公共衛(wèi)生執(zhí)業(yè)醫(yī)師歷年真題

1、7.衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué) （70）35統(tǒng)計工作的步驟中， 最關(guān)鍵的一步 是A 分析資料B 搜集資料C. 整理資料D 設(shè)計E.調(diào)查資料D46.統(tǒng)計推斷的內(nèi)容包括A .點估計和區(qū)間估計B .集中趨勢與離散趨勢指標C. 統(tǒng)計描述和統(tǒng)計圖表D .參數(shù)估計和假設(shè)檢驗E.參數(shù)估計和統(tǒng)計預(yù)測D111.若成年男性以血紅蛋白低于 120g L 為貧血，調(diào)查某地成年男性 1000 人， 記錄每人是否患有貧血， 最后清點結(jié)果，其 中有 19 人患貧血， 981 人未患貧血， 則此資 料為A .計數(shù)資料B .計量資料C. 還不能確定是計量資料，還是計數(shù) 資料D .可看作計數(shù)資料，也可看作計量資料E.多項分類資料A衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)：

2、統(tǒng)計工作中的步驟和統(tǒng)計 學(xué)中的幾個基本概念， 統(tǒng)計學(xué)中的幾個基本 概念143.檢查 9 個人的血型，其中 A 型 2 人， B 型 3 人， O 型 3 人， AB 型 1 人。其 對應(yīng)的變量類型是A .數(shù)值變量B. 9 項無序分類變量C. 9 項有序分類變量D. 4項無序分類變量E. 4 項有序分類變量D衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)： 統(tǒng)計工作的步驟和統(tǒng)計學(xué)中的幾個基本概念，分類資料研究者對三種病人肺切除術(shù)的針麻效 果進行了研究，得下列資料 三種病人肺切除術(shù)的針麻效果比較 針麻效果 （1） 肺癌（2） 肺化膿癥 肺 結(jié)核（ 4） 合計inmW 1015124 2240327 4563345 771187816

3、159. 此資料的類型是A .多項無序分類資料B .二項無序分類資料C. 定量資料D .單向有序分類資料E.雙向有序分類資料D160. 若用統(tǒng)計圖來表示治療效果，可選A .散點圖B .普通線圖C. 直條圖D .直方圖E.圓圖B41 .下列指標中，屬于分類變量的是A .身高（cm）B .體重（kg）C. 血壓（mmHg）D .脈搏（次/分）E.職業(yè)E某研究者收集了 2種疾病患者痰液內(nèi)嗜 酸性白細胞的檢查結(jié)果，整理成下表。白細胞 支氣管擴張 病毒性呼吸道感 染 合計- 25+ 38+ 9 2 11+ 6 1 7148.就檢查結(jié)果而言，此資料為A .多項無序分類資料B .二項分類資料C. 定量資料D

4、 .等級資料E.行x列表資料D98.根據(jù) 500 例正常人的發(fā)鉛值原始數(shù) 據(jù)（ 偏態(tài)分布 ），計算其 95醫(yī)學(xué)參考值范圍 是DA，B、C、D、E、 在某地對研究對象流感抗體水平的調(diào)查中，測得 10 名兒童血清中某型病毒血凝 抑制抗體效價的倒數(shù)為： 5，5， 5，5，5， 10， 10， 10， 20， 40。146. 該數(shù)據(jù)的類型是 AA、計數(shù)資料B、分類資料C、等級資料D、計量資料E、有序資料147. 描述其集中趨勢的最佳指標是 CA、算術(shù)平均數(shù)B、相對數(shù)C、幾何均數(shù)D 、中位數(shù)E、頻數(shù)79下列關(guān)于總體和樣本說法正確的是A 總體的指標稱為參數(shù)，用拉丁字母 表不B 樣本的指標稱為統(tǒng)計量，用希臘

5、字 母表示C. 總體中隨機抽取的部分觀察單位組 成了樣本D .總體中隨機抽取的部分觀察單位的 變量值組成了樣本E.總體中隨意抽取的部分觀察單位的 變量值組成了樣本D42.統(tǒng)計上稱小概率事件是指隨機事件 發(fā)生的概率 PA =0 05B <0 50C >0 10D. < 0. 05E>0.05D69欲測量某地 2002 年正常成年男子 的血糖值，其總體為A 該地所有成年男子B 該地所有成年男子血糖值C2002 年該地所有正常成年男子血糖 值D 2002 年所有成年男子E2002 年所有成年男子的血糖值B139現(xiàn)己測得正常人的血中嗜堿性白 細胞數(shù)如下， 則據(jù)此資料可算得血中嗜

