2026年流行病學(xué)與生物統(tǒng)計學(xué)試題及答案1.（單選）2026年1—3月，某沿海城市監(jiān)測到O139群霍亂弧菌引起的腹瀉暴發(fā)。若欲用“病例—對照”設(shè)計快速估算食用生貝類的歸因危險度百分比（ARP），下列哪一項信息可最直接代入公式計算？A.生貝類暴露組罹患率B.對照組中生貝類暴露比例C.病例組中生貝類暴露比例D.生貝類暴露的OR值答案：D解析：ARP=(OR?1)/OR×100%，只要獲得調(diào)整后的OR即可直接算出歸因比例，無需再知道兩組暴露率或罹患率。2.（單選）在評估某新型HPV疫苗長期保護效果時，研究者采用“免疫橋接”策略，將16—26歲女性的免疫原性抗體滴度GMT作為替代終點。下列關(guān)于替代終點的說法，哪一條符合FDA2025年發(fā)布的《傳染病疫苗替代終點指南》？A.替代終點必須與臨床終點呈指數(shù)函數(shù)關(guān)系B.替代終點需通過統(tǒng)計模型證明其解釋≥80%疫苗對臨床終點的保護效應(yīng)C.替代終點只需在Ⅱ期試驗中達到非劣效即可D.替代終點不可用于跨年齡組外推答案：B解析：指南要求替代終點應(yīng)解釋大部分臨床保護效應(yīng)，常用“保護效應(yīng)解釋比例”≥80%作為閾值。3.（單選）某隊列研究探討PM2.5長期暴露與糖化血紅蛋白（HbA1c）升高關(guān)系，采用Landmark分析規(guī)避逆因果。若Landmark時點設(shè)為入組后第24個月，則下列哪類對象仍可能被納入分析？A.入組后第6個月因肺癌死亡者B.第18個月失訪者C.第30個月診斷糖尿病者D.第24個月仍存活且未失訪者答案：D解析：Landmark分析只在設(shè)定時點統(tǒng)計存活未失訪人群，刪除該時點前死亡或失訪者，以消除“疾病導(dǎo)致暴露改變”的逆因果。4.（單選）2026年WHO發(fā)布結(jié)核潛伏感染（LTBI）新定義，強調(diào)“持續(xù)免疫應(yīng)答證據(jù)”。下列哪項檢測策略可兼顧高敏感性與高特異性，且適合HIV高負擔地區(qū)？A.連續(xù)兩次TST≥10mmB.QFT-GIT陽性且TST≥5mmC.QFT-GIT陽性聯(lián)合CXR無活動結(jié)核D.C-TST（重組結(jié)核抗原皮膚試驗）陽性答案：D解析：C-TST采用ESAT-6/CFP-10重組蛋白，不受卡介苗干擾，HIV陽性人群中敏感性與QFT相當，但操作簡便、成本更低。5.（單選）某隨機對照試驗比較兩種抗病毒藥物治療流感，主要終點為“癥狀緩解時間”（TTAS）。若計劃采用Fine-Gray競爭風(fēng)險模型處理“住院”這一競爭事件，下列哪項陳述正確？A.住院事件應(yīng)作為刪失處理B.模型假設(shè)住院與癥狀緩解獨立C.子分布風(fēng)險比（SHR）<1提示藥物延長TTASD.需對住院事件進行加權(quán)補償答案：C解析：SHR<1表示藥物組在存在住院競爭下仍更快達到癥狀緩解；住院不應(yīng)刪失，模型已將其納入競爭風(fēng)險。6.（單選）在監(jiān)測諾如病毒暴發(fā)時，常用Kaplan-Meier曲線描述“暴露—發(fā)病”潛伏期。若出現(xiàn)大量“同日暴露、次日發(fā)病”病例，曲線將呈現(xiàn)：A.早期陡峭下降B.中期平臺C.長尾拖尾D.無法估計答案：A解析：短潛伏期病例集中導(dǎo)致早期事件數(shù)多，KM曲線在起始時間段陡降。7.（單選）某研究采用“分布式滯后非線性模型”（DLNM）評估極端高溫對每日腦卒中死亡的影響。若最大滯后設(shè)定為14天，且采用二次B樣條，則模型自由度（df）為：A.3B.4C.5D.6答案：C解析：二次B樣條節(jié)點數(shù)=3（含邊界），滯后維度自由度=節(jié)點數(shù)+1=4，交叉基還需加1，共5df。