復(fù)旦大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院試卷(13預(yù)防)及答案

1、（ 裝 訂 線 內(nèi) 不 要 答 題 ）復(fù)旦大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院20062007學(xué)年第一學(xué)期期末考試試卷A卷 課程名稱：_衛(wèi) 生 統(tǒng) 計(jì) 學(xué) 課程代碼：_357.014.1.01_開課院系：_公共衛(wèi)生學(xué)院_ 考試形式： 閉卷 姓 名： 學(xué) 號(hào)： 專 業(yè)：預(yù)防醫(yī)學(xué) 題 號(hào)一二三四總 分得 分一、是非題（每題3分，答錯(cuò)倒扣1分）1、數(shù)據(jù)按等比級(jí)數(shù)分類計(jì)數(shù)，不管分布如何，都應(yīng)該計(jì)算幾何均數(shù)表示平均水平。（ ）2、同一總體中隨機(jī)抽樣，樣本含量越大，則樣本標(biāo)準(zhǔn)差越小。（ ）3、若以舒張壓 12.7kPa為診斷為高血壓，調(diào)查某地1000人，根據(jù)各人的血壓，按此標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行診斷，匯總診斷結(jié)果為：其中有10名高血壓患者

2、，有990名非高血壓患者。該資料為計(jì)量資料。（ ）4、從兩個(gè)總體中隨機(jī)抽取含量都為n的樣本，若總體A比B的總體標(biāo)準(zhǔn)差大（），則從總體A隨機(jī)抽取的樣本均數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤的估計(jì)值也必然比較大（）。（ ）5、兩樣本均數(shù)差別作假設(shè)檢驗(yàn)，無效假設(shè)成立與不成立的情況都會(huì)犯II型錯(cuò)誤。（ ）6、對(duì)于接近0并且樣本量不太大的情況，總體率的95可信區(qū)間可根據(jù)正態(tài)分布原理求得。( )7、嬰兒死亡率（年）實(shí)際上是一個(gè)構(gòu)成比（proportion）指標(biāo)。( )8、用Pearson相關(guān)系數(shù)作相關(guān)分析，如果資料滿足相應(yīng)的條件，則該資料一定能滿足簡單線性回歸對(duì)資料的條件。（ ）9、回歸系數(shù)估計(jì)值b表示：對(duì)于樣本資料，x增加一個(gè)單

3、位， 對(duì)應(yīng)的y增加b個(gè)單位。（ ）10、甲乙兩地某年的期望壽命比較時(shí)需先將其按兩地人口的年齡構(gòu)成進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化。（ ）二、選擇題（每題3分）1、樣本均數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤可以理解為 ，下列哪一種是錯(cuò)誤的。 A 樣本均數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差 B 樣本均數(shù)的平均抽樣誤差的估計(jì) C 刻畫樣本均數(shù)的變異程度 D 樣本資料變異程度的另一個(gè)指標(biāo)2、在同一總體隨機(jī)抽樣，樣本含量n固定時(shí)，越小，的總體均數(shù)可信區(qū)間寬度就 。A 越寬 B 越窄 C 寬窄不變 D 寬窄還與有關(guān)3、為了比較兩個(gè)民族的頭發(fā)中某金屬元素的平均含量是否有差別，在兩個(gè)民族的人群中分別隨機(jī)抽了10個(gè)對(duì)象，測定了這20個(gè)對(duì)象的該金屬元素的含量。若資料不符合做t檢驗(yàn)的條件

4、，也無法通過數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換滿足t檢驗(yàn)的條件，則 。A 可考慮改用完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的方差分析B 可考慮用兩樣本比較的秩和檢驗(yàn)C 可考慮Pearson c2進(jìn)行檢驗(yàn)D 可考慮用u檢驗(yàn)4、對(duì)兩個(gè)樣本均數(shù)的差別作統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)中，對(duì)于，并且 時(shí)，可作單側(cè)檢驗(yàn)。A 根據(jù) B 根據(jù) C 已知不會(huì) D 已知不會(huì)5、下列敘述中哪一項(xiàng)是錯(cuò)誤的？A 成組t檢驗(yàn)中要求資料每組資料分別服從正態(tài)分布并且方差齊性以及獨(dú)立。B 配對(duì)t檢驗(yàn)中僅要求配對(duì)項(xiàng)資料的差正態(tài)分布且不同配對(duì)之間的資料是獨(dú)立的。C 方差分析要求多組資料都服從某一個(gè)正態(tài)分布N(,2)且資料獨(dú)立和服從齊性。D 隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的方差分析中的資料并不都是獨(dú)立的。6、兩個(gè)獨(dú)立樣本資