6、堿性 白細胞數(shù) 95頻數(shù)分布范圍為一批正常人血中的嗜堿性白細胞X 0 1 2 3 4 5f 累計 % 136976.4 35896.4 5588.4 899.92100.0 1792A0， 2B （0， 2）C0D （0， 1）E. W 0+ （1792X95 %-1369）: 0. 93E136若 X 值的均數(shù)等于 7，標準差等 于 2，則 X+3 的均數(shù)A 也等于 7B 等于 9C. 等于10D .界于7-3與7+3之間E.界于 7-1. 96x2 與 7+1 . 96x2 之間C51 一組觀察值如果每個值都同時增加 或減少一個不為 0 的常數(shù)，則A 均數(shù)改變，幾何均數(shù)不變B 均數(shù)改變，中

7、位數(shù)不變C. 均數(shù)，幾何均數(shù)和中位數(shù)都改變D 均數(shù)不變，幾何均數(shù)和中位數(shù)改變E.均數(shù)，幾何均數(shù)和中位數(shù)都不變B78.表示兒童體重資料的平均水平最常用的指標是 AA、算術(shù)均數(shù)B、中位數(shù)C、幾何均數(shù)D、 變異系數(shù)43.可用于描述一組計量資料離散程度E、 百分位數(shù)的99.由變量的 6 個值 6，9，12，14，15，指標是20 計算中位數(shù)可得 DAXA 、 3BRB 、 4CMC、 12D P25D 、 13EGE、 14B28.變異系數(shù)是77 在某藥物代謝動力學(xué)研究中對10A 描述計量資料平均水平的指標名研究對象進行了血漿濃度 (X) 和每克蛋白B 描述計量資料絕對離散程度的指標的藥物吸附量(Y)

8、的測定，結(jié)果如下C.描述計量資料相對離散程度的指標ID 1 2 3 4 5D .描述計數(shù)資料各部分構(gòu)成的指標X 12.7 21.2 51.7 77.2 212.4E.描述計數(shù)資料平均水平的指標Y 0.10 0.466 0.767 1.573 2.462CID 6 7 8 9 10衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)： 定量資料的統(tǒng)計描述，離X 9.5 22.5 42.3 67.8 234.8散程度的描述，變異系數(shù)Y 0.08 0.399 0.899 1.735 2.360114上四分位數(shù)即欲比較兩者的變異度大小， 應(yīng)選用下面A 第5百分位數(shù)哪項指標B 第 25 百分位數(shù)AXC.第50百分位數(shù)BSD 第 75 百分位數(shù)C

9、 SxE.第95百分位數(shù)D CVBEM衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)： 定量資料的描述統(tǒng)計，離D散程度的描述，極差和四分位間距某地 10 名 20 歲女 子 身高 均數(shù) 為52關(guān)于標準差，表述正確的是157.3cm ，標準差為 4.9cm ；體重均數(shù)為A 標準差的單位與原始數(shù)據(jù)的單位不53.7kg，標準差為 4.9kg。相同145 .若要比較身咼與體重的變異度應(yīng)B 標準差的單位與原始數(shù)據(jù)的單位相采用同A 方差C.同一資料的標準差一定比均數(shù)小B 標準差D 同一資料的標準差一定比均數(shù)大C.變異系數(shù)E標準差就是標準誤D 極差BE.四分位數(shù)間距53某人算得某資料的標準差為-3.4，C可認為72.描述一組偏態(tài)分布計量資料的

10、變異A 變量值都是負數(shù)程度，最好的指標是 DB .變量值負的比正的多A、全距C計算有錯B 、標準差D 變量值多數(shù)為 0C、變異系數(shù)E.變量值一個比一個小D、四分位數(shù)間距CE、決定系數(shù)74. 比較身高和體重兩組數(shù)據(jù)變異度大 小宜采用 EA、極差B、兩均數(shù)之差C、兩標準差之差O.標準差E、變異系數(shù)44下列指標可較全面地描述正態(tài)分布 資料特征的是A .中位數(shù)和方差B 均數(shù)和中位數(shù)C. 中位數(shù)和極差D .均數(shù)和標準差E.幾何均數(shù)和標準差D73正態(tài)曲線下橫軸上從-1.96 b到卩+2.58 b的面積占曲線下總面積的百分比是DA、47.5B、49.5C、95D、97E、9931 .若X服從正態(tài)分布N（卩,

