2026年衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)考試題及答案1.單項(xiàng)選擇題（每題1分，共30分）1.1某市連續(xù)5年報(bào)告肺結(jié)核發(fā)病率分別為45.3/10萬、48.7/10萬、52.1/10萬、49.8/10萬、51.4/10萬，若用移動(dòng)平均法預(yù)測2026年發(fā)病率，窗口寬度取3年，則預(yù)測值為A.49.8/10萬B.50.1/10萬C.51.0/10萬D.51.4/10萬答案：B解析：最近三年發(fā)病率52.1、49.8、51.4，平均=(52.1+49.8+51.4)/3=51.1，四舍五入得50.1/10萬。1.2在橫斷面調(diào)查中，對同一人群間隔兩周重復(fù)測量血壓，兩次收縮壓相關(guān)系數(shù)r=0.78，則其信度可表述為A.78%B.61%C.22%D.39%答案：B解析：信度系數(shù)即r，r2=0.782≈0.61，表示61%的變異來自真實(shí)差異。1.3某研究欲比較三種降糖藥對HbA1c的影響，資料呈正態(tài)且方差齊，應(yīng)首選A.單因素方差分析B.Kruskal-Wallis檢驗(yàn)C.卡方檢驗(yàn)D.配對t檢驗(yàn)答案：A解析：三組正態(tài)、方差齊、連續(xù)變量，用單因素ANOVA。1.4對罕見腫瘤進(jìn)行病例對照研究，最佳對照來源是A.醫(yī)院其他科室患者B.社區(qū)隨機(jī)抽樣C.患者鄰居D.患者同事答案：B解析：社區(qū)隨機(jī)對照可避免入院率偏倚，代表性好。1.5某疫苗效力試驗(yàn)，接種組發(fā)病率2‰，對照組10‰，其保護(hù)率與效果指數(shù)依次為A.80%，5B.20%，0.2C.8%，1.25D.98%，0.1答案：A解析：保護(hù)率=(10-2)/10=80%；效果指數(shù)=10/2=5。1.6在R語言中，將數(shù)值變量age按中位數(shù)拆分為二分類，正確語法是A.age2=ifelse(age>median(age),1,0)B.age2=cut(age,2)C.age2=age>median(age)D.age2=as.factor(age>median(age))答案：A解析：ifelse返回0/1數(shù)值，便于后續(xù)建模。1.7下列哪項(xiàng)不是隨機(jī)對照試驗(yàn)的“黃金標(biāo)準(zhǔn)”特征A.分配隱藏B.盲法C.意向性分析D.巢式病例對照答案：D解析：巢式病例對照屬于觀察性設(shè)計(jì)，非RCT要素。1.8對生存資料進(jìn)行Cox回歸，比例風(fēng)險(xiǎn)假定檢驗(yàn)常用A.Schoenfeld殘差B.Deviance殘差C.Pearson殘差D.Anscombe殘差答案：A解析：Schoenfeld殘差隨時(shí)間變化圖可直觀檢驗(yàn)PH假定。1.9某篩檢試驗(yàn)靈敏度90%，特異度95%，患病率5%，則陽性預(yù)測值約為A.90%B.95%C.49%D.18%答案：C解析：PPV=(0.9×0.05)/(0.9×0.05+0.05×0.95)=0.045/(0.045+0.0475)≈49%。1.10在Meta分析中，若I2=75%，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：D解析：I2>75%為高度異質(zhì)，需隨機(jī)效應(yīng)模型或亞組分析。1.11對有序多分類自變量進(jìn)行趨勢檢驗(yàn)，應(yīng)使用A.Cochran-Armitage檢驗(yàn)B.Mantel-Haenszel檢驗(yàn)C.Fisher精確概率D.McNemar檢驗(yàn)答案：A解析：Cochran-Armitage檢驗(yàn)專用于有序分類趨勢。1.12某縣2025年人口120萬，出生1.2萬，死亡0.8萬，則其人口自然增長率為A.3.3‰B.3.0‰C.3.5‰D.4.0‰答案：A解析：(1.2-0.8)/120×1000=0.4/120×1000≈3.3‰。1.13對兩獨(dú)立樣本均數(shù)比較，樣本量n1=n2=25，方差不齊，應(yīng)選A.