苏州大学医学部2012级硕士《卫生统计学》试卷 2012.12
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一、最佳选择题（每小题1分，共20分）：
1、统计量是指（）。
A. 统计的数量
B. 总体中的观察单位数
C. 样本的统计指标
D. 总体的统计指标
2、表示某地某年各种死因的死亡率，可绘制( )。
A.条图
B.半对数线图
C.圆图
D.普通线图
3、各观察值均加同一数后，( )。
A.均数变，标准差也变
B.均数不变，标准差变
C.均数变，中位数不变
D.均数变，中位数也变
4、经调查得甲乙两地的冠心病粗死亡率相同，按年龄构成标化后，标化死亡率甲地比乙地
高，由此可认为( )。
A.甲地冠心病的诊断较乙地准确 B．甲地年龄别人口构成较乙地年轻
C.甲地年轻人患冠心病较乙地多 D．乙地年龄别人口构成较甲地年轻
5、在标准差与标准误的关系中，说法正确的是( )。
A.样本例数增大时，标准差减小，标准误不变
B.可信区间大小与标准差有关，而正常值范围与标准误有关
C.样本例数增大时，标准差增大，标准误也增大
D.从同一总体抽样，增大样本例数会减小标准误
6、比较甲乙两药的疗效时，已知甲药不会比乙药好，应作单侧检验，如用了双侧检验，会
出现（）。
Ａ.Ⅰ型错误增大 B.Ⅱ错误增大 C. Ⅰ型错误减少 D.Ⅱ错误减少
7、下列有关配对设计计量资料差值的t检验与成组设计的两样本均数比较的t检验的描述
中，哪一项是错误的( ) 。
A.对配对设计的资料采用成组t检验，一般会降低统计效率
B.成组设计的资料用配对t检验一般可提高统计效率
C.成组设计的资料，无法用配对t检验
D.作配对t检验或成组t检验，应根据实验设计类型而定
8、要对配对设计计量资料作两样本均数的比较，若满足条件可选择（）。
A.随机区组设计的方差分析 C. 成组比较的t检验
C.完全随机设计的方差分析
D. 成组比较的H检验
9、三个样本率比较的χ2检验，P<0.05说明（）。
A.三个总体率不同或不全同 B．三个总体率都不相同
C.三个样本率不同或不全同 D．三个样本率都不相同
10、用A、B两药分别观察治疗某病疗效，每组均观察15人，四个T均大于5，欲比较两药
疗效，宜采用（）。
A.四格表χ2检验
B.四格表确切概率法
C.四格表校正χ2检验
D.配对χ2检验
11、配对设计计量资料差值的Wilcoxon符号秩和检验，确定P值的方法为（）。
A.T越大，P越大
B.T越大，P越小
C.T值在界值范围内，P小于相应的α
D.T值在界值范围外，P小于相应的α
12、对满足方差分析条件的计量资料，如果采用H检验，则可能（）。
A.增大Ⅰ型错误
B.减小Ⅰ型错误
C.增大Ⅱ型错误
D.减小Ⅱ型错误
13、符合条件时直线相关分析可用于研究（ ）的数量关系。
A.儿童的性别与体重
B.儿童的身高与体重
C.职业与血型
D.母亲的职业与儿童的智商
14、实验设计的基本三要素是指( )。
A.受试对象、实验效应、观察指标
B.随机化、重复、设置对照
C.齐同对比、均衡性、随机化
D.处理因素、实验效应、受试对象
15、调查某地县、乡、村3级卫技人员的业务能力，分别从各级随机抽取部分卫生机构，对
抽中机构全部卫技人员进行业务考核。
该调查采用的是（ ）调查方法。
A. 三阶段抽样
B. 分层整群抽样
C. 分层抽样
D. 整群抽样
16、决定系数用以反映（ ）。
A.线性回归模型能在多大程度上解释因变量y 的变异。
B.回归平方和占总平方和的比重
C.控制了其它变量的影响时某两个变量间的相关程度及方向
D.应变量与全部自变量间总的相关程度
17、在Logistic 回归分析中，SAS 计算得i OR 的95%置信区间下限大于1，表示i x 的（ ）。
A. 高水平的率大
B. 高水平的率小
C. 高水平的率可能大也可能小
D. 高水平的率肯定大
18、COX 回归的效应变量是（ ）。
A. 正态的和方差齐性的
B. 生存时间和结局变量
C. 生存时间
D.不完全数据
19、两样本均数比较的t 检验中，样本大小的估计需确定（ ）。
A. α，β、σ和δ
B. α，σ和μ
C. δ，σ和α
D. δ，σ和β
20、Meta 分析中，通过同质性检验得出各研究异质的结论，效应值合并一般采用（ ）
模型。
A ．随机效应 B. 固定效应 C ．混合效应 D. 一般线性
