醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)題庫(kù)完整(干貨分享)

2．在統(tǒng)計(jì)學(xué)中，習(xí)慣上把(B)的事件稱為小概率事件.3~8A．計(jì)數(shù)資料B.等級(jí)資料C。計(jì)量資料D。名義資料E。角4.分別用兩種不同成分的培養(yǎng)基(A與B)培養(yǎng)鼠疫桿菌，重復(fù)實(shí)驗(yàn)單元數(shù)均為5?？崭寡菧y(cè)量值，屬于(C)資料.2032、AB型641。該資料的類型是(D)。料常來(lái)源于目標(biāo)總體的一個(gè)較小總體,稱為研究總體.實(shí)際中由于研究總體的個(gè)國(guó)全部注冊(cè)醫(yī)生作為研究總體，按照實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)隨機(jī)抽取的一定量的個(gè)體則組成即該總體區(qū)別于其他總體的特征；變異是指該總體內(nèi)部的差異，即個(gè)體的特異統(tǒng)計(jì)設(shè)計(jì)之中；統(tǒng)計(jì)分析是在統(tǒng)計(jì)設(shè)計(jì)的基礎(chǔ)上，根據(jù)設(shè)計(jì)的不同特點(diǎn)，選擇相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)分析方法對(duì)資料進(jìn)行分析第二章第二章統(tǒng)計(jì)描述習(xí)題1.描述一組偏態(tài)分布資料的變異度，以(D)指標(biāo)較好。2．各觀察值均加(或減)同一數(shù)后(B)。3．偏態(tài)分布宜用(C)描述其分布的集中趨勢(shì)。兩項(xiàng)指標(biāo)觀測(cè)值的變異程度的大小，可選用的最佳指標(biāo)是(E)。E尿氟值：0．2~0．6~1．0~1．4~1.8~2.2~2。6~3。0~3.4~頻數(shù):7567302016196211宜用(B)描述該資料。A．算術(shù)均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差B．中位數(shù)與四分位數(shù)間距C。幾何均數(shù)7．用均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差可以全面描述(C)資料的特征。9。血清學(xué)滴度資料最常用來(lái)表示其平均水平的指標(biāo)是(C).C12。測(cè)量了某地68人接種某疫苗后的抗體滴度,宜用(C)反映其平均滴度。0男女男女男8 21~3041~5021~3041~501~40女14143749.反.(%)(%)6350。00.57 合計(jì)20009555。60.453)應(yīng)該如何做適當(dāng)?shù)慕y(tǒng)計(jì)分析？(‰)男1050632.8575.714女女9503．1998年國(guó)家第二次衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查資料顯示，城市婦女分娩地點(diǎn)分布(%)58.5858.58城市農(nóng)村7.77其他63.8420.3820.764.66婦幼保健機(jī)構(gòu)7.63衛(wèi)生院001．(E)分布的資料，均數(shù)等于中位數(shù)。2．對(duì)數(shù)正態(tài)分布的原變量X是一種(D)分布。Exx4.估計(jì)正常成年男性尿汞含量的95％醫(yī)學(xué)參考值范圍時(shí)，應(yīng)用(E)。xx華華放射性物質(zhì)平均每分鐘脈沖計(jì)數(shù)的95%可信區(qū)間為(E)。9。二項(xiàng)分布的圖形取決于(C)的大小.E。A．CVB。SC．華D。RE。四分位數(shù)間XtSg/L，標(biāo)準(zhǔn)差為4g/L，則其總體均數(shù)的95％可信區(qū)間為(B)。13。一藥廠為了解其生產(chǎn)的某藥物(同一批次)的有效成分含量是否符合國(guó)成分平均含量的95％可信區(qū)間時(shí),應(yīng)用(A).XXE.Epp感染率的95％可信區(qū)間時(shí),應(yīng)用(E).pp應(yīng)用(D)。pp2、二項(xiàng)分布的應(yīng)用條件 1、如何用樣本均數(shù)估計(jì)總體均數(shù)的可信區(qū)間(1)(未知且n小，按t分布的原理計(jì)算可信區(qū)間，可信區(qū)間為avXavXavXavX2,2,avXavXavXavXp312行估計(jì).A。