醫(yī)學統(tǒng)計學試題及答案完整版1.（單選）某研究欲比較兩種降壓藥的療效，將180例高血壓患者隨機分為A、B兩組，各90例。治療8周后，A組平均收縮壓下降14.5mmHg，標準差6.8mmHg；B組平均下降11.2mmHg，標準差7.1mmHg。若資料近似正態(tài)且方差齊性，檢驗兩藥療效差異應首選A.配對t檢驗?B.兩獨立樣本t檢驗?C.單因素方差分析?D.非參數(shù)秩和檢驗答案：B解析：兩組完全隨機設計、結(jié)局為連續(xù)變量、滿足正態(tài)及方差齊性，獨立樣本t檢驗效能最高；配對t檢驗用于自身前后對照；單因素方差分析用于三組及以上；非參數(shù)檢驗僅在參數(shù)條件不滿足時采用。2.（單選）上述題中，若經(jīng)Levene檢驗F=0.18、P=0.67，則下一步應報告A.t值與未校正自由度?B.t值與Satterthwaite校正自由度?C.方差分析表?D.Mann-WhitneyU答案：A解析：Levene檢驗P>0.10，提示方差齊性，無需校正自由度，直接采用合并方差t檢驗。3.（單選）若將降壓幅度劃分為“有效”（≥10mmHg）與“無效”（<10mmHg），則資料類型轉(zhuǎn)為A.連續(xù)型?B.有序分類?C.二分類?D.計數(shù)資料答案：C解析：人為二分類，結(jié)局為“是/否”有效，屬二分類變量。4.（單選）對題3的二分類結(jié)局，比較兩組有效率，應首選A.卡方檢驗?B.Fisher精確概率法?C.兩樣本t檢驗?D.配對卡方答案：A解析：兩組獨立、二分類，總例數(shù)180>40，期望頻數(shù)均>5，Pearson卡方檢驗即可；Fisher法用于期望頻數(shù)<5；t檢驗用于連續(xù)變量；配對卡方用于配對設計。5.（單選）若A組有效人數(shù)為63例，B組為48例，則卡方檢驗的χ2值約為A.4.55?B.5.23?C.6.10?D.7.04答案：A解析：列四格表：A組有效63、無效27；B組有效48、無效42。χ2=(180×|63×42?27×48|2)/(90×90×111×69)=4.55。6.（單選）接上題，χ2=4.55對應的P值范圍A.0.010<P<0.025?B.0.025<P<0.050?C.0.050<P<0.100?D.P>0.100答案：B解析：df=1，χ2=4.55介于3.84與5.02之間，故0.025<P<0.050。7.（單選）若研究者欲觀察降壓幅度是否隨年齡增加而線性變化，應采用的統(tǒng)計圖是A.箱式圖?B.直方圖?C.散點圖?D.誤差條形圖答案：C解析：兩連續(xù)變量線性趨勢，散點圖最直觀；箱式圖展示分布；直方圖展示單變量頻率；誤差條形圖用于均數(shù)±標準誤。8.（單選）為描述某指標95%的參考值范圍，應計算A.均數(shù)±1.96標準誤?B.均數(shù)±1.96標準差?C.均數(shù)±t0.05,ν標準誤?D.中位數(shù)±2.5百分位數(shù)答案：B解析：參考值范圍針對個體值，用標準差；標準誤用于均數(shù)置信區(qū)間。9.（單選）某實驗室建立新檢測方法，對同一份標本重復測定10次，結(jié)果（單位mg/L）為：5.1,4.9,5.0,5.2,5.1,4.8,5.0,5.3,5.1,4.9。其變異系數(shù)約為A.2.1%?B.2.7%?C.3.0%?D.3.4%答案：B解析：均數(shù)=5.04，標準差=0.136，CV=0.136/5.04×100%=2.7%。10.（單選）若該實驗室欲評價新方法與金標準的一致性，應首選A.Pearson相關(guān)?B.配對t檢驗?C.Bland-Altman圖?D.線性回歸答案：C解析：Pearson相關(guān)僅測線性關(guān)系，不反映一致；配對t檢驗僅測系統(tǒng)誤差；Bland-Altman可綜合評估系統(tǒng)誤差與隨機誤差，為一致性金標準。11.（單選）某腫瘤標志物呈偏態(tài)分布，欲比較兩組中位數(shù)，應首選A.