5、料分別服從正態(tài)分布，并且方差齊性，則對(duì)于同一隨機(jī)抽樣樣本，下列 結(jié)論是正確的。A 用成組t檢驗(yàn)的P值£a的概率一定大于兩組秩和檢驗(yàn)的P值£a的概率B 用成組t檢驗(yàn)的P值一定小于或等于兩組秩和檢驗(yàn)的P值C H1為真時(shí)，用成組t檢驗(yàn)的P值一定小于或等于兩組秩和檢驗(yàn)的P值D H1為真時(shí)，用成組t檢驗(yàn)的P值£a的概率一定大于或等于兩組秩和檢驗(yàn)的P值£a的概率7、對(duì)于假設(shè)檢驗(yàn)，按a0.05水準(zhǔn)做檢驗(yàn)，結(jié)果P>0.05，此時(shí)如果判斷錯(cuò)誤，其錯(cuò)誤的概率為 。A 大于0.05 B 小于0.05C ,而未知 D 1-，而未知8、在計(jì)數(shù)資料的假設(shè)檢驗(yàn)中，對(duì)于兩個(gè)率比較

6、的統(tǒng)計(jì)假設(shè)為H0：p1=p2，備選假設(shè)H1:p1¹p2，a0.05,在大樣本的情況下，所有理論數(shù)>5，用Pearson c2進(jìn)行檢驗(yàn)，請(qǐng)問：下列哪一個(gè)說法是錯(cuò)誤的 。A 統(tǒng)計(jì)量c2服從自由度為1的c2分布 B 統(tǒng)計(jì)量c2>臨界值，則拒絕H0C H0成立時(shí)，統(tǒng)計(jì)量c2服從自由度為1的c2分布 D P值<0.05, 則拒絕H09、兩個(gè)獨(dú)立的Poisson分布變量X1和X2分別服從均數(shù)為1和2的Poisson分布，則（X1+X2）的標(biāo)準(zhǔn)差為 。A B C D 10、 時(shí)的總和生育率稱為更替水平生育率。A 總和生育率等于2 B 終生生育率等于2C 凈再生育率等于1 D 粗再

7、生育率等于1三、簡答題（共20分）1、簡述二項(xiàng)分布、Poisson分布和正態(tài)分布之間的關(guān)系。（7分）2、在直線回歸分析中，任意固定X值，請(qǐng)寫出Y的總體均數(shù)表達(dá)式。根據(jù)Y的總體均數(shù)表達(dá)式的意義，請(qǐng)問：直線回歸分析的最基本目的是什么？（6分）3、兩組計(jì)量資料的均數(shù)比較，并滿足成組t檢驗(yàn)的條件，用雙側(cè)的成組t檢驗(yàn)。a0.05，若差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，請(qǐng)問能否根據(jù)該資料的統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果推斷哪一組對(duì)應(yīng)的總體均數(shù)大于另一組所對(duì)應(yīng)的總體均數(shù)嗎？為什么？（7分）四、統(tǒng)計(jì)分析題（每題10分，請(qǐng)按統(tǒng)計(jì)分析報(bào)告格式完成：統(tǒng)計(jì)描述、統(tǒng)計(jì)分析推斷并作出統(tǒng)計(jì)結(jié)論）1、為了研究鉛作業(yè)與工人尿鉛含量的關(guān)系，隨機(jī)抽查4種作業(yè)工人的尿

8、鉛含量結(jié)果如下，問4種作業(yè)工人人群的尿鉛平均含量有無差別？4種鉛作業(yè)工人尿鉛含量（）測定結(jié)果組別血漿腎素活性鉛作業(yè)組0.100.280.4040.160.15調(diào)離鉛作業(yè)組0.180.001非鉛作業(yè)組0.140.020.050.040.01對(duì)照組0.030.010.080.060.000.030.070.08 | Summary of y group | Mean Std. Dev. Freq.-+- 1 | .20625 .09694439 8 2 | .13875 .06998725 8 3 | .0

9、6375 .05208167 8 4 | .045 .03162278 8-+- Total | .1134375 .09110821 32 Source SS df MS F Prob > F-Between groups .131259379 3 .043753126 9.72 0.0001 Within groups .126062502 28 .004502232- Total .257321881 31 .008300706Bartlett's test for equal variances: chi2(3) = 7.8688 Prob>chi2 = 0.049

10、 Comparison of y by group (Bonferroni)Row Mean-|Col Mean | 1 2 3-+- 2 | -.0675 | 0.324 3 | -.1425 -.075 | 0.001 0.201 4 | -.16125 -.09375 -.01875 | 0.000 0.056 1.0002）請(qǐng)敘述下列結(jié)果，并說明在什么情況下適用？Test: Equality of populations (Kruskal-Wallis test) group _Obs _RankSum 1 8 206.00 2 8 161.50 3 8 90.50 4 8 70.00