8.（單選）2026年，中國CDC啟用“全國電子病歷直報”系統(tǒng)，要求二級以上醫(yī)院在診斷后2小時內(nèi)上傳法定傳染病。若評價該系統(tǒng)對麻疹監(jiān)測敏感性，應(yīng)采用哪項指標？A.陽性預(yù)測值B.病例發(fā)現(xiàn)率C.報告及時率D.系統(tǒng)可用性答案：B解析：病例發(fā)現(xiàn)率=監(jiān)測發(fā)現(xiàn)病例/實際發(fā)生病例，可直接衡量敏感性。9.（單選）在貝葉斯疫苗效力（VE）分析中，若采用Beta(1,1)先驗，且觀察到疫苗組0例感染、對照組10例，則VE的后驗中位數(shù)約為：A.75%B.85%C.95%D.100%答案：C解析：Beta(1,1)后驗為Beta(1,11)，VE=1?(θv/θc)，θv后驗集中在0，θc后驗均值為1/12，VE中位數(shù)≈1?0.05=0.95。10.（單選）某多中心臨床試驗采用“整群隨機化”以社區(qū)為單位分配干預(yù)，若忽略組內(nèi)相關(guān)性（ICC），則I類錯誤會：A.降低B.不變C.升高D.先升后降答案：C解析：ICC>0導(dǎo)致有效樣本量減小，標準誤被低估，檢驗統(tǒng)計量偏大，I類錯誤升高。11.（單選）在“檢測—治療”策略經(jīng)濟學(xué)評價中，若采用Markov模型，下列哪項應(yīng)設(shè)為“吸收態(tài)”？A.慢性乙肝免疫耐受期B.慢性乙肝免疫清除期C.乙肝相關(guān)肝硬化D.乙肝相關(guān)死亡答案：D解析：吸收態(tài)指一旦進入無法轉(zhuǎn)出，死亡符合該定義。12.（單選）某研究用“循環(huán)引用”方法校正自報吸煙率，發(fā)現(xiàn)15—24歲男性吸煙率由32%上調(diào)至38%。下列哪項技術(shù)細節(jié)對校正幅度影響最大？A.生物標志物選擇（可替寧≥10ng/ml）B.假陽性率權(quán)重C.假陰性率權(quán)重D.年齡組樣本量答案：C解析：自報吸煙漏報（假陰性）遠高于錯報（假陽性），校正公式中假陰性權(quán)重對最終估計值拉動最大。13.（單選）在“時空掃描統(tǒng)計”中，若設(shè)定最大掃描窗口為50%人口，且采用Poisson模型，則當相對危險度（RR）=1.2時，其蒙特卡洛檢驗的P值：A.隨窗口增大而單調(diào)減小B.隨窗口增大先減后增C.與窗口大小無關(guān)D.無法計算答案：B解析：窗口過大導(dǎo)致多重比較懲罰增加，P值先因信號增強而下降，后因多重比較校正而回升。14.（單選）某研究用“負二項回歸”分析HIV性伴網(wǎng)絡(luò)度數(shù)，發(fā)現(xiàn)離散參數(shù)θ=0.8。若改用Poisson回歸，則：A.標準誤被高估B.標準誤被低估C.點估計無偏D.置信區(qū)間變寬答案：B解析：θ小表明過度離散，Poisson假設(shè)方差=均值，導(dǎo)致標準誤低估。15.（單選）在“目標最大似然估計”（TMLE）中，若初始估計為SuperLearner，且波動步驟使用邏輯回歸，則下列哪項陳述正確？A.無需交叉驗證B.可獲得雙重穩(wěn)健性C.對模型誤設(shè)無保護D.只能用于連續(xù)結(jié)局答案：B解析：TMLE結(jié)合傾向評分與結(jié)局模型，任意一個正確即可得一致估計，具備雙重穩(wěn)健性。16.（單選）某研究用“序列多重分配隨機試驗”（SMART）優(yōu)化阿片類使用障礙（OUD）干預(yù)策略，若第二階段隨機化概率依賴于第一階段應(yīng)答，則估計最優(yōu)動態(tài)治療策略應(yīng)采用：A.