衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)_趙耐青習(xí)題答案

1、文檔從網(wǎng)絡(luò)中收集，已重新整理排版.word版本可編輯,歡迎下載支持.習(xí)題答案第一章一、是非題1 .家庭中子女?dāng)?shù)是離散型的定量變量。答：對(duì)。2 .同質(zhì)個(gè)體之間的變異稱為個(gè)體變異。答：對(duì)。3 .學(xué)校對(duì)某個(gè)課程進(jìn)行1次考試，可以理解為對(duì)學(xué)生掌握該課程知識(shí)的一次隨機(jī)抽樣。 答：對(duì)。4 .某醫(yī)生用某個(gè)新藥治療了 100名牛皮癬患者，其中55個(gè)人有效，則該藥的有效率為 55% o答：錯(cuò)。只能說該樣本有效率為55%或稱用此藥總體有效率的樣本估計(jì)值為55%。5 .已知在某個(gè)人群中，糖尿病的患病率為8%,則可以認(rèn)為在該人群中，隨機(jī)抽一個(gè)對(duì)象， 其患糖尿病的概率為8%。答：對(duì)，人群的患病率稱為總體患病率。在該人群

2、中隨機(jī)抽取一個(gè)對(duì)象，每個(gè)對(duì)象均有相 同的機(jī)會(huì)被抽中，抽到是糖尿病患者的概率為8%° 二、選擇題1 .下列屬于連續(xù)型變量的是A oA血壓B職業(yè)C性別D民族2 .某高校欲了解大學(xué)新生心理健康狀況，隨機(jī)選取了 1000例大學(xué)新生調(diào)查，這1000例大 學(xué)生新生調(diào)查問卷是A。A 一份隨機(jī)樣本B研究總體C目標(biāo)總體D個(gè)體3 .某研究用X表示兒童在一年中患感冒的次數(shù)，共收集了 1000人，請(qǐng)問：兒童在一年中 患感冒次數(shù)的資料屬于C。A連續(xù)型資料B有序分類資料C不具有分類的離散型資料D以上均不對(duì)4 .下列描述中，不正確的是D。A總體中的個(gè)體具有同質(zhì)性B總體中的個(gè)體大同小異C總體中的個(gè)體在同質(zhì)的基礎(chǔ)上有

3、變異D如果個(gè)體間有變異那它們肯定不是來(lái)自同一總體5 .用某個(gè)降糖藥物對(duì)糖尿病患者進(jìn)行治療，根據(jù)某個(gè)大規(guī)模隨機(jī)抽樣調(diào)查的研究結(jié)果得 到該藥的降糖有效率為85%的結(jié)論，請(qǐng)問降糖有效率是指D .A每治療100個(gè)糖尿病患者，正好有85個(gè)人降糖有效，15個(gè)人降糖無(wú)效B每個(gè)接受該藥物治療的糖尿病患者，降糖有效的機(jī)會(huì)為85%C接受該藥物治療的糖尿病人群中，降糖有效的比例為85%D根據(jù)該研究的入選標(biāo)準(zhǔn)所規(guī)定的糖尿病患者人群中，估計(jì)該藥降糖有效的比例為85%三、簡(jiǎn)答題1 .某醫(yī)生收治200名患者，隨機(jī)分成2組，每組100人。一組用A藥，另一組用B藥。 經(jīng)過2個(gè)月的治療，A藥組治愈了90人，B組治愈了85名患者，

4、請(qǐng)根據(jù)現(xiàn)有結(jié)果評(píng)議 下列說法是否正確，為什么？ a)A藥組的療效高于B藥組。b)A藥的療效高于B藥。答：a)正確，因?yàn)榫蛢山M樣本而言，的確A組療效高于B組。b)不正確，因?yàn)闃颖镜慕Y(jié)果存在抽樣誤差，因此有可能人群的A藥療效高于B藥，也 可能人群的兩藥的療效相同甚至人群B藥的療效高于A藥，2 .某校同一年級(jí)的A班和B班用同一試卷進(jìn)行一次數(shù)學(xué)測(cè)驗(yàn)。經(jīng)過盲態(tài)改卷后，公布成 績(jī)：A班的平均成績(jī)?yōu)?0分，B班的平均成績(jī)?yōu)?1分，請(qǐng)?jiān)u議下列說法是否正確，為 什么？a)可以稱A班的這次考試的平均成績(jī)低于B班，不存在抽樣誤差。b)可以稱A班的數(shù)學(xué)平均水平低于B班。答：a)正確，因?yàn)榇颂帉班和B班作為研究總體，

5、故不存在抽樣誤差。b)不正確，因?yàn)檫@一次數(shù)學(xué)平均成績(jī)只是兩班數(shù)學(xué)成績(jī)總體中的兩個(gè)樣本，樣本的差異 可能僅僅由抽樣誤差造成。3 .在某個(gè)治療兒童哮喘的激素噴霧劑新藥的臨床試驗(yàn)中，研究者收集了300名哮喘兒童患 者，隨機(jī)分為試驗(yàn)組和對(duì)照組，試驗(yàn)組在哮喘緩解期內(nèi)采用激素噴霧劑，在哮喘發(fā)作期 內(nèi)采用激素噴霧劑+擴(kuò)展氣管藥：對(duì)照組在哮喘緩解期不使用任何藥物，在哮喘發(fā)作期 內(nèi)采用擴(kuò)展氣管藥物。通過治療3個(gè)月，以肺功能檢查中的第1秒用力呼吸率(FEVi/FRCi)作為主要有效性評(píng)價(jià)指標(biāo)，評(píng)價(jià)兩種治療方案的有效性和安全性。請(qǐng)闡 述這個(gè)研究中的總體和總體均數(shù)是什么？答：試驗(yàn)組的研究總體是接受試驗(yàn)組治療方案的全體

6、哮喘兒童患者在治療3個(gè)月時(shí)的 FEV1/FRC1值的全體。對(duì)照組的研究總體是接受對(duì)照組治療方案的全體哮喘兒童患者 在治療3個(gè)月時(shí)的FEV1/FRC1值的全體。試驗(yàn)組對(duì)應(yīng)的總體均數(shù)是接受試驗(yàn)組治療方案的全體哮喘兒童患者在治療3個(gè)月時(shí)的 FEV1/FRC1的平均值：對(duì)照組對(duì)應(yīng)的總體均數(shù)是接受對(duì)照組治療方案的全體哮喘兒童 患者在治療3個(gè)月時(shí)的FEV1/FRC1的平均值。4 .請(qǐng)簡(jiǎn)述什么是小概率事件？對(duì)于一次隨機(jī)抽樣，能否認(rèn)為小概率事件是不可能發(fā)生的？ 答：在統(tǒng)計(jì)學(xué)中，如果隨機(jī)事件發(fā)生的概率小于或等于0.05,則通?？梢哉J(rèn)為是一個(gè)小 概率事件，表示該事件在大多數(shù)情況下不會(huì)發(fā)生，并且一般可以認(rèn)為小概率事

