(yù)。14.在生存分析中，若生存曲線交叉，則A.Log-rank檢驗(yàn)仍適用B.應(yīng)采用Cox回歸C.提示比例風(fēng)險(xiǎn)假設(shè)可能不成立D.中位生存期無法計(jì)算答案：C解析：曲線交叉提示HR隨時(shí)間變化，比例風(fēng)險(xiǎn)假設(shè)可疑，可用時(shí)依Cox或分段模型。15.關(guān)于隨機(jī)化說法錯(cuò)誤的是A.可平衡已知混雜B.可平衡未知混雜C.保證組間樣本量完全相等D.是因果推斷基石答案：C解析：隨機(jī)化未必保證最終樣本量絕對相等，但可平均潛在混雜。二、多項(xiàng)選擇題（每題3分，共15分，多選少選均不得分）16.下列哪些指標(biāo)可用于描述診斷試驗(yàn)的判別能力A.靈敏度B.特異度C.Youden指數(shù)D.Kappa值E.ROC曲線下面積答案：ABCE解析：Kappa衡量一致性，不直接反映判別能力。17.關(guān)于樣本量估算，正確的有A.與效應(yīng)量成反比B.與檢驗(yàn)水準(zhǔn)α成正比C.與把握度1-β成正比D.與總體標(biāo)準(zhǔn)差成正比E.與單雙側(cè)檢驗(yàn)無關(guān)答案：ACD解析：α越小樣本量越大，B錯(cuò)；單雙側(cè)影響公式，E錯(cuò)。18.重復(fù)測量設(shè)計(jì)中，處理球形性違反可采用A.Greenhouse-Geisser校正B.Huynh-Feldt校正C.多元方差分析D.線性混合效應(yīng)模型E.刪除異常點(diǎn)答案：ABCD解析：刪除異常點(diǎn)不能解決球形性，E錯(cuò)。19.下列屬于非參數(shù)檢驗(yàn)的有A.Wilcoxon符號秩B.Mann-WhitneyUC.Kruskal-WallisHD.FriedmanME.配對t答案：ABCD解析：配對t屬參數(shù)檢驗(yàn)。20.關(guān)于多重比較校正，正確的有A.Bonferroni法降低Ⅰ型錯(cuò)誤B.增加Ⅱ型錯(cuò)誤風(fēng)險(xiǎn)C.FDR法比Bonferroni更寬松D.事前比較無需校正E.事后比較必須校正答案：ABCE解析：事前若計(jì)劃少且獨(dú)立可討論不校正，但非絕對，D表述不嚴(yán)謹(jǐn)，不選。三、判斷題（每題1分，共10分，正確寫“T”，錯(cuò)誤寫“F”）21.正態(tài)分布的偏度系數(shù)為0，峰度系數(shù)為3。答案：T解析：正態(tài)峰度為3，超額峰度為0。22.在Logistic回歸中，自變量為單位轉(zhuǎn)換后OR值不變。答案：F解析：OR與單位有關(guān)，如血壓每1mmHg與每10mmHgOR不同。23.生存分析中，若所有觀察對象均發(fā)生結(jié)局事件，則無需考慮刪失。答案：T解析：無刪失數(shù)據(jù)，可用傳統(tǒng)方法。24.兩獨(dú)立樣本均數(shù)比較，若n1=n2=10，數(shù)據(jù)嚴(yán)重偏態(tài)，仍優(yōu)先用t檢驗(yàn)。答案：F解析：小樣本偏態(tài)應(yīng)選非參數(shù)。25.隨機(jī)效應(yīng)Meta分析中，合并效應(yīng)量置信區(qū)間通常寬于固定效應(yīng)。答案：T解析：隨機(jī)效應(yīng)考慮異質(zhì)性，區(qū)間更寬。26.在多重線性回歸中，調(diào)整R2可能小于0。答案：F解析：調(diào)整R2≤1，但不可能負(fù)。27.對數(shù)秩檢驗(yàn)屬于參數(shù)檢驗(yàn)。答案：F解析：其非參數(shù)，不指定生存分布。28.臨床試驗(yàn)采用雙盲主要降低選擇偏倚。答案：F解析：雙盲降低信息/測量偏倚，選擇偏倚靠隨機(jī)化。29.若兩變量Pearsonr=0，說明兩者無關(guān)聯(lián)。答案：F解析：僅無線性關(guān)聯(lián)，可能存在非線性。30.在交叉設(shè)計(jì)中，洗脫期主要防止延滯效應(yīng)。答案：T解析：洗脫期避免前一階段處理影響后一階段。四、簡答題（每題8分，共24分）31.某研究測得12名志愿者吸入支氣管擴(kuò)張劑前后FEV1（L）如下：前：2.12.32.52.22.42.02.62.32.22.42.12.3后：2.42.52.72.52.62.32.82.62.52.72.42.5（1）給出分析思路；（2）計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量并給出結(jié)論（α=0.05）。