兩樣本t檢驗?B.Mann-WhitneyU檢驗?C.卡方檢驗?D.方差分析答案：B解析：偏態(tài)+兩組獨立，非參數(shù)Mann-WhitneyU檢驗。12.（單選）若樣本量n=16，總體標準差未知，估計均數(shù)95%置信區(qū)間應查A.z界值?B.t界值，df=15?C.t界值，df=16?D.χ2界值答案：B解析：σ未知且n<30，用t分布，df=n?1=15。13.（單選）在多重線性回歸中，若某自變量方差膨脹因子VIF=8.5，則提示A.無多重共線性?B.輕度共線性?C.中度共線性?D.嚴重共線性答案：C解析：VIF>10為嚴重，5–10為中度，<5可接受。14.（單選）Logistic回歸中，OR的95%CI為1.03–2.15，則可認為A.肯定存在關(guān)聯(lián)?B.可能有關(guān)聯(lián)?C.無關(guān)聯(lián)?D.需看P值答案：B解析：CI不包含1，P<0.05，可認為可能有關(guān)聯(lián)；但“肯定”過于絕對。15.（單選）Cox回歸比例風險假設不滿足時，可采取A.直接解釋HR?B.引入時間依賴協(xié)變量?C.改用Logistic回歸?D.改用t檢驗答案：B解析：比例風險不滿足，可構(gòu)造時間與協(xié)變量交互項，即時間依賴協(xié)變量。16.（單選）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%為中度，>75%為高度。17.（單選）若隨機效應模型與固定效應模型合并效應相差較大，首要考慮A.發(fā)表偏倚?B.異質(zhì)性來源?C.計算錯誤?D.樣本量小答案：B解析：兩模型結(jié)果差異大，提示研究間異質(zhì)性明顯，應探索異質(zhì)性來源。18.（單選）對診斷試驗評價，若金標準不完美，可采取A.靈敏度單獨報告?B.特異度單獨報告?C.latentclass模型?D.直接放棄答案：C解析：無完美金標準，可用潛類別模型估計真實靈敏度與特異度。19.（單選）ROC曲線下面積AUC=0.72，提示診斷價值A.較低?B.中等?C.較高?D.完美答案：B解析：AUC0.7–0.8為中等，0.8–0.9良好，>0.9優(yōu)秀。20.（單選）若樣本量固定，降低Ⅱ型錯誤概率的最佳途徑是A.提高α?B.降低α?C.增加效應量?D.減少測量誤差答案：A解析：提高α可直接降低β，但增加Ⅰ型錯誤；增加效應量不現(xiàn)實；減少測量誤差可提高效能，但不如提高α直接。21.（單選）在交叉設計中，處理效應檢驗的前提為A.無順序效應?B.無階段效應?C.無交互效應?D.以上均是答案：D解析：交叉設計需滿足無階段效應、順序效應及處理×階段交互，否則結(jié)果偏倚。22.（單選）對計數(shù)資料進行趨勢卡方檢驗，需滿足A.有序分類?B.二分類?C.正態(tài)分布?D.方差齊性答案：A解析：趨勢檢驗用于有序分類自變量與二分類結(jié)局。23.（單選）若兩變量Pearsonr=0.85，P<0.001，則可認為A.因果關(guān)系密切?B.存在線性相關(guān)?C.一定存在混雜?D.可替代答案：B解析：相關(guān)僅提示線性關(guān)系，不暗示因果。24.（單選）在臨床試驗中，采用區(qū)組隨機化的主要目的是A.增加樣本量?B.減少選擇偏倚?C.提高依從性?D.降低失訪答案：B解析：區(qū)組隨機化保證組間人數(shù)平衡，減少研究者預測，降低選擇偏倚。25.（單選）對生存數(shù)據(jù)，若出現(xiàn)大量刪失，且刪失非隨機，則A.可忽略?B.采用Kaplan-Meier即可?C.需敏感性分析?D.改用t檢驗答案：C解析：非隨機刪失導致偏倚，需多重插補或逆概率加權(quán)等敏感性分析。26.（單選）在統(tǒng)計推斷中，P值表示A.H0成立概率?B.數(shù)據(jù)或更極端出現(xiàn)的概率，假定H0真?C.Ⅰ型錯誤概率?D.效應大小答案：B解析：P值為在H0真時，獲得當前或更極端數(shù)據(jù)的概率。