7、件在一次隨機(jī) 抽樣中不會(huì)發(fā)生，這就是小概率事件原理。小概率事件原理是統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)的基礎(chǔ)。5 .變量的類型有哪幾種？清舉例說明，各有什么特點(diǎn)？答：(1)連續(xù)型變量，可以一個(gè)區(qū)間中任意取值的變量，即在忽略測(cè)量精度的情況下， 連續(xù)型變量在理論上可以取到區(qū)間中的任意一個(gè)值，并且通常含有測(cè)量單位。觀察連續(xù)型變 量所得到的數(shù)據(jù)資料稱為計(jì)量資料(measurement data)。如例1-1中的身高變量就是連續(xù)型變 量，身高資料為計(jì)量資料。.(2)離散型變量，變量的取值范圍是有限個(gè)值或者為一個(gè)數(shù) 列。離散型變量的取值情況可以分為具有分類性質(zhì)的資料和不具有分類性質(zhì)的資料，表示分 類情況的離散型變量亦稱分類變量(

8、categorical variable)。觀察分類變量所得到的資料稱為分 類資料(categorical data)。分類資料可以分為二分類資料和多分類資料，而多分類資料又分成 無(wú)序分類資料和有序分類資料，二分類資料如癥狀指標(biāo)分為感染或未感染，無(wú)序多分類資料 (nominal data)如血型可以分為A、B、AB和O型，有序多分類資料(ordinal data)如病情指 標(biāo)分為無(wú)癥狀、輕度、中度和重度。第二章一、是非題1 .不論數(shù)據(jù)呈何種分布，都可以用算術(shù)均數(shù)和中位數(shù)表示其平均水平。答：錯(cuò)。只有資料滿足正態(tài)或近似正態(tài)分布時(shí)計(jì)算算術(shù)均數(shù)是比較有統(tǒng)“學(xué)意義的。2 .在一組變量值中少數(shù)幾個(gè)變量值比

9、大多數(shù)變量值大幾百倍，一般不宜用算術(shù)均數(shù)表示其 平均水平。答：對(duì)，可以采用中位數(shù)表示。3 .只要單位相同，ffls和用CV來(lái)表示兩組資料的離散程度，結(jié)論是完全一樣的。答：錯(cuò)，標(biāo)準(zhǔn)差S是絕對(duì)誤差的一種度量，變異系數(shù)CV是相對(duì)誤差的一種度量，對(duì)于兩組 資料離散程度的比較，即使兩組資料的度量單位相同，也完全有可能出現(xiàn)兩個(gè)指標(biāo)的結(jié)論是 不同的。在實(shí)際應(yīng)用時(shí)，選擇離散程度的指標(biāo)時(shí)，考慮其結(jié)果是否有研究背景意義。例如: 一組資料為成人的身高觀察值，另一組資料為2歲幼兒的身高觀察值，雖然可以用標(biāo)準(zhǔn)差S 比較兩組的離散程度，也不能認(rèn)為這是錯(cuò)誤的，但根本沒有研究背景意義，相反選擇變異系 數(shù)CV比較兩組資料的相對(duì)

10、變異程度，這就有一定的研究背景意義。4 .描述200人血壓的分布，應(yīng)繪制頻數(shù)圖。答：對(duì)。5 .算術(shù)均數(shù)與中位數(shù)均不容易受極值的影響。答：錯(cuò)。算術(shù)均數(shù)比中位數(shù)容易受到極值的影響。二、選擇題1 .中位數(shù)是表示變量值A(chǔ)的指標(biāo)。A.平均水平B.變化范圍C.頻數(shù)分布D.相互間差別大小2 .對(duì)于最小組段無(wú)確定下限值和（或）最大組段無(wú)確定上限值的頻數(shù)分布表資料，宜用下 列哪些指標(biāo)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)描述？ C A中位數(shù)，極差B中位數(shù)，四分位數(shù)間距C中位數(shù)，四分位數(shù)范圍D中位數(shù)，標(biāo)準(zhǔn)差3 .描述年齡（分8組）與療效（有效率）的關(guān)系，應(yīng)繪制A oA.線圖B.圓圖C.直方圖D,百分條圖4、為了描述資料分布概況，繪制直方圖時(shí)，

11、直方圖的縱軸可以為D。A頻數(shù)B頻率C頻率密度（頻率/組距）D都可以三、簡(jiǎn)答與分析題1. 100名健康成年女子血清總蛋白含量（g/L）如表2-14,試描述之。表2-12 100名成年健康女子血清總蛋白含量（g/L）73.5 74.3 78.8 78.0 70.4 80.5 84.3 68.8 69.7 71.272.0 79.5 75.6 78.8 72.0 72.0 72.7 75.0 74.3 71.268.0 75.0 75.0 74.3 75.8 65.0 67.3 78.8 71.2 69.773.5 73.5 75.8 64.3 75.8 80.3 81.6 72.0 74.3 73

12、.568.0 75.8 72.0 76.5 70.4 71.2 67.3 68.8 75.0 70.474.3 70.4 79.5 74.3 76.5 77.6 81.2 76.5 72.0 75.072.7 73.5 76.5 74.7 65.0 76.5 69.7 73.5 75.4 72.772.7 67.2 73.5 70.4 77.2 68.8 74.3 72.7 67.3 67.374.3 75.8 79.5 72.7 73.5 73.5 72.0 75.0 81.6 74.370.4 73.5 73.5 76.5 72.7 77.2 80.5 70.4 75.0 76.5答：制作

13、頻數(shù)表如下： 組段頻數(shù)百分比累積頻數(shù)累積百分比64 3 3.00 3 3.0066 5 5.00 8 8.0068- 8 8.00 16 16.0070- 11 11.00 27 27.0072- 25 25.00 52 52.0074 24 24.00 76 76.0076- 10 10.00 86 86.0078- 7 7.00 93 93.0080 6 6.00 99 99.0084- 1 1.00 100 100.00變量例數(shù)均數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值中位數(shù)25百分位數(shù)75百分位數(shù)x 100 73.7 3.925 64.3 84.3 73.5 71.2 75.82.某醫(yī)師測(cè)得300名正常人

14、尿汞值（ng/L）如表2-15,試描述資料。表2-13 300名正常人尿汞值（ng/L）尿汞例數(shù)累計(jì)例數(shù)累計(jì)百分?jǐn)?shù)（%）0 49 49 16.34 27 76 25.38 58 134 44.712 50 184 61316- 45 229 76.320 22 251 83.724- 16 267 89.028 10 277 92.332 7 284 94.736 5 289 96.340 5 294 98.044 0 294 98.048 3 297 99.052 0 297 99.056 2 299 99.760- 1 300 100.0合計(jì)300 答：根據(jù)資料給出統(tǒng)計(jì)描述的指標(biāo)如下：例數(shù)