二、填空题（每空1分，共40分）：
1、对P230计算题第2题，采用逐步COX 回归分析，将肿瘤病理类型X4设置成3个哑变量：
X41=1为磷癌、X41=0为非磷癌，X42=1为小型细胞癌、X42=0为非小型细胞癌，X43=1为腺
癌、X43=0为非腺癌，X41=X42=X43=0表示大型细胞癌。
SAS 最后一步的运行结果如下：
Analysis of Maximum Likelihood Estimates
Parameter Standard Hazard 95% Hazard Ratio
Variable DF Estimate Error Chi-Square Pr > ChiSq Ratio Confidence Limits
X1 1 -0.07313 0.01639 19.9104 <.0001 0.929 0.900 0.960
X41 1 -0.97213 0.47116 4.2571 0.0391 0.378 0.150 0.952
X43 1 1.62722 0.56156 8.3965 0.0038 5.090 1.693 15.300
请根据上面的运行结果填空：
年龄X1的偏回归系数为（ ）,1b S 等于（ ）；对1b 作假
设检验的卡方值19.9104等于（ ）/（ ）之商的（
）。
对X43的总体HR 作95%的区间估计，因置信区间（ ）数字
（ ），可认为腺癌的死亡率是（ ）癌死亡率的（ ）
倍；同理可认为磷癌的死亡率是大型细胞癌死亡率的（ ）倍；COX 回归
方程为（
）。
2、对P208计算题第1题，应采用第十五章（ ）节的（
）方法分析：应变量Y=0表示（ ），模型中P 表示
（ ）的率；SAS 计算得0b =-2.0858、1b =1.1098、2b =0.7028、3b =0.9751，
P 值均小于0.05，回归方程为（
）；
计算出'1b =0.2837、'2b =0.1899、'3b = 0.2691，（ ）对转归的影
响最大；1OR =3.034，其95%的置信区间未包含1，说明（ ）的
转归率是（ ）转归率的（ ）倍；拟合优度检验P=0.7397，
因P 大于（ ），可认为模型拟合（ ）。
3、对P272计算题第1题，经同质性检验，2
χ=12.3079，P( )0.05，应采
用第十九章（ ）第（ ）节例题（ ）介绍的（ ）
模型进行Meta 分析；按公式（ ）计算加权均数，按公式（ ）计
算加权方差；现计算得2d S =0.086055，2e S =0.034959，将数据代入公式（ ）
计算S δ，代入后的算式为（ ）；计算出总体效应合并
值的95%置信区间为（-0.58869 -0.26091），是按公式（ ）算得，
（ ）统计学意义。
4、对例10-6的资料，欲比较三组饮酒量不同等级的构成分布，应采用第（
）章第（ ）节的方法作（
）检验；欲比较三组饮酒量的平均等级分值，可采用CMH 法看
SAS 算得的第（ ）行的结果；欲比较三组的总体分布位置，应采用第
（ ）章第（ ）节的（ ）方法。
三、是非判断题（正确在其后( )内打√，错误在( )内打×，每小题1分，共10分）：
1、对P78第6题：
⑴应先对稀释倍数X 作对数转换。
（ ）
⑵若两组lgX 均呈正态且方差齐性，应采用例7-3的方法进行两独立样本均数1X 与2X 比较的t 检验。
（ ）
⑶若两组lgX 均呈正态但方差不齐，应采用例7-7的方法作t 检验。
（ ）
⑷因水生株组的lgX 不呈正态，应采用例10-4的方法作比较。
（ ）
⑸对两组X 或两组lgX 作秩和检验的结果完全一致。
（ ）
2、对P110第7题：
⑴表9-20属于双向有序属性不同的列联表。
（ ）
⑵此题可采用秩相关分析。
（ ）
⑶此题可采用例9-10的方法作关联性分析。
（ ）
⑷计算得样本Kappa 值为0.6809,样本K 值的95%置信区间为（0.5830,
0.7788）。
（ ）
⑸因区间（0.5830,0.7788）未包含1，所以两法结果不存在一致性。
（ ）
四、简答题（每小题6分，共30分）：
1、简述配对计量资料t 检验与配对四格表卡方检验的异同。
2、简述多组独立样本均数比较的F 检验与多组独立样本分布比较的H 检验的异同。
3、简述空白对照与实验对照的异同。
4、简述估计总体均数时样本大小的影响因素。
5、简述二项分布、Poisson 分布、正态分布三者间的关系。