27.（單選）若置信區(qū)間不含零，但P=0.06，則A.結(jié)果矛盾?B.可能α取0.05?C.計算錯誤?D.樣本量小答案：B解析：P>0.05，但區(qū)間可能剛好跨越0，需看有效數(shù)字；此處P=0.06與區(qū)間一致，α=0.05時無統(tǒng)計學意義。28.（單選）對重復測量資料，若球性檢驗P<0.05，應A.直接用重復測量方差分析?B.校正自由度?C.改用t檢驗?D.放棄答案：B解析：球性不滿足，采用Greenhouse-Geisser或Huynh-Feldt校正。29.（單選）在Poisson回歸中，過度離散表現(xiàn)為A.殘差偏差/自由度≈1?B.遠大于1?C.遠小于1?D.等于0答案：B解析：過度離散時離散參數(shù)>1，需負二項回歸。30.（單選）對匹配病例對照研究，分析時應采用A.普通Logistic回歸?B.條件Logistic回歸?C.線性回歸?D.卡方答案：B解析：匹配設計需控制匹配因素，采用條件Logistic回歸。31.（多選）下列哪些屬于生存數(shù)據(jù)特點A.含結(jié)局事件?B.含時間信息?C.可存在刪失?D.必為正態(tài)答案：A,B,C解析：生存數(shù)據(jù)需時間+事件，允許刪失，分布常偏態(tài)。32.（多選）關(guān)于樣本量估算，正確的有A.與效應量成反比?B.與α成正比?C.與功效成正比?D.與標準差成正比答案：A,C,D解析：效應量越大，所需n越?。沪猎酱?，n越??；功效越高，n越大；變異越大，n越大。33.（多選）多重比較校正方法包括A.Bonferroni?B.Holm?C.Tukey?D.SNK答案：A,B,C,D解析：均為常用校正或多重比較方法。34.（多選）下列屬于非參數(shù)檢驗的有A.Kruskal-Wallis?B.Wilcoxon符號秩?C.Friedman?D.卡方答案：A,B,C解析：卡方用于分類資料，非連續(xù)變量非參數(shù)。35.（多選）在診斷試驗中，影響陽性預測值的因素有A.靈敏度?B.特異度?C.患病率?D.樣本量答案：A,B,C解析：PPV與Se、Sp、患病率均相關(guān)，與樣本量無直接關(guān)系。36.（計算題）某研究測得12名糖尿病患者空腹血糖（mmol/L）：7.8,8.1,7.5,8.4,7.9,8.0,8.2,7.7,8.5,8.3,7.6,8.1。已知一般人群均值為6.1mmol/L，問糖尿病患者血糖是否升高？（α=0.05）答案：H0：μ=6.1，H1：μ>6.1均數(shù)=8.01，標準差=0.307，標準誤=0.307/√12=0.0886t=(8.01?6.1)/0.0886=21.56，df=11查t界值表單側(cè)t0.05,11=1.796，21.56>1.796，P<0.0005結(jié)論：拒絕H0，糖尿病患者空腹血糖顯著高于一般人群。37.（計算題）為評價某試劑盒，對150例疑似樣本檢測，結(jié)果如下：金標準+?金標準?試劑盒+??92???15試劑盒????8???35求靈敏度、特異度、陽性預測值、陰性預測值、Youden指數(shù)。答案：靈敏度=92/(92+8)=92.0%特異度=35/(15+35)=70.0%PPV=92/(92+15)=86.0%NPV=35/(8+35)=81.4%Youden指數(shù)=0.92+0.70?1=0.6238.（計算題）某隨機對照試驗，試驗組死亡率12/120，對照組24/120，求RR、AR、NNT及其95%CI。答案：RR=(12/120)/(24/120)=0.50AR=0.10?0.20=?0.10NNT=1/0.10=10lnRR的SE=√[(1/12?1/120)+(1/24?1/120)]=0.30695%CI:ln0.50±1.96×0.306=(?1.40,?0.20)RR95%CI:e^(?1.40)–e^(?0.20)=0.25–0.82NNT95%CI:1/(1?0.82)–1/(1?0.25)=5.6–40.039.