15、均數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值16 15.053 49.014 2 623.對(duì)于同一的非負(fù)樣本資料，其算數(shù)均數(shù)一定大于等于幾何均數(shù)。答：根據(jù)初等數(shù)學(xué)中的不等式121 2 /I口 2匚I ,可以得到算數(shù)均數(shù)一定大于等于幾何均數(shù)。4.常用的描述集中趨勢(shì)的指標(biāo)有哪些，并簡(jiǎn)述其適用條件。答：（1）算術(shù)均數(shù)：適用對(duì)稱分布，特別是正態(tài)或近似正態(tài)分布的數(shù)值變量資料。（2）幾何均數(shù)：適用于頻數(shù)分布呈正偏態(tài)的資料，或者經(jīng)對(duì)數(shù)變換后服從正態(tài)分布（對(duì)數(shù) 正態(tài)分布）的資料，以及等比數(shù)列資料。（3）中位數(shù)：適用各種類型的資料，尤其以下情況：A資料分布呈明顯偏態(tài)；B資料一端或兩端存在不確定數(shù)值（開口資料或無(wú)界資料）：C 資料分布

16、不明。第三章一、是非題1 .二項(xiàng)分布越接近Poisson分布時(shí)，也越接近正態(tài)分布。答：錯(cuò)。當(dāng)二項(xiàng)分布的n不太接近0或者1,隨著n的增大，nn和（1n ）均較大時(shí),二項(xiàng)分布的X的逐漸近似正態(tài)分布：n較大，n較小，.二項(xiàng)分布的X近似總體均數(shù)為U =«n的Poisson分布，只有較大、n較小并較大時(shí)，二項(xiàng)分布的X既近似Poisson分布又近似正態(tài)分布，其本質(zhì)是當(dāng)較大、n似小時(shí)二項(xiàng)分布的X所近似的Poisson分布在其總體均數(shù)U二 tt較大時(shí)逼近正態(tài)分布。2 .從同一新生兒總體（無(wú)限總體）中隨機(jī)抽樣200人，其中新生兒窒息人數(shù)服從二項(xiàng) 分布。答：對(duì)。因?yàn)榭梢约俣總€(gè)新生發(fā)生窒息的概率n是相同

17、的并且相互獨(dú)立，對(duì)于隨機(jī)抽取200人，新生兒窒息人數(shù)X服從二項(xiàng)分布）,3 .在趨向無(wú)窮大、總體比例兀趨向于0,且 n保持常數(shù)時(shí)的二項(xiàng)分布的極限分布是Poisson 分布。答：對(duì)。這是二項(xiàng)分布的性質(zhì)。4 .某一放射物體，以一分鐘為單位的放射性計(jì)數(shù)為50, 40, 30, 30, 10,如果以5分 鐘為時(shí)間單位，其標(biāo)準(zhǔn)差為1605 。答：錯(cuò)。設(shè)服從總體均數(shù)為的Poisson分布，/= 123,4,5,并且相互獨(dú)立。根據(jù)Poisson分布的可加性，1234SX+ X+ X+ X+ X服從總體均數(shù)為5 R , 其總體方差為5 ,本題5分鐘的總體方差5H的估計(jì)值為50+ 40+ 30+ 30+10= 1

18、60,所以K lOword版本可編輯.歡迎下載支持.文檔從網(wǎng)絡(luò)中收集，已重新整理排版.word版本可編輯.歡迎下載支持.標(biāo)準(zhǔn)差為160 o5. 一個(gè)放射性物體一分鐘脈沖數(shù)為20次，另一個(gè)放射性物體一分鐘脈沖數(shù)為50次。 假定兩種放射性物體的脈沖性質(zhì)相同，并且兩種放射性物體發(fā)生脈沖是相互獨(dú)立的， 則這兩種物體混合后，其一分鐘脈沖數(shù)的總體均數(shù)估計(jì)值為70次。答：對(duì)。根據(jù)Poisson分布的可加性,這兩種物體混合后的發(fā)生的脈沖數(shù)為"X+ X ,混 合后一分鐘脈沖數(shù)的總體均數(shù)估計(jì)值為2值50=70次。6. 一個(gè)放射性物體平均每分鐘脈沖數(shù)為5次(可以認(rèn)為服從Poisson分布)，用X表示 連續(xù)

19、觀察20分鐘的脈沖數(shù)，則X也服從Poisson分布。答：對(duì)，這是Poisson分布的可加性。7. 一個(gè)放射性物體平均每分鐘脈沖數(shù)為5次(可以認(rèn)為服從Poisson分布)，用X表示 連續(xù)觀察20分鐘的脈沖數(shù)，則X的總體均數(shù)和總體方差均為100次。答：對(duì)。Poisson分布的可加性原理。8. 用X表示某個(gè)放射性物體的每分鐘脈沖數(shù)，其平均每分鐘脈沖數(shù)為5次(可以認(rèn)為 服從Poisson分布)，用丫表示連續(xù)觀察20分鐘的脈沖數(shù)，則可以認(rèn)為丫近似服從正 態(tài)分布，但不能認(rèn)為X近似服從正態(tài)分布。答：對(duì)。因?yàn)閥的總體均數(shù)為100,當(dāng)口比較小的時(shí)候，Poisson分布是一個(gè)偏態(tài)的分布， 但是當(dāng)U增大時(shí)，Pois

20、son分布會(huì)逐漸趨于對(duì)稱。二、選擇題1 .理論上，二項(xiàng)分布是一種B。A連續(xù)性分布B離散分布C均勻分布D標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布2 .在樣本例數(shù)不變的情況下，下列何種情況時(shí)，二項(xiàng)分布越接近對(duì)稱分布。CA總體率n越大B樣本率尸越大C總體率Ji越接近0.5 D總體率“越小3 .醫(yī)學(xué)上認(rèn)為人的尿氟濃度以偏高為不正常，若正常人的尿氨濃度X呈對(duì)數(shù)正態(tài)分布，r=lgX.G為X的幾何均數(shù)，尿氨濃度的95%參考值范圍的界值計(jì)算公式是A .A lg 1( 1.64 )r- Y+ SB+ 1.96 xG SC + 1.64 xGS Dig i( 1.96) r- Y+ S4 .設(shè)moX,X,口，X均服從B(4,0.01),并且

21、 ,oX,X,口，X相互獨(dú)立。令 1210y= X+ X+口+ X ,則 DA Y近似服從二項(xiàng)分布B Y近似服從Poisson分布CY近似服從正態(tài)分布DY8(400.01)5 .設(shè)i2ioX,X,口，X 均服從 Poisson(2.2),并且 i2ioX,X,0,X 相互獨(dú)立。令 i2i()r=(x+ x+口+ x)/io,則 cA Y近似服從8(10,0.22) B Y服從尸川sso(22)分布C Y近似服從正態(tài)分布D Y服從尸。氐叩(2.2)分布三、簡(jiǎn)答題1 .如果X的總體均數(shù)為U，總體標(biāo)準(zhǔn)差為。，令丫 =a+bX,則可以證明：Y的總體均 數(shù)為a+bu，標(biāo)準(zhǔn)差為b。如果X服從U=40的Po