傳統(tǒng)Logistic回歸B.邊際結(jié)構(gòu)模型C.Q學(xué)習(xí)D.Cox模型答案：C解析：Q學(xué)習(xí)可處理動態(tài)策略、序貫決策及隨機化概率變化，適合SMART。17.（單選）在“孟德爾隨機化”中，若遺傳變異與暴露間存在“水平多效性”，則：A.因果估計偏倚方向確定B.可用MR-Egger截距檢驗C.加權(quán)中位數(shù)估計一定無偏D.因果估計不受影響答案：B解析：MR-Egger通過截距項檢測并校正水平多效性，截距≠0提示存在。18.（單選）某研究用“深度生存模型”（DeepSurv）預(yù)測肺癌患者無進展生存期，若C-index=0.82，而傳統(tǒng)Cox模型C-index=0.78，則：A.深度模型一定過擬合B.深度模型預(yù)測能力優(yōu)于CoxC.需用交叉驗證或外部驗證D.深度模型可解釋性更好答案：C解析：高維模型易過擬合，必須驗證泛化性能，僅憑訓(xùn)練集C-index不能斷言優(yōu)劣。19.（單選）在“多重插補”中，若結(jié)局變量為二分類且缺失率30%，采用“鏈式方程”插補20次，則合并統(tǒng)計量時，下列哪項需用Rubin規(guī)則？A.點估計B.標準誤C.P值D.以上全部答案：D解析：Rubin規(guī)則適用于點估計、標準誤及隨后計算的P值、置信區(qū)間。20.（單選）某研究用“生態(tài)瞬時評估”（EMA）收集青年人酒精使用數(shù)據(jù)，若采用“時間—變系數(shù)模型”檢驗工作日與周末差異，需處理的主要偏倚是：A.回憶偏倚B.選擇偏倚C.測量誤差D.序列相關(guān)答案：D解析：EMA高頻測量導(dǎo)致同一受試者數(shù)據(jù)自相關(guān)，需用混合效應(yīng)或GEE處理。21.（多選）關(guān)于“分布—因果模型”（g-formula）相對傳統(tǒng)Cox模型優(yōu)勢，下列哪些正確？A.可處理時依混雜B.可估計標準化生存曲線C.對模型誤設(shè)更穩(wěn)健D.可處理競爭風(fēng)險答案：A、B、D解析：g-formula通過蒙特卡洛模擬可估計任意干預(yù)下的生存曲線，兼容時依混雜與競爭風(fēng)險，但對模型誤設(shè)敏感。22.（多選）在“貝葉斯網(wǎng)絡(luò)元分析”（NMA）中，評估模型收斂可查看：A.PSRF（潛在尺度縮減因子）B.ESS（有效樣本量）C.traceplotD.Deviance信息準則答案：A、B、C解析：PSRF<1.05、ESS足夠、trace平穩(wěn)提示收斂；DIC用于模型選擇而非收斂診斷。23.（多選）某研究用“病例—時間—對照”設(shè)計評價短效β受體激動劑與哮喘猝死關(guān)系，需滿足：A.暴露隨時間變化B.病例自身對照C.對照組暴露分布與病例可比D.時間趨勢一致答案：A、B、C、D解析：該設(shè)計結(jié)合自身對照與時間對照，可控制時依混雜與長期趨勢。24.（多選）在“高通量測序”暴發(fā)溯源中，若采用“SNP地址法”，下列哪些因素可影響SNP距離閾值設(shè)定？A.物種突變率B.代時C.測序深度D.暴發(fā)時間窗答案：A、B、C、D解析：突變率與代時決定累積SNP數(shù)；測序深度影響錯誤率；時間窗決定可接受差異。25.（多選）某研究用“移動健康（mHealth）”干預(yù)促進HIV自檢，若采用“階梯式整群隨機試驗”，優(yōu)點包括：A.所有集群最終接受干預(yù)B.可比傳統(tǒng)RCT節(jié)省樣本C.可控制時間趨勢D.分析需考慮滯后效應(yīng)答案：A、C、D解析：階梯設(shè)計確保所有集群受益，可合并時間效應(yīng)，但樣本量未必節(jié)省，分析需滯后項。