（計算題）對8例受試者，測得ALT（U/L）基線與12周后的差值：8,5,12,?3,6,9,4,7。試檢驗ALT是否顯著變化（α=0.05）。答案：H0：差值總體均數(shù)=0均數(shù)=6.0，標準差=4.34，標準誤=4.34/√8=1.53t=6.0/1.53=3.92，df=7，雙側(cè)t0.025,7=2.3653.92>2.365，P<0.01，拒絕H0，ALT顯著升高。40.（計算題）某研究得HR=1.45，95%CI1.10–1.92，求其標準誤。答案：SE=(ln1.92?ln1.10)/(2×1.96)=0.13541.（簡答）簡述混雜因素識別的三個標準，并舉例說明。答案：(1)與暴露相關(guān)：如吸煙與咖啡消費相關(guān)；(2)與結(jié)局獨立相關(guān)：吸煙是肺癌獨立危險因素；(3)不是暴露與結(jié)局的中間路徑：吸煙非咖啡致肺癌的中間變量。滿足三條件即為混雜，需控制。42.（簡答）說明為什么相關(guān)系數(shù)r不能用于評價一致性，并給出替代方法。答案：r僅測線性關(guān)系，對系統(tǒng)偏移不敏感，如Y=X+5可r=1但完全不一致。替代：Bland-Altman圖，計算95%一致性界限，或組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC。43.（簡答）解釋“P>0.05”與“無差異”之間的區(qū)別。答案：P>0.05僅提示在α=0.05水平未拒絕H0，可能因樣本量不足；不能證明H0真，需結(jié)合效應量與置信區(qū)間。44.（簡答）列舉三種處理缺失數(shù)據(jù)的方法并比較其優(yōu)劣。答案：(1)完整案例分析：簡單但可能偏倚；(2)末次結(jié)轉(zhuǎn)：易操作，高估療效；(3)多重插補：利用變量關(guān)系，減少偏倚，但需模型正確。45.（綜合）某新藥Ⅲ期臨床試驗，計劃檢測其降低MACE相對風險20%，對照事件率15%，α=0.05雙側(cè)，功效80%，按1:1隨機，需多少樣本？若改用1:2分配，樣本量如何變化？答案：P1=0.15，P2=0.12，平均P=0.135n=[Zα/2√(2P(1?P))+Zβ√(P1(1?P1)+P2(1?P2))]2/(P1?P2)2Z0.025=1.96，Z0.20=0.84n≈(1.96√0.233+0.84√0.235)2/0.032=0.962/0.0009=1026每組，總20521:2分配：試驗組權(quán)重提高，合并方差減小，經(jīng)計算n對照=771，n新藥=1542，總2313，增加約12%。46.（綜合）某醫(yī)院回顧性分析2015–2020年肺癌手術(shù)患者，共收集860例，欲建立術(shù)后30天死亡風險預測模型。變量含年齡、性別、FEV1%、病理類型、手術(shù)方式、術(shù)前白蛋白等。請給出分析步驟、模型選擇、驗證策略及報告要點。答案：步驟：(1)數(shù)據(jù)清洗：缺失值<5%用多重插補，>5%探索機制；(2)單因素：t/χ2/Mann-Whitney篩選P<0.10；(3)共線性：VIF>5剔除；(4)模型：因死亡率為5.3%，用Logistic回歸；(5)變量選擇：LASSO+臨床強制納入；(6)內(nèi)部驗證：Bootstrap1000次，計算C-index與校準斜率；(7)外部驗證：另中心200例；(8)報告：TRIPOD清單，給出模型公式、ROC、DCA、校準圖、網(wǎng)頁計算器。47.（綜合）一項巢式病例對照研究，基于50萬人群隊列，隨訪10年，識別新發(fā)結(jié)直腸癌2400例，按年齡性別1:5匹配，取12000例對照。欲探討飲食炎癥指數(shù)（EII）與癌風險關(guān)系，已測EII呈偏態(tài)。請寫出分析方案。答案：(1)描述：病例與對照基線，Wilcoxon比較EII；(2)趨勢：將EII四分位，條件Logistic回歸計算