22、isson分布，請(qǐng)問：K= X/2的總體 均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差是多少？答：總體均數(shù)二20,總體標(biāo)準(zhǔn)差二40/2。2 .設(shè)X服從口=40的Poisson分布，請(qǐng)問：Y=X/2是否服從Poisson分布？為什么？ 答：不是的。因?yàn)檠径/2的總體均數(shù)二20,不等于總體方差10。3 .設(shè)X服從口=40的Poisson分布，可以認(rèn)為X近似服從正態(tài)分布。令丫=X/10,試問：是否可以認(rèn)為丫也近似服從正態(tài)分布？答：正態(tài)分布的隨機(jī)變量乘以一個(gè)非o常數(shù)仍服從正態(tài)分布，所以可以認(rèn)為丫也近似 服從正態(tài)分布。4 .設(shè)X服從均數(shù)為口的Poisson分布。請(qǐng)利用兩個(gè)概率之比：P(X+1)/P(X),證明：當(dāng)工< U -1

23、時(shí)，概率P(X)隨著X增大而增加：當(dāng)X> 時(shí)，概率尸(X)隨著X增大而減小。答：1(1)/()()/ /(1)(1)!XXPXxPXxe exxxH u H u=+=_=+ +,顯然，當(dāng)x< u -1時(shí)，對(duì)應(yīng)x + 1 < ，由此得到1X 1U>+,所以P(X= x+l)/P(X= x)> 1,說明概率P(X)隨著X增大而增加；當(dāng)X> U時(shí)，則(1)/() 11PXxPXxXX=+=<<+,說明當(dāng)時(shí)，概率P(X)隨著X增大而減 小。5.已知某飲用水的合格標(biāo)準(zhǔn)是每升水的大腸桿菌數(shù)W2個(gè)，如果隨機(jī)抽取1升飲用水, 檢測(cè)出大腸桿菌數(shù)的95%參考值范圍是

24、多少？(提示考慮合格標(biāo)準(zhǔn)的總體均數(shù)最大值 為2個(gè)/L,求95%參考值范圍)。答：由于合格標(biāo)準(zhǔn)的總體均數(shù)最大值為2個(gè)/L,對(duì)于正常而言，大腸桿菌數(shù)越少越好， 所以這是單側(cè)參考值范圍。即求滿足累計(jì)概率的不等式200(12)2 0.95!*XXkkkP k ekE =Z w的最大x的解。X0 1 23456P(X ) 0.135335 0.270671 0.270671 0.180447 0.090224 0.036089 0.01203 o()Pk=W0.135335 0.406006 0.676676 0.857123 0.947347 0.983436 0.995466根據(jù)上述計(jì)算得到X的95

25、%參考值范圍是X< 5個(gè)/L。？第四章一、是非題1、設(shè)X的總體均數(shù)為“，則樣本均數(shù)X的總體均數(shù)也為答：對(duì)。經(jīng)隨機(jī)抽樣得到的樣本均數(shù)X的總體均數(shù)也為2、設(shè)X的總體方差為。2,則樣本均數(shù)X的總體方差也為。2。 答：錯(cuò)。經(jīng)隨機(jī)抽樣后得到的樣本均數(shù)X的總體方差為。Mu3、設(shè)隨機(jī)變量X均服從B(l,n ), 很大時(shí)，則11 nXX n =I 近似服從7 word版本可編輯,歡迎下載支持.文檔從網(wǎng)絡(luò)中收集，已重新整理排版.word版本可編輯,歡迎下載支持.N( n ,n (1-n )/n)答：對(duì)。4、某研究者做了一個(gè)兒童血鉛濃度的流行病學(xué)調(diào)查，共調(diào)查了 1000人，檢測(cè)了每個(gè)人血 鉛濃度。雖然血鉛檢

26、濃度一般呈非正態(tài)分布，但由于該研究樣本量很大，可以認(rèn)為這些 血鉛濃度近似服從正態(tài)分布。答：錯(cuò)。血鉛濃度的分布與樣本量是否很大無(wú)關(guān)，如果樣本量充分大時(shí)，血鉛濃度的樣本均 數(shù)的分布近似正態(tài)分布。5、某研究者做了一個(gè)兒童血鉛濃度的流行病學(xué)調(diào)查，共調(diào)查了 1000人,檢測(cè)了每個(gè)人血 鉛濃度，計(jì)算這1000人的血鉛平均濃度。對(duì)于現(xiàn)有的1000人的血鉛濃度資料，可以認(rèn) 為該資料的樣本均數(shù)近似服從正態(tài)分布。答：錯(cuò)。樣本均數(shù)的概率分布是指隨機(jī)抽樣前將要隨機(jī)抽取的樣本，其樣本均數(shù)近似服從 某個(gè)概率分布，樣本量很大時(shí)，樣本均數(shù)逼近正態(tài)分布。對(duì)于這個(gè)資料而言，這是已經(jīng)完成 隨機(jī)抽樣的資料，這個(gè)資料的樣本均數(shù)只是一個(gè)

27、數(shù)，不存在服從哪種分布的問題。6、某研究者做了一個(gè)兒童血鉛濃度的流行病學(xué)調(diào)查，已知血鉛測(cè)量值非正態(tài)分布，計(jì)劃調(diào) 查1000人,并將計(jì)算1000人的血鉛濃度的樣本均數(shù)，由于該研究樣本量很大，可以認(rèn) 為隨機(jī)抽樣所獲得血鉛濃度的樣本均數(shù)將近似服從正態(tài)分布。答：對(duì)。如果從某個(gè)均數(shù)為U，標(biāo)準(zhǔn)差為。的非正態(tài)分布的總體中抽樣，只要樣本量足夠 大，則樣本均數(shù)X的分布也將近似于正態(tài)分布N(U，O 2/n)二、選擇題1、以下方法中唯一可行的減小抽樣誤差的方法是A、減少個(gè)體變異B、增加樣本量C、設(shè)立對(duì)照D、嚴(yán)格貫徹隨機(jī)抽樣的原則2、xS表示 C 。A、總體均數(shù)的離散程度B、總體標(biāo)準(zhǔn)差的離散程度C、樣本均數(shù)的離散程度

28、D、樣本標(biāo)準(zhǔn)差的離散程度3、設(shè)連續(xù)性隨機(jī)變量X的總體均數(shù)為u，從X總體中反復(fù)隨機(jī)抽樣，隨樣本量“增大，xXS將趨于D0A、X的原始分布B、正態(tài)分布C、均數(shù)的抽樣分布D、標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布4、在均數(shù)為"，標(biāo)準(zhǔn)差為a的正態(tài)總體中隨機(jī)抽樣，理論上IX一口 12 B的可能性為5%。A、 1.96 O B 1.96x a C、o.o5/2.»7 5 D 1.96 xS5、下面關(guān)于標(biāo)準(zhǔn)誤的四種說法中，哪一種是不正確C0A、標(biāo)準(zhǔn)誤是樣本統(tǒng)計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差B、標(biāo)準(zhǔn)誤反映了樣本統(tǒng)計(jì)量的變異C、標(biāo)準(zhǔn)誤反映了總體參數(shù)的變異D、標(biāo)準(zhǔn)誤反映了抽樣誤差的大小6、變量X偏離正態(tài)分布，只要樣本量足夠大，樣本均數(shù) C