26.（填空）某隊列研究隨訪10萬人年，新發(fā)糖尿病500例，人群基線年齡標準化糖尿病患病率為8%，則該研究糖尿病發(fā)病密度為______/10萬人年。答案：500解析：發(fā)病密度=新發(fā)病例/隨訪人年×10萬=500/10萬×10萬=500。27.（填空）在“雙重差分”（DID）模型中，若處理組與對照組事前趨勢檢驗P=0.03，則應(yīng)______。答案：拒絕平行趨勢假設(shè)或改用合成控制解析：P<0.05提示平行趨勢不成立，DID估計有偏。28.（填空）若某篩查試驗靈敏度90%，特異度95%，人群患病率1%，則陽性預(yù)測值為______%（保留1位小數(shù)）。答案：15.4解析：PPV=(0.9×0.01)/(0.9×0.01+0.05×0.99)=0.009/(0.009+0.0495)=0.1537≈15.4%。29.（填空）在“機器學(xué)習(xí)+因果推斷”中，若采用“因果森林”估計異質(zhì)性處理效應(yīng)，其分裂準則為______。答案：最大化子節(jié)點間處理效應(yīng)差異或Honestsplitting解析：因果森林使用Honest估計，分裂準則基于處理效應(yīng)異質(zhì)性。30.（填空）某研究用“間斷時間序列”（ITS）評估控?zé)煑l例，若水平變化系數(shù)=?2.3，P<0.01，則提示條例實施后吸煙率平均下降______個百分點。答案：2.3解析：ITS水平變化即即時效應(yīng)，單位與結(jié)局一致。31.（計算與解析）2026年夏，某高校發(fā)生腺病毒暴發(fā)，調(diào)查數(shù)據(jù)如下：|宿舍類型|暴露人數(shù)|病例數(shù)||普通宿舍|800|64||空調(diào)宿舍|200|30|（1）計算兩種宿舍的罹患率、RR及95%CI；（2）若全校共1000人，空調(diào)宿舍暴露比例為20%，求人群歸因危險度百分比（PARP）；（3）解釋PARP含義。答案與解析：（1）普通宿舍罹患率=64/800=8.0%，空調(diào)宿舍=30/200=15.0%；RR=15.0/8.0=1.88。用Woolf法求lnRR方差：Var=（1?0.15）/30+（1?0.08）/64=0.0283+0.0144=0.0427，SE=0.207，95%CI=exp(ln1.88±1.96×0.207)=1.88×exp(±0.405)=1.25—2.81。（2）PARP=Pe(RR?1)/[1+Pe(RR?1)]，Pe=0.2，RR=1.88，PARP=0.2×0.88/(1+0.2×0.88)=0.176/1.176=15.0%。（3）PARP=15.0%表示若取消空調(diào)宿舍暴露（或采取同等通風(fēng)改造），理論上可減少15.0%的腺病毒病例。32.（計算與解析）某RCT比較兩種降壓藥物對24h動態(tài)收縮壓（SBP）的影響，基線SBP=150mmHg，隨訪6月。藥物A組n=100，均值下降=12mmHg，SD=8；藥物B組n=100，均值下降=8mmHg，SD=9。（1）計算兩組差值及其95%CI；（2）若認為臨床有意義界值為3mmHg，能否認為A優(yōu)效？（3）若采用貝葉斯t檢驗，先驗為N(0,100)，求后驗概率P(Δ>3|data)。答案與解析：（1）差值Δ=12?8=4mmHg，合并SE=√(82/100+92/100)=1.204，95%CI=4±1.96×1.204=1.6—6.4mmHg。（2）CI下限1.6>0，且全部>3，可認為A優(yōu)效。（3）后驗均值=(0/100+4/1.452)/(1/100+1/1.452)=3.96，后驗SD=1/√(1/100+1/1.452)=1.19，P(Δ>3)=1?