合并方差t檢驗(yàn)B.Welcht檢驗(yàn)C.配對t檢驗(yàn)D.符號(hào)秩檢驗(yàn)答案：B解析：Welch校正自由度，適用于方差不齊。1.14在Poisson回歸中，過度離散常用哪項(xiàng)指標(biāo)判斷A.AICB.偏差度/自由度C.偽R2D.-2LogL答案：B解析：偏差度/df≈1為良好，>1提示過度離散。1.15某研究RR=1.5，95%CI0.9-2.4，可認(rèn)為A.有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義B.無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義C.保護(hù)作用D.需增加樣本量再觀察答案：B解析：CI包含1，P>0.05。1.16對2022-2025年流感監(jiān)測周度數(shù)據(jù)建立SARIMA(0,1,1)(0,1,1)?模型，其季節(jié)差分階數(shù)為A.0B.1C.4D.12答案：B解析：括號(hào)內(nèi)第二項(xiàng)為季節(jié)差分階數(shù)，(0,1,1)?中1表示季節(jié)差分一次。1.17在多重插補(bǔ)中，插補(bǔ)次數(shù)m一般建議A.1B.3-5C.20-50D.100答案：B解析：Rubin規(guī)則指出m=3-5即可穩(wěn)定估計(jì)。1.18下列哪項(xiàng)不是造成生態(tài)學(xué)謬誤的原因A.聚合水平不同B.暴露與結(jié)局時(shí)間錯(cuò)位C.未控制混雜D.個(gè)體暴露變異大答案：B解析：時(shí)間錯(cuò)位屬于“時(shí)間偏倚”，非生態(tài)謬誤核心。1.19對同一批患者術(shù)前術(shù)后疼痛VAS評(píng)分差值進(jìn)行檢驗(yàn)，若差值不服從正態(tài)，應(yīng)選A.獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)B.配對t檢驗(yàn)C.Wilcoxon符號(hào)秩D.Mann-WhitneyU答案：C解析：非正態(tài)配對資料用Wilcoxon符號(hào)秩。1.20在Bayes判別分析中，先驗(yàn)概率若采用等概率，則結(jié)果等價(jià)于A.線性判別分析B.二次判別分析C.距離判別D.主成分分析答案：C解析：當(dāng)先驗(yàn)相等，Bayes判別退化為距離判別。1.21某隊(duì)列研究樣本量估算，α=0.05雙側(cè)，β=0.20，預(yù)期暴露組發(fā)病率p1=0.08，對照組p0=0.05，則每組所需人數(shù)約為A.900B.1100C.1300D.1500答案：B解析：使用公式n=[Zα√(2p?q?)+Zβ√(p1q1+p0q0)]2/(p1-p0)2，代入得≈1100。1.22對二分類資料進(jìn)行精確Logistic回歸，當(dāng)樣本量小且存在完全分離時(shí)，最佳策略是A.刪除變量B.Firth懲罰似然C.增加樣本D.合并類別答案：B解析：Firth懲罰可解決分離問題，減少偏倚。1.23在決策樹中，CART算法使用哪項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行劃分A.信息增益B.Gini系數(shù)C.卡方值D.偏差度答案：B解析：CART用Gini不純度。1.24某研究用GEE處理重復(fù)測量二分類資料，工作相關(guān)矩陣選exchangeable，若真實(shí)相關(guān)結(jié)構(gòu)為AR(1)，則A.回歸系數(shù)估計(jì)偏倚B.標(biāo)準(zhǔn)誤估計(jì)偏倚C.系數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)誤均偏倚D.無影響答案：B解析：GEE系數(shù)估計(jì)一致，但標(biāo)準(zhǔn)誤需穩(wěn)健估計(jì)。1.25對衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查復(fù)雜抽樣數(shù)據(jù)，計(jì)算率時(shí)應(yīng)使用A.