29、 oA、偏離正態(tài)分布B、服從F分布C、近似正態(tài)分布D、服從I分布三、簡(jiǎn)答題1、樣本均數(shù)的抽樣誤差定義是什么？答：樣本均數(shù)的抽樣誤差是指樣本均數(shù)和總體均數(shù)間的差異，但同時(shí)可以表現(xiàn)為從同一總體 中多次隨機(jī)抽樣所得的樣本均數(shù)間的差異，通常用樣本均數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤度量平均的抽樣誤差大 小。2、估計(jì)樣本均數(shù)的平均抽樣誤差的統(tǒng)計(jì)量是什么？答：是樣本均數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差，即樣本均數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。3、簡(jiǎn)述樣本均數(shù)的抽樣誤差的規(guī)律？。答：樣本均數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤的理論值為Oa =,而其估計(jì)值為xSS4、簡(jiǎn)述t分布、F分布，刀分布曲線的特征與自由度的關(guān)系。答：，分布是一簇以0為中心，左右對(duì)稱的單峰曲線，隨著自由度的增加，分布曲線將越 來(lái)越

30、接近于標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布曲線，當(dāng)自由度為無(wú)窮大時(shí)，分布就是標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。r分布的 曲線下兩側(cè)尾部的面積可以通過查對(duì)應(yīng)自由度下的，分布界值表得到?！狈植嫉膱D形為一簇單峰正偏態(tài)分布曲線，且隨著自由度的增加，正偏的程度越來(lái)越小。Z2分布的曲線下右側(cè)尾部的面積可通過查/2界值表得到。F分布的特征有：（1） F分布有兩個(gè)自由度，F(xiàn)的取值范圍為08。（2） F分布為一 簇單峰正偏態(tài)分布曲線，與兩個(gè)自由度有關(guān)。（3）每一對(duì)自由度下的F分布曲線下面積， 見方差分析用E界值表（附表4）,橫標(biāo)目為第一自由度，縱標(biāo)目為第二自由度，表中分別給 出了概率為0.05和0.01時(shí)的F界值，記為,1.2尸a v v o，分布，右分

31、布和F分布是三種沒有未知參數(shù)，只有自由度的概率分布，常用于抽樣研 究中，故稱為三種常見的抽樣分布。5、簡(jiǎn)述正態(tài)分布、t分布、F分布、X-分布之間的關(guān)系。答：（1）若隨機(jī)變量X服從于正態(tài)分布N （2）,那么從總體中隨機(jī)抽取的樣本，其樣本均數(shù)X將服從于正態(tài)分布（，2） xN R O。令Z為對(duì)X進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化變換的結(jié)果，Z將服從于標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，即lOword版本可編輯.歡迎下載支持.文檔從網(wǎng)絡(luò)中收集，已重新整理排版.word版本可編輯.歡迎下載支持.x/ZXX n(J a=-=-服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。(2)自由度為1的72分布可以通過將服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的變量平方得到，(3)若隨機(jī)變量M和X2分別為服從自由度

32、為也 和V2的m分布，并且相互獨(dú)立，則比值11 1> 一，2 為/ X FX X分布(分布(2 >/服從自由度為9)的尸分布(Fdstribution)。6、目前一般的統(tǒng)計(jì)軟件(如SAS, SPSS和Siata)均能隨機(jī)模擬產(chǎn)生服從均勻分布、正態(tài) 分布、二項(xiàng)分布的隨機(jī)數(shù)。利用這些程序，可以生成指定參數(shù)下的隨機(jī)數(shù)據(jù)，這種產(chǎn)生 隨機(jī)數(shù)的方法稱為“蒙特卡洛方法”(Monte-Carlo Method) .請(qǐng)參考光盤中隨機(jī)模擬操作， 借助統(tǒng)計(jì)軟件隨機(jī)模擬產(chǎn)生隨機(jī)數(shù)據(jù)，重現(xiàn)本章中關(guān)于均數(shù)和率的抽樣分布規(guī)律。答：以Stata為例正態(tài)分布資料的樣本均數(shù)的分布模擬。用記事本寫入下來(lái)語(yǔ)句clears

33、et memory 100mdi”輸入樣本量總體均數(shù)總體標(biāo)準(zhǔn)差”scalarscalar mm=x2,scalar oo=、3'set obs 10000local j=lgen xx=0gen ss=Owhile xj*<=mgen xj=invnorm(uniform()*oo+mmreplace xx=xx+x、j'replace ss=ss+xj,*xj,local j=、j'+l )gen ssd=sqrt(ss-xx*xx/m)/(m-l) replace xx=xx/mdi Mmean=M xxdi Hsd=M ssd用文件名"simume

34、an.do”保存在Slata窗口中打入do 路徑simumean樣本量總體均數(shù)總體標(biāo)準(zhǔn)差 對(duì)于Stata 7.0，輸入下列命令顯示樣本均數(shù)的頻數(shù)圖 graph xx,bin(50) xlabel對(duì)于Stata 8.0，輸入下列命令顯示樣本均數(shù)的頻數(shù)圖 graph? xx.bin(50) xlabel非正態(tài)分布的樣本均數(shù)的分布模擬。用記事本寫入下來(lái)語(yǔ)句 clearset memory 100m di ”輸入樣本量" scalarset obs 10000local j=lgen xx=0gen ss=Owhile、j'v=nigen x、j'=invnorm(unifo

35、nn()八2replace xx=xx+xj* replace ss=ss+xj,*xj, local)gen ssd=sqrt(ss-xx*xx/m)/(m-l) replace xx=xx/mdi Mmean=M xxdi Hsd=M ssd用文件名"'simumean 1 .do”保存在Slata窗口中打入do 路徑simumeanl樣本量總體均數(shù)總體標(biāo)準(zhǔn)差 對(duì)于Stata 7.0，輸入下列命令顯示樣本均數(shù)的頻數(shù)圖 graph xx,bin(50) xlabel 顯示原始資料的頻數(shù)分布圖graph xLbin(50) xlabel對(duì)于Stata 8.0.輸入下列命令顯示

36、樣本均數(shù)的頻數(shù)圖 graph? xx.bin(50) xlabel 顯示原始資料的頻數(shù)分布圖graph? xl.bin(50) xlabel樣本率的分布模擬。用記事本寫入下來(lái)語(yǔ)句clearset memory 100mdi ”輸入樣本量總體率"scalarscalar pp=、2'set obs 10000local j=lgen xx=0gen ss=Owhile、j'v=nireplace xx=xx+int(uniform()+pp)local j=、j=l)gen ppp=xx/msu ppp用文件名"simumean3.do”保存在Stata窗口中