Φ((3?3.96)/1.19)=Φ(0.81)=0.79，即79%的概率A優(yōu)效超過3mmHg。33.（計算與解析）某市2026年1—6月報告流感樣病例（ILI）曲線呈明顯雙峰，第1峰在第6周，第2峰在第12周。實驗室確診流感陽性率分別為40%與70%。若采用“Serfling回歸”建立基線，剔除歷史流行季數(shù)據(jù)后，擬合得第12周預(yù)期ILI=500，實際報告800。（1）計算第12周超額ILI；（2）若陽性率70%，估計超額流感病例；（3）討論為何第2峰陽性率更高。答案與解析：（1）超額ILI=800?500=300例。（2）超額流感=300×70%=210例。（3）第2峰可能由亞型替換（如H3N2取代H1N1）或?qū)W校復(fù)學(xué)導(dǎo)致青少年易感人群集中，病毒傳播效率提高，陽性率上升。34.（計算與解析）某研究用“擴展Cox模型”處理時依協(xié)變量“吸煙狀態(tài)”，發(fā)現(xiàn)吸煙×?xí)r間交互項系數(shù)β=0.05/月，P<0.01。（1）寫出風(fēng)險函數(shù)；（2）解釋β含義；（3）計算12個月后吸煙者與非吸煙者風(fēng)險比。答案與解析：（1）h(t|X)=h0(t)exp(β1Smoke+β2Smoke×t)。（2）β=0.05表示每過1個月，吸煙者相對非吸煙者的風(fēng)險比增加exp(0.05)=1.051倍，即風(fēng)險比隨時間線性放大。（3）12個月后HR=exp(0.05×12)=exp(0.6)=1.82，吸煙者風(fēng)險約為非吸煙者1.82倍。35.（計算與解析）某診斷試驗采用“酶聯(lián)免疫”檢測新型布尼亞病毒抗體，以中和抗體滴度≥1:80為金標準。試驗檢測IgM，結(jié)果如下：|IgM|金標準+|金標準?||+|90|15||?|10|185|（1）計算靈敏度、特異度、陽性似然比（LR+）；（2）若pre-test概率=5%，求post-test概率。答案與解析：（1）靈敏度=90/100=90%，特異度=185/200=92.5%，LR+=0.9/(1?0.925)=12。（2）pre-testodds=0.05/0.95=0.0526，post-testodds=0.0526×12=0.631，post-test概率=0.631/(1+0.631)=38.7%。36.（綜合應(yīng)用）2026年，某國啟動“全國青少年電子煙隊列”（N=5000，12—17歲），計劃隨訪5年，主要終點為“每日吸煙啟動”。研究采用“多階段抽樣”結(jié)合“移動App+尿液可替寧”雙重驗證吸煙狀態(tài)。問題：（1）給出樣本量計算關(guān)鍵參數(shù)及公式；（2）設(shè)計一套“缺失數(shù)據(jù)敏感性分析”方案；（3）若2028年政府出臺調(diào)味電子煙禁令，如何用“合成控制”評估政策效果？答案與解析：（1）假設(shè)對照組5年吸煙啟動率=10%，暴露組=14%，α=0.05（雙側(cè)），β=0.2，設(shè)計效應(yīng)DE=1.3（整群），失訪率=20%。需N=[(Zα/2+Zβ)2×2p(1?p)]/(p1?p0)2×DE/(1?失訪)=[(1.96+0.84)2×2×0.12×0.88]/(0.04)2×1.3/0.8=4600人，向上取整5000。（2）缺失方案：①主分析采用多重插補（鏈式方程，含協(xié)變量：性別、年齡、基線尼古丁依賴、父母吸煙、學(xué)?？冃В?；②極端情況：最佳—所有缺失均未啟動；最差—所有缺失均啟動；③用“模式混合模型”假設(shè)缺失與吸煙傾向呈logistic關(guān)系，系數(shù)先驗基于外部研究；④報告“E-value”評估未測混雜所需強度。