核對(duì)數(shù)據(jù)B．作方差齊性檢驗(yàn)C．求均數(shù)、誤的概率為(D).A.單側(cè)檢驗(yàn)優(yōu)于雙側(cè)檢驗(yàn)6．假設(shè)一組正常人的膽固醇值和血磷值均近似服從正態(tài)分布.為從不同角度來(lái)C。成組t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)D．變異系數(shù)和u檢驗(yàn)E．配對(duì)t檢驗(yàn)和相關(guān)回歸分析vA.第Ⅰ類錯(cuò)誤B．第Ⅱ類錯(cuò)誤C．一般錯(cuò)誤D.錯(cuò)00布總體；②用于成組設(shè)計(jì)的兩樣本均數(shù)比較時(shí)，要求兩樣本來(lái)自總體方差相等3。比較Ⅰ型錯(cuò)誤和Ⅱ型錯(cuò)誤的區(qū)別和聯(lián)系。答Ⅰ型錯(cuò)誤拒絕了實(shí)際上成立的H，Ⅱ型錯(cuò)誤不拒絕實(shí)際上不成立的H.通004．如何恰當(dāng)?shù)貞?yīng)用單側(cè)與雙側(cè)檢驗(yàn)?效假設(shè)H不成立，實(shí)際情況只能有一種方向的可能時(shí)才考慮采用單側(cè)檢驗(yàn)。00010歲男童頭圍大于一般三歲男童號(hào)123456789ALb含量11。782721。817ALb含量88441。6420d1dd012112201211212c1212驗(yàn)組和對(duì)照組病人心率的總體均數(shù)相同 ()+()aa25人的均值為 ()+()aa01211S26.5212201211X_XX_XS2S21+21+2nnnn|20||25|0認(rèn)為該市18歲居民腰圍有性別差異5欲比較甲、乙兩地兒童血漿視黃醇平均水,查甲地3~12歲兒童150名,血漿視黃醇均數(shù)為1。21μmol/L，標(biāo)準(zhǔn)差為0．28μmol/L；乙地3~12歲兒解檢驗(yàn)假設(shè)012012112a處理區(qū)組處理區(qū)組111222===112203~12歲兒童血漿視黃醇平均水平?jīng)]有差別第五章方差分析習(xí)題1．完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析中,必然有(C)。A。SS>SSB．MSMSC.SS＝SS＋SSC.SS＝SS＋SSD．MS=MS＋MS總組間組內(nèi)總組間組內(nèi)3．在隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的方差分析中，若F>F,則統(tǒng)計(jì)推論是(A)。4。隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)方差分析的實(shí)例中有(EA。SS不會(huì)小于SSC．FC．F值不會(huì)小于1B.MS不會(huì)小于MSD.F值不會(huì)小于15．完全隨機(jī)設(shè)計(jì)方差分析中的組間均方是(C)的統(tǒng)計(jì)量。比較，可選擇(A).DXE.秩和檢驗(yàn)可選擇(A)。D正態(tài)化E．使率較小(＜30%)的二分類資料達(dá)到正態(tài)的要求A。使服從Poisson分布的計(jì)數(shù)資料或輕度偏態(tài)的資料正態(tài)化可由某個(gè)因素的作用(或某幾個(gè)因素的交互作用)加以解釋，如組間變異SS可組間 (水平組),各組分別接受不同的處理。在分析時(shí)，SS=SS+SS總組間組內(nèi)受試對(duì)象進(jìn)行，且各個(gè)處理組受試對(duì)象數(shù)量相同，區(qū)組內(nèi)均衡。在分析時(shí)，總總3、為何多個(gè)均數(shù)的比較不能直接做兩兩比較的t檢驗(yàn)?答：多個(gè)均數(shù)的比較，如果直接做兩兩比較的t檢驗(yàn),每次比較允許犯第Ⅰ類錯(cuò)衣料12.332。223．063．60Ho：各個(gè)總體均數(shù)相等H1:各個(gè)總體均數(shù)不相等或不全相等衣料1衣料2衣料3衣料4合計(jì)Xni XiSi2。0052。34552.96805i組間變異來(lái)源SSνMSFP總193．16＜0.01H01nXS0。29組間iii組內(nèi)iii組間組內(nèi)變異來(lái)源SSνMSFPA組D組1．92區(qū)3．632．31．52。14區(qū)2．5．656區(qū)區(qū)58651Ho：各個(gè)處理組的總體均數(shù)相等H1:各個(gè)處理組的總體均數(shù)不相等或不全相等Ho：各個(gè)區(qū)組的總體均數(shù)相等H1：各個(gè)區(qū)組的總體均數(shù)不相等或不全相等A組D組njXj第1區(qū)區(qū)區(qū)1．