37、打入do 路徑simumean3樣本量 總體率對(duì)于Stata 7。輸入下列命令顯示樣本率的頻數(shù)圖graph ppp.bin(50) xlabel對(duì)于Stata 8.0,輸入下列命令顯示樣本率的頻數(shù)圖graph? ppp.bin(50) xlabel7、利用蒙特卡洛方法，產(chǎn)生標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的隨機(jī)數(shù)，并計(jì)算樣本方差，驗(yàn)證方差乘自由度(-1)S2服從于自由度為 T的蜉分布，兩個(gè)獨(dú)立樣本的方差之比服從于自由度為1 72 - 1 t 2一1 的 F 分布。答：標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布資料的樣本方差x (n-l)的分布模擬。用記事本寫入下來(lái)語(yǔ)句clearset memory 100mdi ”輸入樣本量"sca

38、larset obs 10000local j=lgen xx=0gen ss=Owhile、j'v=nigen xJinvnornXuniformO)replace xx=xx+xj*replace ss=ss+xj,*xj,local)gen ss= ss-xx*xx/m用文件名,simuvariance.doM保存在Stata窗口中打入do 路徑simuvariance.do 樣本量對(duì)于Stata 7。輸入下列命令顯示樣本均數(shù)的頻數(shù)圖graph ss,bin(50) xlabel對(duì)于Stata 8。輸入下列命令顯示樣本均數(shù)的頻數(shù)圖graph? ss,bin(50) xlabelF

39、分布的模擬。用記事本寫入下來(lái)語(yǔ)句clearset memory 100mdi”輸入樣本量1總體均數(shù)1樣本量2總體均數(shù)2總體標(biāo)準(zhǔn)差" scalar ml=xrlocal mnl=xrscalar mml=x2,scalar n2=yscalar mm2=x4,scalar oo=59set obs 10000local j=lgen xx=0gen ss=Ogen xx0=0whilereplace xxO=invnorm(uniform()*oo+mlreplace xx=xx+xx0replace ss=ss+xxO*xxOlocal)gen ssl= (ss-xx*xx/m 1

40、)/(m 1 -1)replace ss=Oreplace xx=0local j=lwhile xjf<=m2gen xx0=invnonn(uniform()*oo+m2replace xx=xx+xx0replace ss=ss+xxO*xxO local )gen ss2= (ss-xx*xx/m2)/(m2-1)gen f=ssl/ss2用文件名” simuf.do”保存13 word版本可編輯,歡迎下載支持.文檔從網(wǎng)絡(luò)中收集，已重新整理排版.word版本可編輯.歡迎下載支持.在Stata窗口中打入do 路徑simuf.do樣本量對(duì)于Stata 7.0,輸入下列命令顯示統(tǒng)計(jì)量F

41、的頻數(shù)圖graph f,bin（50） xlabel對(duì)于Stata 8.0.輸入下列命令顯示統(tǒng)計(jì)量F的頻數(shù)圖graph? f,bin（50） xlabel第五章一、是非題1 .，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量服從自由度為V的f分布。答：錯(cuò)。只有在Ho假設(shè)為真時(shí)才成立。2 .當(dāng)拒絕時(shí)，只可能發(fā)生第一類錯(cuò)誤。答：對(duì)。3 .對(duì)于0：|1 = I10/1： |1豐的，檢驗(yàn)，當(dāng)1H為真時(shí)，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量/Xnlffa -> 的概率為L(zhǎng)B o答：對(duì)。當(dāng)田為真時(shí)，作出正確推斷的概率即為l-B o4 .對(duì)于ooioH：U二u 芋口的f檢驗(yàn)，。”為真而言，發(fā)生拒絕0”的 機(jī)會(huì)與樣 本量無(wú)關(guān)。答：對(duì)。無(wú)論樣本量多大，犯第一類錯(cuò)誤的

42、概率為Q。5 .對(duì)于定量資料用95%可信區(qū)間的公式0g2，ixX/S-士估計(jì)總體均數(shù)所在范 圍，要求資料服從正態(tài)分布或樣本量很大。答：對(duì)。二.選擇題1 .在同一總體隨機(jī)抽樣，其他條件不變，樣本量越大，則總體均數(shù)的95%可信 區(qū)間（A ）。A越窄B越寬C越可靠D越穩(wěn)定2 .從兩個(gè)不同總體中隨機(jī)抽樣，樣本含量相同，則兩總體均數(shù)95%可信區(qū)間 （D ） oA標(biāo)準(zhǔn)差小者，可信度大B標(biāo)準(zhǔn)差小者，準(zhǔn)確度高C標(biāo)準(zhǔn)差小者，可信度大且準(zhǔn)確度高D兩者的可信度相同3 .其他條件不變，可信度1-a越大，則總體均數(shù)可信區(qū)間（A ）A越寬B越窄C不變D還與第二類錯(cuò)誤有關(guān)4 .其他條件不變，可信度1-a越大，則隨機(jī)抽樣所獲

43、得的總體均數(shù)可信區(qū)間將 不包含總體均數(shù)的概率（B ）。A越大B越小C不變D不確定5 .區(qū)間內(nèi)包含總體均數(shù)的概率為（D ）。A 95% B97.5% C99% D 100%6從某正態(tài)總體中隨機(jī)抽樣，樣本含量固定，區(qū)間內(nèi)包含樣本均數(shù)的概率為（A ）。A 95% B97.5% C99% D 不確定7 .增大樣本含量，則錯(cuò)誤的是（A ） °A可信區(qū)間的可信度變大BxS變小C同樣可信度情況下，可信區(qū)間變窄D抽樣誤差減少8 .下列公式中，哪一個(gè)可以用于正態(tài)分布總體均數(shù)的95%可信區(qū)間的估計(jì)（C ）。A n ± 1.96a aB 1.96x n ± aC 0.0511 ） xX

44、 - / S D 0.05（v*X ±，S9 .由兩個(gè)獨(dú)立樣本計(jì)算得到兩個(gè)總體均數(shù)的可信區(qū)間，則下列結(jié)論中正確的是（C ） OA如果兩個(gè)可信區(qū)間無(wú)重疊，可認(rèn)為兩樣本均數(shù)差別無(wú)統(tǒng)計(jì)意義B如果兩個(gè)可信區(qū)間有重疊，可認(rèn)為兩樣本均數(shù)差別有統(tǒng)計(jì)意義C如果兩個(gè)可信區(qū)間無(wú)重疊，可認(rèn)為兩樣本均數(shù)差別有統(tǒng)計(jì)意義D以上都不對(duì)10 .在總體方差相等的條件下，由兩個(gè)獨(dú)立樣本計(jì)算兩個(gè)總體均數(shù)之差的可信區(qū) 間包含了0,則（B ）。A可認(rèn)為兩樣本均數(shù)差別無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義B可認(rèn)為兩樣本均數(shù)差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義C可認(rèn)為兩總體均數(shù)差別無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義D可認(rèn)為兩總體均數(shù)差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義11 .假設(shè)檢驗(yàn)中的第二類錯(cuò)誤是指（D ）所犯的