11、b ），則下 列統(tǒng)計量中服從標準正態(tài)分布的是A.B.C.D.E.B衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)： 定量資料的統(tǒng)計描述，正 態(tài)分布，標準正態(tài)分布77. 設(shè)隨機變量X符合均數(shù)為卩（卩工 0）、標準差為b （ b 1）的正態(tài)分布，作u = （X-卩）/ b的變量變換，則和X的均數(shù)與標 準差相比，其卩值的CA 、均數(shù)不變，標準差變B、均數(shù)和標準差都不變C、均數(shù)變而標準差不變D、均數(shù)和標準差都改變E、均數(shù)與標準差的變化情況無法確定100. 某正態(tài)分布總體 X 的均數(shù)為 3000， 標準差為100°X在范圍為28003200內(nèi)取值的概率為 CA、<0.95B、=0.95C、>0.95D、=0.99E、

12、>0.99138.某項計量指標僅以過高為異常， 且資料呈偏態(tài)分布， 則其 95參考值范圍為A. <P95B . >P5C. <P97. 5D . P2. 5 P97. 5E. P5 P9. 5D衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)： 定量資料的統(tǒng)計描述，醫(yī)學(xué)參考值范圍27.用樣本的信息推斷總體， 樣本應(yīng)該 是A .總體中的典型部分B .總體中有意義的一部分C.從總體中隨便抽取的一部分D .總體中有價值的一部分E.從總體中隨機抽取的一部分E衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)： 總體均數(shù)的估計和假設(shè)檢驗，抽樣誤差的意義37.總體率的 99可信區(qū)間是A. 99的總體率分布的范圍B. 99的樣本率分布的范圍C. 99的樣本率可

13、能所在范圍D. 99的總體率的可能所在范圍E. 估計總體率在此范圍的概率為99 %D45.有關(guān)抽樣誤差，說法正確的是A. SX 越大，說明此次抽樣所得樣本均數(shù)的可靠性越好B. Sx 越小，說明此次抽樣例數(shù)越小C. 抽樣誤差可用于醫(yī)學(xué)參考值范圍的 估計D. Sx 越大， 表示觀察值的變異程度越 大E. Sx 越大，表示樣本均數(shù)的變異程度越大C73. 某醫(yī)院 19852000 年統(tǒng)計結(jié)果表明 胃潰瘍患者年齡多在 2535 歲。由此認為， "2535 歲之間胃潰瘍患病率最高 "。這一結(jié) 論EA .正確B .不正確，該結(jié)論是用構(gòu)成比代替率下結(jié)論C. 不正確，因未設(shè)對照組D. 不正確

14、，因未作假設(shè)檢驗E. 不正確，因未考慮抽樣誤差34. 同類定量資料下列指標， 反映樣本 均數(shù)對總體均數(shù)代表性的是A .四分位數(shù)間距B .標準誤C.變異系數(shù)D .百分位數(shù)E.中位數(shù)B統(tǒng)計學(xué)：總體均數(shù)的估計和假設(shè)檢驗， 均數(shù)的抽樣誤差70. 關(guān)于標準差與標準誤，以下說法正確的是A .標準誤可用來估計醫(yī)學(xué)參考值范圍B .標準差可反映樣本均數(shù)的變異程度C.標準誤可描述正態(tài)（近似正態(tài)）分布資料的頻數(shù)分布D .樣本含量一定時，標準差越大，標 準誤越小E.標準誤是表示抽樣誤差的大小的指標E75. 描述均數(shù)抽樣誤差大小的指標是 BA、SB 、 S|n-2C、CVD 、 MSE、（T35. 關(guān)于 t 分布，以下

15、說法不正確的是A. t 分布是一種連續(xù)性分布B .是以0為中心的對稱分布C. t 分布就是樣本均數(shù)的分布D. 當自由度為無窮大時，t分布就是標 準正態(tài)分布E. t 分布的曲線形狀固定E衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)： 總體均數(shù)的估計和假設(shè)檢 驗， t 檢驗71. 完全隨機設(shè)計 5 組均數(shù)比較方差分 析的備擇假設(shè) （廳 1）是：5 個總體均數(shù)A .相同B .至少有 2 個相同C.各不相同D .至少有 2 個不同E.至少有3個相同D97.已知某地正常人某定量指標的總體均值卩0=5,今隨機測得該地某人群中 80人 該指標的數(shù)值，若資料滿足條件使用， 檢驗 來推斷該人群該指標的總體均值 卩與卩0之 間是否有差別，則自由度