簡單權(quán)重B.事后分層權(quán)重C.設(shè)計(jì)權(quán)重+事后分層校準(zhǔn)D.無需權(quán)重答案：C解析：復(fù)雜抽樣需設(shè)計(jì)權(quán)重，再校準(zhǔn)人口結(jié)構(gòu)。1.26在R中，將survey設(shè)計(jì)對象svy用于計(jì)算加權(quán)均數(shù)，正確函數(shù)是A.meanB.weighted.meanC.svymeanD.svytable答案：C解析：survey包提供svymean。1.27某研究用ROC分析，AUC=0.92，Youden指數(shù)最大切點(diǎn)對應(yīng)靈敏度85%，特異度90%，則正確說法是A.陽性似然比8.5B.陰性似然比0.17C.陽性似然比9.0D.陰性似然比0.15答案：B解析：+LR=0.85/(1-0.90)=8.5；-LR=(1-0.85)/0.90=0.17。1.28對衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)評(píng)價(jià)，若ICER=35000元/QALY，人均GDP=80000元，則A.明顯具有成本效果B.可能具有成本效果C.不具有成本效果D.需再貼現(xiàn)答案：B解析：ICER<3倍人均GDP，屬于可接受區(qū)間。1.29在系統(tǒng)評(píng)價(jià)中，GRADE證據(jù)質(zhì)量“中等”對應(yīng)A.隨機(jī)對照研究無重要偏倚B.觀察性研究但效應(yīng)很大C.隨機(jī)研究但存在嚴(yán)重不一致D.隨機(jī)研究但精確性不足答案：D解析：GRADE：精確性不足降一級(jí)至中等。1.30對2025年全國傳染病監(jiān)測數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)某病報(bào)告發(fā)病率較2024年升高50%，首要應(yīng)A.立即發(fā)布預(yù)警B.核實(shí)診斷與報(bào)告質(zhì)量C.啟動(dòng)應(yīng)急接種D.關(guān)閉學(xué)校答案：B解析：先排除報(bào)告因素，再判斷真上升。2.多項(xiàng)選擇題（每題2分，共20分）2.1下列哪些指標(biāo)屬于生命質(zhì)量調(diào)整指標(biāo)A.QALYB.DALYC.HALED.PYLLE.YLD答案：ABCE解析：PYLL為潛在壽命損失年，未調(diào)整質(zhì)量。2.2造成病例對照研究中回憶偏倚的控制方法有A.采用醫(yī)院對照B.縮短回憶時(shí)間C.采用客觀記錄D.盲法訪談E.統(tǒng)一培訓(xùn)調(diào)查員答案：BCDE解析：醫(yī)院對照可能引入選擇偏倚，非回憶偏倚。2.3關(guān)于多重共線性，正確的是A.VIF>10需處理B.條件指數(shù)>30提示嚴(yán)重C.可導(dǎo)致系數(shù)符號(hào)反轉(zhuǎn)D.可通過主成分回歸解決E.只影響Logistic回歸答案：ABCD解析：共線性影響所有線性模型。2.4下列屬于非參數(shù)檢驗(yàn)的有A.Kruskal-WallisB.FriedmanC.Wilcoxon秩和D.Log-rankE.Welcht答案：ABCD解析：Welcht仍屬參數(shù)。2.5在衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)學(xué)成本效果分析中，成本應(yīng)包括A.直接醫(yī)療B.直接非醫(yī)療C.間接生產(chǎn)力損失D.無形痛苦E.轉(zhuǎn)移支付答案：ABC解析：無形痛苦屬效用，轉(zhuǎn)移支付不增加資源消耗。2.6對復(fù)雜抽樣數(shù)據(jù)，正確說法A.需指定PSUB.需指定層變量C.需指定權(quán)重D.可用Rsurvey包E.可用SUDAAN答案：ABCDE解析：均正確。2.7下列哪些情況適合用負(fù)二項(xiàng)回歸A.計(jì)數(shù)資料過度離散B.零過多C.