答案：（1）資料為配對設(shè)計(jì)，差值經(jīng)Shapiro-Wilk檢驗(yàn)W=0.961，P=0.78，滿足正態(tài)，采用配對t檢驗(yàn)。（2）計(jì)算差值d：0.30.20.20.30.20.30.20.30.30.30.30.2d?=0.258，Sd=0.052，t=(0.258-0)/(0.052/√12)=17.2，ν=11，查表t0.05/2,11=2.201，|t|>2.201，P<0.001，拒絕H0，認(rèn)為擴(kuò)張劑顯著提高FEV1。32.解釋“置信區(qū)間”與“參考值范圍”的區(qū)別，并舉例說明。答案：置信區(qū)間用于估計(jì)總體參數(shù)，如μ的95%CI為(116.2,118.6)mmHg，表示用同樣方法重復(fù)100次，約95次區(qū)間包含真均數(shù)；參考值范圍用于個(gè)體判斷，如成年男性收縮壓95%參考范圍為90～139mmHg，表示健康個(gè)體95%落在此區(qū)間。二者含義、計(jì)算公式的標(biāo)準(zhǔn)誤與標(biāo)準(zhǔn)差不同，不可混淆。33.簡述Cox回歸中比例風(fēng)險(xiǎn)假設(shè)的含義、檢驗(yàn)方法及違反時(shí)的處理策略。答案：含義：任兩個(gè)個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)比HR不隨時(shí)間變化。檢驗(yàn)：①Schoenfeld殘圖；②Grambsch-Therneau檢驗(yàn)P>0.05表示滿足。違反策略：①加入時(shí)間與協(xié)變量交互項(xiàng)（時(shí)依Cox）；②分層Cox按類別分層；③分段指數(shù)模型；④加速失效時(shí)間模型。五、計(jì)算與分析題（共21分）34.為評價(jià)新化驗(yàn)室試劑（A）與標(biāo)準(zhǔn)試劑（B）檢測CRP的一致性，隨機(jī)抽取15份血清，同時(shí)測定結(jié)果（mg/L）如下：A：3.24.15.06.37.88.59.110.211.012.413.815.116.017.519.2B：3.04.05.26.07.58.79.310.011.212.013.515.316.217.018.8（1）繪制散點(diǎn)圖并初步判斷線性趨勢；（2）計(jì)算Pearson相關(guān)系數(shù)；（3）進(jìn)行Bland-Altman一致性分析，計(jì)算95%一致性界限，并給出結(jié)論。答案：（1）散點(diǎn)呈直線趨勢，隨A增加B同步增加。（2）計(jì)算得：ΣA=157.1，ΣB=155.7，ΣAB=1893.3，ΣA2=2063.5，ΣB2=2023.5，n=15，r=(1893.3-157.1×155.7/15)/√[(2063.5-157.12/15)(2023.5-155.72/15)]=0.996，提示高度相關(guān)。（3）差值d=A-B：0.20.1-0.20.30.3-0.2-0.20.2-0.20.40.3-0.2-0.20.50.4d?=0.113，Sd=0.289，95%一致性界限：d?±1.96Sd=(-0.45,0.68)mg/L。15點(diǎn)中0點(diǎn)超界，比例0%，且界限臨床可接受（CRP<1mg/L誤差），認(rèn)為兩試劑具有良好一致性。六、綜合應(yīng)用題（共30分）35.某醫(yī)院欲研究年齡、性別、BMI、吸煙、飲酒對2型糖尿病發(fā)病的影響，收集2015年1月～2016年12月體檢人群5000人，隨訪至2023年12月，共發(fā)生糖尿病事件420例。數(shù)據(jù)已整理為“time=隨訪人年，status=是否發(fā)?。?=發(fā)病，0=刪失）”。（1）寫出構(gòu)建多因素Cox回歸模型的步驟及R代碼框架；（2）若結(jié)果中BMI每增加1kg/m2，HR=1.08（1.05～1.11），吸煙（1=是）HR=1.65（1.30～2.10），請解釋結(jié)果并給出公共衛(wèi)生建議；（3）若模型全局ScoretestP<0.001，但BMI的Schoenfeld檢驗(yàn)P=0.02，應(yīng)如何處理？給出具體方案及代碼。答案：（1）步驟：①數(shù)據(jù)導(dǎo)入與清理；②創(chuàng)建生存對象Surv(time,status)；③檢查比例風(fēng)險(xiǎn)；④逐步回歸或LASSO篩選變量；⑤建立多因素Cox模型；⑥評價(jià)模型與報(bào)告。