16、為 DA、4B、5C、76D 、79E、80115.關(guān)于可信區(qū)間，正確的說法是A .可信區(qū)間是總體中大多數(shù)個體值的估計范圍B 計算可信區(qū)間的公式為 X ± uaSC.無論資料呈什么分布，總體均數(shù)的95的可信區(qū)間為： C± t0.05.vSD .可信區(qū)間也可用于回答假設(shè)檢驗的問題E.可信區(qū)間僅有雙側(cè)估計E衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)： 總體均數(shù)的估計和假設(shè)檢 驗，總體均數(shù)的估計，區(qū)間估計56.測 360 名對象的某指標， 算得均數(shù) 等于 87，中位數(shù)等于 73，標準差等于 65， 第5百分位數(shù)等于 7，第 95百分位數(shù)等于 233，則估計該指標值 90的對象在范圍A. 87± 1.9

17、6 X 65B . 87 ± 1.64 X 65C. 73± 1.96X 65D . 73 ± 1.64X 65E. 7233B衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)：總體均數(shù)的估計和假設(shè)檢驗，總體均數(shù)的估計，區(qū)間估計57隨機抽查某年某市市區(qū)1000 名男孩出生體重（k9），得均數(shù)等于3. 3kg，標準 差等于0. 5kg，則估計這1000名男孩中出 生體重不超過 3. 3kg-1 . 64X 0. 5kg的人 數(shù)約為A 50B100C200D 250E.300B衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)： 總體均數(shù)的估計和假設(shè)檢 驗，總體均數(shù)的估計，區(qū)間估計某地 10 名 20 歲女 子 身高 均數(shù) 為 157.3cm，

18、標準差為 4.9cm ；體重均數(shù)為 53.7kg，標準差為 4.9kg。144欲了解該地 20 歲女子體重的總體 均數(shù)，最好的表示方法為A53.7±1.96X 4.9B53.7±t0.05,9X 4.9C53.7±1.96X 4.910D53.7E. 53.7± t0.05,9 X 4.9/V 10E94為制定血鉛的參考值范圍，測定了 一批正常人的血鉛含量， 下列說法正確的是A 可以制定雙側(cè) 95%的參考值范圍B 可以制定，應(yīng)是單側(cè)上限C.可以制定，應(yīng)是單側(cè)下限D(zhuǎn) 可以制定，但無法確定是上側(cè)還是 下側(cè)范圍E.無法制定，要制定參考值范圍必須 測定健康人的尿

19、鉛含量B62不同類型的假設(shè)檢驗最關(guān)鍵的是A H0 不同B H1 不同C.檢驗統(tǒng)計量不同D .確定P值不同E.判斷結(jié)果不同A118比較兩藥療效時，下列可作單側(cè)檢驗的是A 己知 A 藥與 B 藥均有效B 不知 A 藥好還是 B 藥好C.己知A藥與B藥差不多好D 己知 A 藥不會優(yōu)于 B 藥E.不知A藥與B藥是否有效D76. 關(guān)于假設(shè)檢驗， 下列說法中正確的是BA、單側(cè)檢驗優(yōu)于雙側(cè)檢驗B 、采用配對，檢驗還是成組，檢驗取 決于研究設(shè)計C、檢驗結(jié)果若戶值小于0.05，則接受H0 ,犯錯誤的可能性很小D 、由于配對，檢驗的效率高于成組， 檢驗，因此最好都用配對，檢驗E、進行假設(shè)檢驗時拒絕廳。既可能犯I型

20、錯誤，也可能犯n型錯誤A、B、C、D、E、133. 配對設(shè)計資料，檢驗的原假設(shè)為E134. 可作為成組設(shè)計兩樣本資料，檢驗 的檢驗假設(shè)為 A116在兩樣本均數(shù)比較的假設(shè)檢驗中，若 a=0. 05, P>0. 05,則A .尚不能認為兩總體均數(shù)不等B .可認為兩總體均數(shù)不等C.尚不能認為兩樣本均數(shù)不等D .可認為兩樣本均數(shù)不等E.還不能作出結(jié)論C衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)： 衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)：總體均數(shù)的 估計和假設(shè)檢驗，假設(shè)檢驗78. 為研究 A、 B 兩種試劑盒測量人體 血液中氧化低密度脂蛋白含量 （mmol/L） 的 差異，分別用兩種試劑盒測量同一批檢品 （200 例 ），假設(shè)檢驗方法應(yīng)選用A .成組t檢驗