84。12．155355500第6區(qū)ni XiSi1。560．1600。4660。32。163532。 總N總處理組ii處理組區(qū)組jj區(qū)組j誤差誤差νMSFP總450。2339FF0101解:采用SNK檢驗(yàn)進(jìn)行兩兩比較。Ho：=，即任兩對(duì)比較組的總體均數(shù)相等ABABα=0．0512344個(gè)樣本均數(shù)兩兩比較的q檢驗(yàn)(Newman－Keuls法)差Q值P值21與33422。24582與43200與衣料4的棉花吸附十硼氫量有差異，還不能認(rèn)為衣料1與衣料2,衣料2與衣1．X2分布的形狀(D)。布2．四格表的自由度(B).數(shù)BC有聯(lián)系,應(yīng)選擇的統(tǒng)計(jì)分析方法是(B)。ABO血型MN血型MNMNO431ABABA。秩和檢驗(yàn)B.X2檢驗(yàn)C．Ridit檢驗(yàn)D。相關(guān)分析A.t檢驗(yàn)B.X2檢驗(yàn)C。F檢驗(yàn)D.Fisher精確概率法 組別有效無(wú)效合計(jì) 胞磷膽堿組46652神經(jīng)節(jié)苷酯18826組 合計(jì)64147810．對(duì)于總合計(jì)數(shù)n為500的5個(gè)樣本率的資料作X2檢驗(yàn)，其自由度為(D).欲A組別無(wú)效好轉(zhuǎn)顯效痊愈 西藥組4931515中藥組459224中西醫(yī)結(jié)15281120A。秩和檢驗(yàn)B。X2檢驗(yàn)C．t檢驗(yàn)D．u檢驗(yàn)E。Kappa義，應(yīng)選用(D).例，應(yīng)選用(C)。A。兩樣本率比較的u檢驗(yàn)B。兩樣本均數(shù)比較的u檢驗(yàn)A.t檢驗(yàn)B．X2檢驗(yàn)C．F檢驗(yàn)D。Fisher精確概率法答：推斷兩個(gè)總體率間或者構(gòu)成比見(jiàn)有無(wú)差別；多個(gè)總體率間或構(gòu)成比間有無(wú)0H0(ad1．R×C表的分析思路 ②若研究目的為分析兩個(gè)分類變量之間有無(wú)關(guān)聯(lián)性以及關(guān)系的密切程度時(shí)，可(2)單向有序R×C表有兩種形式：一種是R×C表的分組變量是有序的,但指標(biāo)變量是無(wú)序的，其研究目的通常是多個(gè)構(gòu)成比的比較，此種單向有序R (3)雙向有序?qū)傩韵嗤琑×C表R×C表中的兩分類變量皆為有序且屬其研究目的通常是分析兩種檢驗(yàn)方法的一致性,此時(shí)宜用一致性檢驗(yàn)(或稱Kappa檢驗(yàn))。 (4)雙向有序?qū)傩圆煌琑×C表R×C表中兩分類變量皆為有序的,但屬②若研究目的為分析兩個(gè)有序分類變量間是否存在相關(guān)關(guān)系，宜用等級(jí)相關(guān)分③若研究目的為分析兩個(gè)有序分類變量間是否存在線性變化趨勢(shì),宜用有序分組資料的線性趨勢(shì)檢驗(yàn).01(2)計(jì)算統(tǒng)計(jì)量u值，做出推斷結(jié)論00====ccnn12u=0==1.58900(3)確定P值，做出推斷結(jié)論。0體異常率低于一般012112012c112111400500(3)確定P值，做出推斷結(jié)論。13．某醫(yī)院分別用單純化療和符合化療的方法治療兩組病情相似的淋巴腫瘤患者，兩組的緩解率如下表，問(wèn)兩療法的總體緩解率是否不同?兩種療法的緩解率的比較解復(fù)合化療1852378。26012112(2)計(jì)算統(tǒng)計(jì)量，做出推斷結(jié)論RC58(3)確定P值，做出推斷結(jié)論。4．分別用對(duì)同一批口腔頜面部腫瘤患者定性檢測(cè)唾液和血清中癌胚抗原的含+－+－217H：B=C兩種方法的檢測(cè)結(jié)果相同01(2)計(jì)算統(tǒng)計(jì)量，做出推斷結(jié)論P(yáng)MMⅢⅠⅡⅡⅢ060合計(jì)10H:兩種檢測(cè)指標(biāo)間有關(guān)聯(lián)1(2)計(jì)算統(tǒng)計(jì)量，做出推斷結(jié)論(3)確定P值，做出推斷結(jié)論.列聯(lián)系數(shù)r=X2=0.5846，可以認(rèn)為兩者關(guān)系密切。pn+X2A．正秩和與負(fù)秩和的絕對(duì)值不會(huì)相差很大B。正秩和與負(fù)秩和的絕對(duì)值相等C。正秩和與負(fù)秩和的絕對(duì)值相差很大D．不能得出結(jié)論E。以上都不對(duì)A．把X和X的差數(shù)從小到排序2B．