R代碼：```rlibrary(survival)df<read.csv("diabetes.csv")fit0<coxph(Surv(time,status)~age+sex+BMI+smoke+alcohol,data=df)summary(fit0)```（2）BMI每增1單位，糖尿病風(fēng)險(xiǎn)增8%，且關(guān)聯(lián)顯著；吸煙者風(fēng)險(xiǎn)升65%。建議：控制體重，BMI盡量<24；推廣戒煙干預(yù)，降低人群發(fā)病。（3）比例風(fēng)險(xiǎn)假設(shè)可疑，需加入時(shí)依交互項(xiàng)：```rfit1<coxph(Surv(time,status)~age+sex+smoke+alcohol+BMI+tt(BMI),data=df,tt=function(x,t,...)x*log(t))anova(fit0,fit1)#比較```若顯著，報(bào)告時(shí)依HR：HR(t)=exp(β1+β2*log(t))，并繪制時(shí)間-varying系數(shù)圖，解釋BMI效應(yīng)隨時(shí)間減弱或增強(qiáng)。七、設(shè)計(jì)題（共20分）36.請為“評價(jià)微信小程序干預(yù)對大學(xué)生失眠的療效”設(shè)計(jì)一項(xiàng)隨機(jī)對照試驗(yàn)，要求：（1）研究對象與納入排除標(biāo)準(zhǔn)；（2）分組與隨機(jī)化方法；（3）主要結(jié)局指標(biāo)及測量工具；（4）樣本量估算（給出公式與參數(shù)假設(shè)）；（5）統(tǒng)計(jì)分析計(jì)劃；（6）潛在偏倚及控制措施。答案：（1）對象：18-25歲本科住校生，PSQI>7，智能手機(jī)使用熟練；排除嚴(yán)重軀體或精神疾患、正接受心理/藥物治療失眠者。（2）分層區(qū)組隨機(jī)：按性別、年級分層，區(qū)組長度4，計(jì)算機(jī)生成隨機(jī)序列，由獨(dú)立人員密封信封。（3）主要結(jié)局：干預(yù)8周后PSQI總分變化（Cronbachα=0.82）；次要：睡眠潛伏期、ISI、actigraphy睡眠效率。（4）預(yù)試驗(yàn)：對照組PSQI降1.2±1.5，干預(yù)組降2.5±1.5，設(shè)Δ=1.3，α=0.05（雙側(cè)），β=0.20，按兩樣本t公式：n=2×[(1.96+0.84)×1.5/1.3]2≈42，考慮20%失訪，每組53，共106例。（5）統(tǒng)計(jì)計(jì)劃：計(jì)量資料用差值正態(tài)檢驗(yàn)后行協(xié)方差（校正基線），計(jì)數(shù)資料χ2；主要效應(yīng)報(bào)告差值及95%CI，PP與ITT同時(shí)展示；次要結(jié)局用Bonferroni校正。（6）偏倚：①選擇偏倚—整群抽樣與嚴(yán)格納排；②信息偏倚—盲法評估員與actigraphy客觀測量；③依從性—小程序后臺記錄使用時(shí)長，<80%視為低依從；④失訪—多重插補(bǔ)；⑤報(bào)告偏倚—注冊ClinicalT，公開協(xié)議。八、軟件輸出解讀題（共10分）37.下表為Stata輸出“l(fā)ogisticdiabetesi.smoke##c.BMI”結(jié)果：|變量|OR|95%CI|P||-------------|------|-------------|-------||smoke|2.10|1.40-3.15|0.001||BMI|1.12|1.08-1.16|<0.001||smoke#c.BMI|0.95|0.91-0.99|0.02|（1）寫出完整回歸方程（logit形式）；（2）解釋交互項(xiàng)的臨床含義；（3）分別計(jì)算吸煙與不吸煙者BMI每增1單位的OR及解釋。答案：（1）logit(P)=β0+ln(2.10)smoke+ln(1.12)BMI+ln(0.95)smokeBMI。（2）交互OR=0.95<1，提示吸煙對BMI與糖尿病的正向關(guān)聯(lián)有削弱作用，即隨BMI升高，吸煙者的額外風(fēng)險(xiǎn)增加幅度低于非吸煙者。（3）非吸煙者：BMI每增1，OR=1.12；吸煙者：OR=1.12×0.95=1.06。表明控制BMI后，吸煙者的肥胖相關(guān)風(fēng)險(xiǎn)上升速度被部分抵消，但仍均>1，公共健康上需同時(shí)控?zé)熍c減重。九、英文摘要翻譯與點(diǎn)評（共10分）38.將下列英文摘要譯成中文并指出其統(tǒng)計(jì)方法是否合理：“Background:Weaimedtoevaluatethee