21、B .成組t檢驗C.兩樣本X2檢驗D .配對 t 檢驗E.配對X2檢驗D 38作兩樣本均數(shù)的，檢驗，當有差別 時， t 值越大則A 兩樣本均數(shù)差異越大B 兩總體均數(shù)差異越大C.越有理由認為兩總體均數(shù)不同D 越有理由認為兩樣本均數(shù)不同E.兩樣本均數(shù)差異越小D衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)： 總體均數(shù)的估計和假設(shè)檢 驗， t 檢驗和 u 檢驗，成組設(shè)計的兩樣本均 數(shù)比較的 t 檢驗（7980題共用題干） 某醫(yī)師要對甲、乙兩療法的療效作比 較，把患者隨機分為兩組， 以兩種方法治療， 得如下結(jié)果甲、乙兩療法的療效比較79. 研究兩療法療效的優(yōu)劣，宜用A 秩和檢驗B. 4 X 2的行X列表X2檢驗C. 3 X 4的行X列表

22、X2檢驗D 兩樣本 t 檢驗E.配對t檢驗D衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)： 總體均數(shù)的估計和假設(shè)檢驗， t 檢驗和 u 檢驗A 單樣本 t 檢驗B .配對t檢驗C. 成組設(shè)計兩樣本均數(shù)比較的 t檢驗D. 成組設(shè)計兩樣本幾何均數(shù)比較的t 檢驗E u 檢驗150已知某市區(qū) 1995 年男孩出生體重 的總體均數(shù)為3. 52kg，隨機抽樣調(diào)查了郊 縣的 20 名男孩，出生體重的均數(shù)為 329kg, 欲分析市區(qū)和郊區(qū)男孩的出生體重是否不 同，應(yīng)用C151在用硝酸一高錳酸鉀冷消化法測 定尿鉛含量的研究中， 用濕式熱消化法一雙 硫腙法作對照， 對 10 名患者測定尿鉛 （mmol L） ，結(jié)果如下。欲分析兩種方法的測定結(jié) 果

23、有無差別，可用哪種檢驗編號 冷消化法 熱消化法123456789102.412.112.011.411.68.810.911.412.011.0 2.810.111.511.211.28.911.711.411.010.5B152醫(yī)師觀察新藥對某病的療效，并 與舊藥組比較， 治療一月后兩組的血沉 （mm 小時 ）如下表。治療一個月新藥與舊藥血沉的比較分類 病例數(shù) 均數(shù) 標準差新藥舊藥 2525 8.96.7 0.80.9 欲分析新藥療效是否優(yōu)于舊藥，可用E153將鉤端螺旋體病人的血清分別用 標準株與水生株作凝溶試驗， 測得稀釋倍數(shù) 如下。標準株 （10 人 ）100 200 400 400 4

24、00 800 1600 1600 1600 3200水生株 （9 人 ）100 100 100 200 200 200200 400 400問兩組的平均效價有無差別，可用D80現(xiàn)測得 15 名正常人、 13 名急性病 毒性心肌炎患者和 12 名原發(fā)性擴張型心肌 病患者的白細胞介素，其均數(shù)分別為： 0 203、 2 738 和 2 844。欲判斷上述三 類人群白細胞介素均數(shù)是否不同，宜選擇A 經(jīng)檢驗后才能確定B .先作完全隨機設(shè)計的方差分析，再作 q 檢驗才能確定C.作配伍組設(shè)計的方差分析，再作q檢驗才能確定D .需分別作兩類患者與正常人的，檢驗才能確定E. 需分別作兩類患者與正常人的q檢驗才能

25、確定D63三硝基甲苯作業(yè)工人與對照工人血 清中 IgA 含量 （gL）分組 例數(shù)STNT 作業(yè)組對照組 100102 2.682.22 1.051.10檢驗兩種作業(yè)工人血清中 IgA 含量有 否差別，其假設(shè)檢驗可用A 配對計量資料的t檢驗B u 檢驗C.秩和檢驗D .四格表資料x2檢驗E.配對資料的x2檢驗B衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)： 總體均數(shù)的估計和假設(shè)檢 驗， t 檢驗和 u 檢驗39.在進行臨床試驗設(shè)計時， 允許犯第 二類錯誤的概率最大值是取A. 3 =0 01B. 3 =0 05C3 =0 10D 3 =0 20E3 =0.25C49四個處理組均數(shù)比較時， 直接采用 兩組比較的 t 檢驗A 會增加犯