分別按X和X從小到大排序E．把1X和2X的差數(shù)的絕對(duì)值從小到大排序12A.不受總體分布的限制B。適用于等級(jí)資料C．適用于未知分布型資料D．適用于正態(tài)分布資料4。等級(jí)資料的比較宜采用(A)。A.秩和檢驗(yàn)B．F檢驗(yàn)C．t檢驗(yàn)D.X2檢驗(yàn)E。u檢驗(yàn)5．在進(jìn)行成組設(shè)計(jì)兩樣本秩和檢驗(yàn)時(shí)，以下檢驗(yàn)假設(shè)哪種是正確的(D)。A.兩樣本均數(shù)相同B。兩樣本的中位數(shù)相同C本對(duì)應(yīng)的總體均數(shù)相同D.兩樣本對(duì)應(yīng)的總體分布相同6．以下檢驗(yàn)方法中，不屬于非參數(shù)檢驗(yàn)方法的是(E).A．將兩組數(shù)據(jù)統(tǒng)一由小到大編秩1．簡(jiǎn)要回答進(jìn)行非參數(shù)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的適用條件。答：(1)資料不符合參數(shù)統(tǒng)計(jì)法的應(yīng)用條件(總體為正態(tài)分布、且方差相等)或缺點(diǎn)：如果對(duì)符合參數(shù)檢驗(yàn)的資料用了非參數(shù)檢驗(yàn)，因不能充分利用資料提供的信息，會(huì)使檢驗(yàn)效能低于非參數(shù)檢驗(yàn)；若要使檢驗(yàn)效能相同，往往需要更大1.對(duì)8份血清分別用HITAH7600全自動(dòng)生化分析儀(儀器一)和OLYMPUSAU640全自動(dòng)生化分析儀(儀器二)測(cè)乳酸脫氫酶(LDH)，結(jié)果見(jiàn)表7—1。表7－18份血清用原法和新法測(cè)血清乳酸脫氫酶(U/L)的比較11202345671658(1)建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H：用方法一和方法二測(cè)得乳酸脫氫酶含量的差值的總體中位數(shù)為零,即0M=0dH：M01d(2)計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量T值+一(3)確定P值,做出推斷結(jié)論HH用方法一和方法二測(cè)得乳酸脫氫酶含量差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。1表7-48份血清用原法和新法測(cè)血清乳酸脫氫酶(U／L)的比較(3)差值d(5)123—3．54—6556227—15—78170+一2．40名被動(dòng)吸煙者和38名非被動(dòng)吸煙者的碳氧血紅蛋白HbCO(%)含量見(jiàn)表7-2。問(wèn)被動(dòng)吸煙者的HbCO(％)含量是否高于非被動(dòng)吸煙者的HbCO(%)表7-2吸煙工人和不吸煙工人的HbCO(%)含量比較非被動(dòng)吸煙含量被動(dòng)吸煙者合計(jì)者很低123低82331中161127偏高10414高404(1)建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H：被動(dòng)吸煙者的HbCO(%)與非被動(dòng)吸煙者的HbCO(%)含量總體分布0H1：被動(dòng)吸煙者的HbCO(％)與非被動(dòng)吸煙者的HbCO(%)含量總體分布(2)計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量T值12121c(3)確定P值，做出推斷結(jié)論c01與非被動(dòng)吸煙者的HbCO(％)含量總體分布不同表7-5吸煙工人和不吸煙工人的HbCO(％)含量比較人數(shù)秩和秩次平均含量被動(dòng)吸非被動(dòng)吸非被動(dòng)吸合計(jì)范圍秩次被動(dòng)吸煙者煙者煙者煙者 (4(7)=(2)(8)＝(3)(1)(2)(3)(5)(6))×(6)×(6)很低1231~3224低低中高84401444~3434~62~76~68.57606850合計(jì)394079——19091237。5受試者4人，每人穿四種不同的防護(hù)服時(shí)的收縮壓值如表，問(wèn)四種防護(hù)服對(duì)收縮壓的影響有無(wú)顯著差別？