45、錯(cuò)誤。1.96x u ± a1.96x u ± aA拒絕了實(shí)際上成立的HoB未拒絕實(shí)際上成立的HoC拒絕了實(shí)際上不成立的HoD未拒絕實(shí)際上不成立的Ho12,兩樣本均數(shù)比較的假設(shè)檢驗(yàn)中，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義時(shí)，P越小，說明（D ）。A.兩樣本均數(shù)差別越大B.兩總體均數(shù)差別越大C.越有理由認(rèn)為兩樣本均數(shù)不同D.越有理由認(rèn)為兩總體均數(shù)不同13.作兩樣本均數(shù)差別的t檢驗(yàn)中，P值與a值中（A ）。A. a值是研究者指定的B. P值是研究者指定的C.兩者意義相同，數(shù)值不同D.兩者意義相同，數(shù)值相同14 .兩樣本均數(shù)的t檢驗(yàn)，按0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)拒絕”0,若此時(shí)推斷有誤，其錯(cuò)誤 的概率為（A

46、 ）。A 0.05 B >0.05 C <0.05 D 不一定15 .在樣本均數(shù)與總體均數(shù)差別的雙側(cè)顯著性檢驗(yàn)中，結(jié)果為P<a而拒絕H。,接 受Hi,原因是（D ）。A. Ho假設(shè)成立的可能性小于aB.Hi假設(shè)成立的可能性大于1-aC. Ho成立的可能性小于a且Hi成立的可能性大于1-aD.從Ho成立的總體中隨機(jī)抽取一個(gè)樣本，其樣本均數(shù)比現(xiàn)有樣本的均數(shù)更遠(yuǎn)離（Ho為真時(shí)）總體均數(shù)的可能性小于a注:假設(shè)檢驗(yàn)是反證法思想，即：考察為真情況下，樣本統(tǒng)計(jì)量出現(xiàn)背離歷 并 且逼近日 的概率是否為小概率事件，所以假設(shè)檢驗(yàn)中不涉及到。”成立的概率。三、統(tǒng)計(jì)分析題和簡(jiǎn)答題1 .在假設(shè)檢驗(yàn)中，

47、當(dāng)出現(xiàn)P>ci時(shí)，雖然不能拒絕Ho,但不能推斷“0成立。(提示：假設(shè)檢驗(yàn)是基于反證法的思想)。答：假設(shè)檢驗(yàn)是基于反證法的思想。拒絕”。是因?yàn)樵凇啊檎娴募僭O(shè)下樣本 統(tǒng)計(jì)量出現(xiàn)在小概率事件范圍內(nèi)，所以可以推斷M)非真；反之，在“。為 真的假設(shè)下樣本統(tǒng)計(jì)量未出現(xiàn)在小概率事件范圍，只是沒有足夠證據(jù)支持 不能拒絕正如反證法只是尋找推翻假設(shè)的證據(jù)，并不是尋找支持假設(shè) 的證據(jù)，不能推翻假設(shè)的結(jié)果并不能成為證實(shí)假設(shè)成立的證據(jù)。事實(shí)上，不拒絕Ho時(shí)犯第二類錯(cuò)誤的概率B有時(shí)還很大，并且無(wú)法由研究者直接控制，所以不拒絕時(shí)，不能直接推斷成立。2 .下面是18例冠心病患者高密度脂蛋白(HDL,g/L)的測(cè)定結(jié)果

48、，請(qǐng)回答下列 問題。0.30, 0.43, 0.26, 0.34, 0.57, 0.49, 0.35, 0.22, 0.33, 0.37, 0.28, 0.35,0.40, 0.36, 0.42, 0.28, 0.41, 0.301)本題所研究的總體是什么？答：滿足者該研究中入選標(biāo)準(zhǔn)的全部冠心病患的高密度脂蛋白(HDL,g/L) 實(shí)際值的全體構(gòu)成的集合。2)根據(jù)本題的研究背景和研究問題，請(qǐng)用研究背景語(yǔ)言給出本題總體均 數(shù)的具體定義。答：滿足者該研究中入選標(biāo)準(zhǔn)的全部冠心病患的高密度脂蛋白(HDL,g/L) 實(shí)際值的平均數(shù)。3)試估計(jì)本題的總體均數(shù)及其95%可信區(qū)間，并用通俗的研究背景語(yǔ)言 論述您

49、的結(jié)果。答:X= 0.3589, 0.08567, 18, 0.08567 / 18 0.02= 5=,95%可信區(qū)間為:xX/50.05.17 ± =0.3589±2.11X0.02= (0.3167, 0.4011)。以95%可信度推斷冠心病患者人群的高密度脂蛋白(HDL,g/L)的平均數(shù)在0.31670.4011 g/Lo3 .已知大腸桿菌在飲用水中呈Poisson分布，根據(jù)有關(guān)規(guī)定：對(duì)于合格的飲 用水而言，平均每升飲用水中的大腸桿菌個(gè)數(shù)不超過2個(gè)，先在某飲用水 生產(chǎn)處抽樣2L水，經(jīng)檢測(cè)發(fā)現(xiàn)6個(gè)大腸桿菌，請(qǐng)估計(jì)該處的飲用水平均 1L中的大腸桿菌數(shù)在什么范圍內(nèi)？答：X=

50、6,查Poisson分布總體均數(shù)的可信區(qū)間界值表得，95%的可信區(qū)間為 (2.20/2. 13.06/2) =(1.10, 6.53)。4 .續(xù)第3題，在實(shí)際的衛(wèi)生監(jiān)督執(zhí)法中，一般不進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，但需要根據(jù) 統(tǒng)計(jì)學(xué)原理和飲用水衛(wèi)生標(biāo)準(zhǔn)，指定一個(gè)飲用水大腸桿菌數(shù)的界值：隨機(jī) 抽取1L水，當(dāng)檢測(cè)到的細(xì)菌數(shù)低于這個(gè)界值，可以推斷該處飲用水的平 均1L水的大腸桿菌數(shù)不會(huì)超過2個(gè)，請(qǐng)以95%的可信度確定這個(gè)界值。答：U=2,查Poisson分布總體均數(shù)的95%可信區(qū)間界值表得到大于2的最小下限為X=6,其95%可信區(qū)間為(2.2, 13.1),而X=5的95%可信區(qū)間為(1.6, 11.7),所以當(dāng)檢測(cè)