暴露時(shí)間不同D.結(jié)局為二分類E.結(jié)局為連續(xù)正態(tài)答案：AC解析：零過多用零膨脹模型，負(fù)二項(xiàng)處理過度離散。2.8關(guān)于系統(tǒng)評(píng)價(jià)注冊，正確A.PROSPERO專用于干預(yù)B.Cochrane需先注冊題目C.注冊可減小發(fā)表偏倚D.注冊后方案不可更改E.注冊免費(fèi)答案：BCE解析：方案可更新，需記錄更改。2.9在R中，處理缺失可用A.miceB.missForestC.AmeliaD.HmiscE.tidyverse答案：ABCD解析：tidyverse為數(shù)據(jù)整理，不插補(bǔ)。2.10下列哪些屬于疾病監(jiān)測評(píng)價(jià)指標(biāo)A.敏感性B.陽性預(yù)測值C.及時(shí)性D.代表性E.簡單性答案：ABCD解析：簡單性為系統(tǒng)特征，非評(píng)價(jià)指標(biāo)。3.判斷題（每題1分，共10分）3.1在生存分析中，若截尾比例>50%，則中位生存期無法估計(jì)。答案：錯(cuò)解析：只要觀察到足夠結(jié)局事件，仍可用Kaplan-Meier估計(jì)。3.2對二分類資料，當(dāng)期望頻數(shù)<5時(shí)，卡方檢驗(yàn)一定不可用。答案：錯(cuò)解析：可用Fisher精確或蒙特卡洛。3.3在Meta分析中，固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)方向相反時(shí)，提示存在小樣本效應(yīng)。答案：對解析：可能發(fā)表偏倚或異質(zhì)性。3.4衛(wèi)生服務(wù)需要等于需求。答案：錯(cuò)解析：需要為流行病學(xué)概念，需求含支付意愿。3.5對正態(tài)分布資料，均數(shù)±1.96SD包含95%個(gè)體值。答案：錯(cuò)解析：為95%參考范圍，非個(gè)體區(qū)間。3.6在Logistic回歸中，OR>1一定表示危險(xiǎn)因素。答案：錯(cuò)解析：需結(jié)合P值與CI。3.7采用Bonferroni校正可降低Ⅰ型錯(cuò)誤，但增加Ⅱ型錯(cuò)誤。答案：對解析：校正后α減小，β增大。3.8對時(shí)間序列數(shù)據(jù)，若ADF檢驗(yàn)p<0.05，則序列平穩(wěn)。答案：對解析：拒絕單位根假設(shè)。3.9在R中，ggplot2與base可互相疊加圖層。答案：錯(cuò)解析：體系不同，不可直接疊加。3.10衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)中，總體參數(shù)是固定未知常數(shù)，樣本統(tǒng)計(jì)量為隨機(jī)變量。答案：對解析：定義正確。4.簡答題（每題10分，共40分）4.1給出隊(duì)列研究中歸因危險(xiǎn)度百分比（AR%）的計(jì)算公式，并解釋其公共衛(wèi)生學(xué)意義。答案：AR%=(Ie-I0)/Ie×100%，其中Ie為暴露組發(fā)病率，I0為非暴露組發(fā)病率。解析：AR%表示暴露組中多大比例疾病可歸因于暴露，若消除暴露，可相應(yīng)減少的發(fā)病比例，直接體現(xiàn)干預(yù)收益，便于公共衛(wèi)生決策優(yōu)先排序。4.2簡述多重插補(bǔ)與單一插補(bǔ)的主要區(qū)別，并指出多重插補(bǔ)的合并估計(jì)公式。答案：單一插補(bǔ)僅插一次，忽略插補(bǔ)不確定性，導(dǎo)致標(biāo)準(zhǔn)誤低估；多重插補(bǔ)通過m次（通常3-5次）插補(bǔ)形成m個(gè)完整數(shù)據(jù)集，分別分析后合并。合并公式：點(diǎn)估計(jì)Q?=1/m∑Q?i；總方差T=W+(1+1/m)B，其中W為組內(nèi)方差均值，B為組間方差。4.3說明在生存分析中，加速失效時(shí)間模型（AFT）與Cox比例風(fēng)險(xiǎn)模型的基本區(qū)別，并給出AFT模型對數(shù)正態(tài)形式。答案：Cox模型估計(jì)風(fēng)險(xiǎn)比，不假設(shè)基準(zhǔn)風(fēng)險(xiǎn)分布；AFT模型直接對生存時(shí)間建模，假設(shè)協(xié)變量加速或減速時(shí)間進(jìn)程。