四個(gè)受試者的收縮壓值A(chǔ)BCD1234(1)建立檢驗(yàn)假設(shè),確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H護(hù)服后收縮壓總體分布相同01(2)計(jì)算統(tǒng)計(jì)量M值①編秩②求秩和并計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量3)確定P值，做出推斷結(jié)論0號(hào)防護(hù)服A收縮秩次壓收縮秩次壓收縮秩次壓收縮秩次壓111511342125351201311011353411511304Ti6(1)建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H受試者的收縮壓值沒(méi)有差別01(2)計(jì)算統(tǒng)計(jì)量M值40受試者防護(hù)服A防護(hù)服B防護(hù)服C防護(hù)服D編號(hào)T收縮收縮收縮收縮i秩次秩次秩次秩次壓壓壓壓 413.5024125213521201920 D.兩者都不改變E。以上情況都有可能A．SS=SSB．SS＝SSC.SS＝SS總殘殘回總回D。SS>SSE。以上都不正確總回確?(D)。 地區(qū)編1234……17 碘含量(單10.02.……24.5患病率(%)43732……0。70研究者欲通過(guò)碘含量來(lái)預(yù)測(cè)地方性甲狀腺腫的患病率,應(yīng)選用(BA．相關(guān)分析B．回歸分析E。t檢驗(yàn)C．等級(jí)相關(guān)分析5.直線回歸中X與Y的標(biāo)準(zhǔn)差相等時(shí),以下敘述(B)正確.b)可減小區(qū)間長(zhǎng)D。減小可信度E。以上都可以1122義1211221212極譜法替代碘量法測(cè)定水中溶解氧的含量,應(yīng)選用(B)。 水樣號(hào)12345678910 8gL85336256D。X2檢驗(yàn)E。t檢驗(yàn)A．b無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義B．b有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義C。不能肯定b有無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義D.以上都不是的統(tǒng)計(jì)方法是(B)A。t檢驗(yàn)B．回歸分析C.相關(guān)分析D．X2檢驗(yàn)11.在直線回歸分析中，回歸系數(shù)b的絕對(duì)值越大(D)A.所繪制散點(diǎn)越靠近回歸線B．所繪制散點(diǎn)越遠(yuǎn)離回歸線C．回歸線對(duì)x軸越平坦D．回歸線對(duì)x軸越陡的容許區(qū)間。③利用回歸方程進(jìn)行統(tǒng)計(jì)控制：規(guī)定Y值的變化,通過(guò)控制X的范lXSSSSSSF總想是利用樣本回歸系數(shù)b與總體均數(shù)回歸系數(shù)進(jìn)行比較來(lái)判斷回分析目的不同相關(guān)分析的目的是把兩變量間直線關(guān)系的密切程度及方向用一統(tǒng)計(jì)指標(biāo)表示出來(lái)；回歸分析的目的則是把自變量與應(yīng)變量間的關(guān)系用函數(shù)公rbb驗(yàn)代替對(duì)b的檢驗(yàn)。(3)r與b值可相互換算b=rlYY.(4)相關(guān)和回歸可以相互解lXX答:直線回歸是用直線回歸方程表示兩個(gè)數(shù)量變量間依存關(guān)系的統(tǒng)計(jì)分析方法,屬雙變量分析的范疇。如果某一個(gè)變量隨著另一個(gè)變量的變化而變化，并且它們的變化在直角坐標(biāo)系中呈直線趨勢(shì)，就可以用一個(gè)直線方程來(lái)定量地描述它差.i任意給定的X所對(duì)應(yīng)的應(yīng)變量Y的總體均數(shù)與自變量X呈線性關(guān)系據(jù)見(jiàn)表1，X(歲)492161133 XXn12XYn12XX01總YYn12總SS=bl=XY==34.920,v=1XX剩余總回歸剩余剩余1201XX2．2．皮膚損傷程度BYBYYX11。36932.3122(2)H：b一b=0012112(3)計(jì)算t值:S2=1122=14.139S12(4)查t值表，做結(jié)論0學(xué)生編11234567891011121415號(hào)3 89789779歷史X9583768481807283850395語(yǔ)文Y788788390808355585887758690205 XXYYXYXXYY 010編號(hào)123456789111130120術(shù)前GSC值1200術(shù)前GSC值1200．05090600008608646070 0sH：p01sGIS值與預(yù)后評(píng)測(cè) X秩次Y秩次d2 (7)0007。514。502．555 6