（3）合成控制：①選取政策前5年、同期無禁令的10個相似國家作為供體池；②用政策前協(xié)變量（GDP、煙草稅、青少年電子煙普及率、媒體暴露）構(gòu)造權(quán)重，使合成國軌跡與目標國政策前一致；③比較政策后目標國與合成國每日吸煙率差異，ITS+Permutation檢驗得P值；④進行安慰體檢驗與留一法敏感性。37.（綜合應(yīng)用）某醫(yī)院2026年啟用“AI輔助肺炎影像診斷”系統(tǒng)，回顧性收集2025年1月—2026年6月數(shù)據(jù)，構(gòu)建“深度卷積網(wǎng)絡(luò)”模型。問題：（1）列出避免“數(shù)據(jù)泄露”三項關(guān)鍵操作；（2）若模型AUC=0.95，而醫(yī)生平均AUC=0.85，如何解釋差異？（3）設(shè)計前瞻性驗證方案，并給出主要終點與統(tǒng)計假設(shè)。答案與解析：（1）①按患者而非影像劃分訓(xùn)練/驗證集，避免同一患者多次影像跨集合；②時間切分：訓(xùn)練集僅含2025年數(shù)據(jù)，驗證集用2026年1—3月，測試集用4—6月，確保模型未“看見”未來；③特征工程禁用任何含預(yù)后的變量（如后續(xù)用藥、住院天數(shù)）。（2）AIAUC高可能因：①影像分辨率更高，模型捕捉人眼難識別的紋理；②訓(xùn)練集標簽來自醫(yī)生，存在“老師—學(xué)生”循環(huán)，AI學(xué)到醫(yī)生共識并放大；③數(shù)據(jù)集存在隱選擇性偏倚（輕癥門診影像少）。（3）前瞻性方案：①連續(xù)納入2026年7—12月疑似肺炎患者1200例，AI與資深醫(yī)生雙盲獨立判讀；②主要終點：診斷準確性（AUC差異非劣效界值?0.05）；③假設(shè)：H0:AUC_AI?AUC_doc≤?0.05，H1:>?0.05；樣本量：power=80%，α=0.05（單側(cè)），需1160例，考慮10%脫落，納入1280例；④次要終點：診斷時間、下呼吸道抗生素處方率、住院率、患者安全事件（漏診膿胸）。38.（綜合應(yīng)用）2026年，某非洲國家開展“季節(jié)性瘧疾化學(xué)預(yù)防”（SMC）+“疫苗接種”聯(lián)合策略試點，覆蓋6—59月齡兒童。采用“階梯式整群隨機試驗”，24個區(qū)，每區(qū)約2000名兒童，隨機分4批，每批6區(qū)，間隔2月逐步啟動。問題：（1）給出主要終點與統(tǒng)計模型；（2）討論如何校正“季節(jié)性與空間自相關(guān)”；（3）若2027年出現(xiàn)Pfkelch13突變率>10%，如何評估藥效下降？答案與解析：（1）主要終點：臨床瘧疾發(fā)病率（每1000人年）。模型：混合效應(yīng)Poisson回歸，固定效應(yīng)：干預(yù)×?xí)r間趨勢，隨機效應(yīng)：區(qū)水平截距與斜率，offset=log人月。（2）季節(jié)性：納入傅里葉項（sin、cos，周期12月）；空間自相關(guān)：采用條件自回歸（CAR）或引入?yún)^(qū)質(zhì)心經(jīng)緯度的高斯隨機場；殘差診斷：Moran’sI檢驗。（3）藥效下降：①按突變狀態(tài)分層，估計VE=(1?IRR)×100%，比較2026與2027年VE差異；②用“相互作用項”檢驗VE×突變率，若P<0.05且VE下降>20%，提示藥效降低；③補充“藥代動力學(xué)+分子標記”研究，評估突變對藥物濃度與臨床失敗的影響。39.（綜合應(yīng)用）某市2026年建立“實時廢水監(jiān)測”網(wǎng)絡(luò)，每周采樣36個污水處理廠，用q