對數(shù)正態(tài)AFT：lnT=β0+β1x1+…+βkxk+σW，W為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)誤差，exp(β)表示時(shí)間比。4.4給出計(jì)算傷殘調(diào)整壽命年（DALY）的公式，并指出2021年全球疾病負(fù)擔(dān)研究對貼現(xiàn)率和年齡權(quán)重的新規(guī)定。答案：DALY=YLL+YLD；YLL=∑(L×w)，L為年齡死亡損失年，w為年齡權(quán)重；YLD=∑(I×DW×L)，I為發(fā)病人數(shù)，DW為傷殘權(quán)重。2021版GBD取消貼現(xiàn)率3%和年齡權(quán)重，采用0貼現(xiàn)、無年齡權(quán)重，以體現(xiàn)健康平等。5.計(jì)算與分析題（共50分）5.1某醫(yī)院2025年開展新術(shù)式治療肝癌，術(shù)后隨訪資料如下（單位：月）：生存時(shí)間：356+810+1215+1822+24其中“+”為截尾。（1）用Kaplan-Meier法計(jì)算12月生存率及其Greenwood標(biāo)準(zhǔn)誤。（2）若采用指數(shù)分布擬合，求平均生存時(shí)間及95%CI。（3）比較兩種方法估計(jì)的12月生存率差異是否顯著。答案：（1）按KM法：t=0,n=10;t=3,d=1,n=10,S=0.9;t=5,d=1,n=9,S=0.8;t=6,censored,n=8;t=8,d=1,n=7,S=0.686;t=10,censored,n=6;t=12,d=1,n=5,S=0.549;Greenwood方差=0.5492×[1/(10×9)+1/(9×8)+1/(7×6)+1/(5×4)]=0.030，標(biāo)準(zhǔn)誤=0.173。（2）指數(shù)分布：總隨訪時(shí)間=3+5+6+8+10+12+15+18+22+24=123月，死亡4例，λ=4/123=0.0325/月，平均生存時(shí)間=1/λ=30.8月，95%CI：30.8±1.96×30.8/√4=[0.6,61.0]。（3）指數(shù)模型S(12)=exp(-0.0325×12)=0.677，KM估計(jì)0.549，差異=0.128，Z=0.128/√(0.1732+0.0672)=0.70，P>0.05，不顯著。5.2為評(píng)價(jià)新降壓藥對收縮壓（SBP）的療效，將60名高血壓患者隨機(jī)均分兩組，基線與4周后SBP如下（mmHg）：安慰劑組：基線148±12，4周后142±10，差值6±5藥物組：基線149±11，4周后130±9，差值19±6（1）給出差值均數(shù)±SD，計(jì)算兩組差值之差的95%CI。（2）若將差值視為非正態(tài)，用非參數(shù)法給出中位數(shù)差值的95%CI。（3）計(jì)算需治療人數(shù)（NNT）及其95%CI，定義有效為SBP下降≥10mmHg。答案：（1）差值之差=19-6=13mmHg，合并SE=√[(52+62)/30]=1.42，95%CI=13±1.96×1.42=[10.2,15.8]。（2）Wilcoxon秩和：中位數(shù)差值13，bootstrap2000次得95%CI=[10,16]。（3）藥物組有效比例=28/30=0.93，安慰劑組=10/30=0.33，RD=0.60，NNT=1/0.60=1.67，95%CI=[1.3,2.3]。5.3某縣2025年1-12月報(bào)告手足口病周發(fā)病例數(shù)如下（周次1-52）：用R建立SARIMA模型，給出建模關(guān)鍵代碼及結(jié)果解釋。答案：```rlibrary(forecast)ts<-ts(hfmd,start=c(2025,1),frequency=52)fit<-auto.arima(ts,D=1,d=1,max.p=2,max.q=2,max.P=2,max.Q=2,stepwise=FALSE,approximation=FALSE)fit輸出：ARIMA(1,1,1)(0