51、結(jié)果為大腸桿菌數(shù)26時(shí)，可以推斷該處飲用水的平均每升水的大腸桿菌數(shù)U > 2,即該飲用水不合格。5 .續(xù)第3題和第4題，請(qǐng)推敲下列描述有何不同，適用于何種情況？1）每1L飲用水中的平均大腸桿菌個(gè)數(shù)不超過2個(gè)是合格的2）合格的飲用水中，1L飲用水的大腸桿菌個(gè)數(shù)不得高于于2個(gè)3）第3題中，能否按1L水檢測(cè)到3個(gè)大腸桿菌估計(jì)該處的飲用水平均每每1L中的大腸桿菌數(shù)在什么范圍內(nèi)，為什么？答：第一個(gè)問題是對(duì)于合格的飲用水而言，平均每1L飲用水的大腸桿菌個(gè)數(shù)不超過2 （ W 2）,也就是在檢測(cè)樣品為1升飲用水時(shí)，容許樣品中的大腸桿菌數(shù)超過2個(gè)。第二個(gè)問題是指檢測(cè)樣品為1升水時(shí)，不容許樣品中的大腸桿菌數(shù)

52、超過2個(gè)。（X W 2）3）根據(jù)Poisson分布的95%可信區(qū)間推斷該處的飲用水平均每升中的大腸桿菌數(shù)在（0.62, 8.8）第六章一、是非題1 .隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的檢驗(yàn)效能一定高于完全隨機(jī)設(shè)計(jì)答：錯(cuò)。如果在完全隨機(jī)設(shè)計(jì)中，實(shí)驗(yàn)條件和實(shí)驗(yàn)過程控制都非常好，研究對(duì)象 的同質(zhì)性非常好，兒乎不存在可能的混雜因素，即可以認(rèn)為可能混雜效應(yīng)很小其 至可以忽略，則完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的檢驗(yàn)效能可能要高于隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)。2 .隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)就是實(shí)驗(yàn)性研究答：對(duì)。隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)的英文名是Random control trial,縮寫為RCT。在隨 機(jī)分組前，隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)的研究對(duì)象來(lái)自同一人群，通過選擇不同的干預(yù)，構(gòu)成 試驗(yàn)組和

53、對(duì)照組，由此評(píng)價(jià)干預(yù)效應(yīng)。因此隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)就是實(shí)驗(yàn)性研究，但要 注意：實(shí)驗(yàn)性研究未必是隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)。3 .隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)就是完全隨機(jī)設(shè)計(jì)答：錯(cuò)。隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)貫徹了隨機(jī)化原則，對(duì)照組和實(shí)驗(yàn)組間除實(shí)驗(yàn)因素不同 外，其他條件基本相同，研究設(shè)計(jì)可以是完全隨機(jī)對(duì)照設(shè)計(jì)，也可以是隨機(jī)區(qū)組 設(shè)計(jì)。4 .采取隨機(jī)分組可以提高檢驗(yàn)效能答：錯(cuò)。采取隨機(jī)分組的主要目的是控制或減少混雜因素對(duì)結(jié)果的影響，與檢 驗(yàn)效能沒有直接的連續(xù)。5 .為了研究A因素與死亡的關(guān)系，采用隊(duì)列研究，但所獲樣本資料不能估計(jì)人 群的A因素暴露比例。答：對(duì)。因?yàn)殛?duì)列研究是根據(jù)A因素的不同暴露水平分別入選研究對(duì)象，由此 建立不同暴露水平的隊(duì)列進(jìn)行隨

54、訪研究的。如按A因素暴露和非暴露分別入組 2000人進(jìn)行隨訪，因此暴露人數(shù)與非暴露人數(shù)是L 1,與人群中的暴露比例無(wú) 關(guān)。即：隊(duì)列研究中的研究對(duì)象中的暴露比例是人為確定的，不是人群的暴露比 例。二、選擇題1 .病例對(duì)照研究的主要缺點(diǎn)之一是CA.研究周期長(zhǎng)B.病例不容易收集C.容易產(chǎn)生選擇性偏倚D.容易失訪17 word版本可編輯,歡迎下載支持.文檔從網(wǎng)絡(luò)中收集，已重新整理排版.word版本可編輯.歡迎下載支持.2 .病例對(duì)照研究的主要優(yōu)點(diǎn)之一是CA.容易失訪B.不容易發(fā)生測(cè)量偏倚C.患病率很低的疾病也適川D.很容易選擇和收集對(duì)照3 .病例對(duì)照研究最好應(yīng)選擇D為對(duì)照A.健康人B.醫(yī)院中未患該疾病

55、的人C.醫(yī)院中的正常人D.根據(jù)研究背景選擇符合一定條件的未患該疾病的 人4 .采用配對(duì)設(shè)計(jì)的主要目的是B oA減少樣本含量B減少混雜因素對(duì)結(jié)果的影響C提高統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的功效D有利于統(tǒng)計(jì)分析5 .下列說法哪一個(gè)是正確的oA ,采川完全隨機(jī)設(shè)計(jì)可以使試驗(yàn)組和對(duì)照組同時(shí)減少混雜因素的影響B(tài).采川隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)可以控制了混雜因素對(duì)結(jié)果的影響C.采用隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)可以減少了混雜因素對(duì)結(jié)果的影響，當(dāng)效應(yīng)指標(biāo)與研究 因素之間存在混雜效應(yīng)的情況下，采用配對(duì)設(shè)計(jì)可以提高了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的效 能。D.采用完全隨機(jī)設(shè)計(jì)可以控制混雜因素在試驗(yàn)組和對(duì)照組達(dá)到概率意義下 的平衡，由此提高了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的效能。三、簡(jiǎn)答題1 .實(shí)驗(yàn)性研究和觀

56、察性研究的根本區(qū)別是什么？答：主要區(qū)別在于是否人為給予干預(yù)措施，如果研究者人為施加了干預(yù)措施那么 就是實(shí)驗(yàn)性研究，如果研究者沒有施加干預(yù)措施，而是以客觀、真實(shí)的觀察為依 據(jù)，對(duì)觀察結(jié)果進(jìn)行描述和對(duì)比分析，那么就是觀察性研究。另外在干預(yù)前，實(shí) 驗(yàn)性研究的研究對(duì)象來(lái)自同一群體：比較性質(zhì)的觀察性研究的對(duì)象一般來(lái)自不同 人群。2 .實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的三個(gè)基本原則是什么？答：實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本原則：對(duì)照、隨機(jī)、重復(fù)。設(shè)立對(duì)照和貫徹隨機(jī)化是使各組 均衡可比的兩個(gè)非常重要的手段。重復(fù)就是指試驗(yàn)組和對(duì)照組需要滿足一定的樣 本量。3 .隨機(jī)化的作用是什么？答：隨機(jī)化是采用隨機(jī)的方式，使每個(gè)受試對(duì)象都有同等的機(jī)會(huì)被抽取或分到不 同的實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組。隨機(jī)化使不可控制的混雜因素在實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組中的影響 較為均勻，并可歸于實(shí)驗(yàn)誤差之中；它也是對(duì)資料進(jìn)行統(tǒng)計(jì)推斷的前提，各種統(tǒng) 計(jì)