11、 chi-squared = 16.921 with 3 bability = 0.0007chi-squared with ties = 16.958 with 3 bability = 0.00073）對(duì)上面資料若要作完整的統(tǒng)計(jì)分析，請(qǐng)敘述相應(yīng)的步驟。2、某醫(yī)師研究某化合物是否具有致癌作用，將小白鼠隨機(jī)分為實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組，兩組各50只動(dòng)物。實(shí)驗(yàn)組小鼠注射該化合物，有7只發(fā)生了各種腫瘤。對(duì)照組注射生理鹽水，有1只發(fā)生腫瘤。請(qǐng)問:該化合物是否更容易致癌？附公式：1 2 3 4 5. 6. 7. 8. 9. 10. 11. 12. 13. 14. . 附統(tǒng)計(jì)用表F界值

12、表2界值表分母分子自由度1自由度概率（雙側(cè)）22 3 4P= 0.0525（0.05）3.38 2.99 2.7613.8425（0.01）5.57 4.68 4.1825.9926（0.05）3.37 2.98 2.7437.8126（0.01）5.53 4.64 4.1449.4927（0.05）3.35 2.96 2.73511.0727（0.01）5.49 4.60 4.11612.5928（0.05）3.34 2.95 2.71714.0728（0.01）5.45 4.57 4.07815.5129（0.05）3.33 2.93 2.70916.9229（0.01）5.42 4.54

13、 4.041018.31 A卷參考答案一、是非題1、錯(cuò) 2、錯(cuò) 3、錯(cuò) 4、錯(cuò) 5、錯(cuò)6、錯(cuò) 7、錯(cuò) 8、對(duì) 9、錯(cuò) 10、錯(cuò)二、選擇題1、D 2、A 3、B 4、D 5、C6、D 7、C 8、A 9、C 10、C三、簡答題（共20分）1、正態(tài)分布是常見的連續(xù)性分布，二項(xiàng)分布和Poisson分布均為離散型分布。當(dāng)n很大，很小時(shí)，二項(xiàng)分布近似Poisson分布。二項(xiàng)分布在當(dāng)n很大, 和(1-)較小時(shí)，即n和n(1-)均大于5時(shí)，可近似正態(tài)分布。Poisson分布當(dāng)較大，如>20時(shí)，近似正態(tài)分布。2、直線回歸中，任意固定X值，Y的總體均數(shù)表達(dá)式為根據(jù)表達(dá)式，可知直線回歸分析的最基本目的就是，

14、用自變量X估計(jì)應(yīng)變量Y的總體均數(shù)。3、能推斷某一組對(duì)應(yīng)的總體均數(shù)大于另一組所對(duì)應(yīng)的總體均數(shù)。理由如下：雙側(cè)檢驗(yàn)的t檢驗(yàn)，在a0.05水平下，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，即 |t| >t界值，由于可信區(qū)間能回答假設(shè)檢驗(yàn)的問題，可有如下推導(dǎo)推導(dǎo)：兩邊除以得由即合并方差公式得知，其值>0, 故有當(dāng)時(shí)，反之，則有同時(shí)，如果已知X1>X2，也能得出相應(yīng)結(jié)果。所以兩組計(jì)量資料的均數(shù)比較，并滿足成組t檢驗(yàn)的條件，用雙側(cè)的成組t檢驗(yàn)。a0.05，若差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，是能根據(jù)該資料的統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果推斷哪一組對(duì)應(yīng)的總體均數(shù)大于另一組所對(duì)應(yīng)的總體均數(shù)的。四、統(tǒng)計(jì)分析題答案1、（1.1）第一張結(jié)果表顯示該資料的

15、描述性結(jié)果，包括均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差等結(jié)果，以及方差分析結(jié)果。從表中可知完成隨機(jī)設(shè)計(jì)的方差分析結(jié)果按a0.05水準(zhǔn)，P<0.05,差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，但方差分析應(yīng)滿足正態(tài)、方差齊等條件，Bartletts檢驗(yàn)結(jié)果為P=0.049,按a0.1水平，方差不齊，故應(yīng)考慮其它途徑。（1.2）第二張表結(jié)果為Bonferroni兩兩比較結(jié)果，按資料分4組，校正a應(yīng)為a/4*3/20.083,以此為檢驗(yàn)水準(zhǔn)，可知第1與第3以及第1與第4組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。（2）該結(jié)果為秩和檢驗(yàn)的KruskalWallis 檢驗(yàn)，其非校正與校正的P值均<0.05,差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為四組間總體分布不相同。（3）對(duì)以上的資料若要進(jìn)行完整的統(tǒng)計(jì)分析，其相應(yīng)步驟大致為：考察資料的獨(dú)立性、正態(tài)性和方差齊性，滿足獨(dú)立、正態(tài)、方差齊，用完成隨機(jī)設(shè)計(jì)的方差分析，若P<0.05,則進(jìn)一步作兩兩比較，可用前面的Bonferroni但需對(duì)檢驗(yàn)水準(zhǔn)進(jìn)行校正。若資料滿足獨(dú)立、正態(tài)但方差不齊，或非正態(tài)則應(yīng)考慮非參數(shù)檢驗(yàn)方法。但需注意，若用秩和檢驗(yàn)（如H檢驗(yàn) ）P<0.0