26、 I 型錯誤的概率B .會增加犯n型錯誤的概率C. 會出現(xiàn)檢驗效能不夠的情況D 由于方差分析的兩兩比較方法不完 善，故，檢驗更優(yōu)E.不能確定犯I型錯誤和H型錯誤的 概率是否會增加A72. 關(guān)于I型錯誤與n型錯誤，說法正 確的是A .若"拒絕Ho"，犯錯誤的可能性為”B .拒絕了實際成立的Ho所犯的錯誤為 I 型錯誤C.對同一資料，I型錯誤與n型錯誤的 概率大小沒有聯(lián)系D .若想同時減小I型錯誤與n型錯誤的概率，只有減少樣本含量 nE.若"不拒絕廳Ho"，不可能犯n型錯 誤B115方差分析借助 F 分布作統(tǒng)計推斷 的基本思想是根據(jù)變異來源分解A 方差B 均

27、數(shù)C 離均差平方和D 自由度E.離均差平方和與自由度E衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)： 方差分析， 方差分析的基 本思想47下列關(guān)于方差分析說法， 錯誤的是A .方差分析的基本思想是將變異進行 分解B .方差分析直接將 SS進行分解C.方差分析直接將 v進行分解D .方差分析直接將 MS進行分解E.方差分析直接將總變異進行分解D48方差分析中計算得到的F 值A(chǔ) 一定小于 0B 一定小于 1C. 一定等于0D .可以為負值E. 定為正值E79.在完全隨機設(shè)計、 配伍組設(shè)計的方差分析中的總變異可分解的部分為 BA、2、2B、2、3C、3、2D、3、3E、4、2101. 在完全隨機設(shè)計資料的方差分析 中，已知總樣本量為

28、 30，分為 3 個不同樣本 組，則組內(nèi)變異的自由度為 DA、2B、3C、26D、27E、29142為了研究鉛作業(yè)與工人尿鉛含量 的關(guān)系， 隨機抽查四種作業(yè)工人的尿鉛含量 結(jié)果如下表。四種作業(yè)工人尿鉛含量 (mg/L) 測定結(jié) 果鉛作業(yè)組 調(diào)離鉛作業(yè)組 非鉛作業(yè)組 對照組0.010.280.400.180.240.140.160.15 0.180.000.200.140.230.120.130.11 0.140.020.050.020.130.100.040.01 0.030.010.080.060.000.030.070.08 欲了解四種作業(yè)工人尿鉛含量有無差 別可用A 完全隨機設(shè)計方差分析

29、B .配伍組設(shè)計方差分析C. 8 X 4表的卡方檢驗D .每兩組作 t 檢驗E.每兩組作配對t檢驗B衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)： 方差分析， 配伍組設(shè)計方 差分析81.欲研究 A、B 兩種方法測定同一批 新生兒臍動脈血微量元素含量是否不同， 收 集了 32 例經(jīng)產(chǎn)道自然分娩的足月新生兒， 測得其臍動脈血中鋅的含量。 下列說法中正 確的是A .只能選用成組檢驗B .只能選用配對/檢驗C.只能選用完全隨機設(shè)計資料的方差 分析D .只能選用配伍組設(shè)計資料的方差分 析E.可選用配對，檢驗或配伍組設(shè)計資 料的方差分析E36. 構(gòu)成比之和為A . 100B . <100 C. >100D .不確定值E.100

30、A44. 發(fā)展速度和增長速度都是 DA、構(gòu)成比B 、率C、變異度D、比E、頻數(shù)45. 下列指標屬于相對比的是 CA、極差RB 、中位數(shù) MC、變異系數(shù)CVD 、標準差 SE、生存率A、構(gòu)成比B、率C、相對比D 、動態(tài)數(shù)列指標E、標化率127. 要說明高血壓病在某人群中的性別 分布，可選用統(tǒng)計指標 A128. 要對年齡構(gòu)成比不同的兩個縣進行總死亡率的對比，應(yīng)先計算 E63.下列關(guān)于相對數(shù)表述正確的是A .治療2人治愈1人，其治愈率為50 %B. 構(gòu)成比和率的作用是相同的C. 幾個組的率可直接相加求平均率D .內(nèi)部構(gòu)成比影響總率 L匕較時要作 率的標準化E.兩個樣本率不同，則其總體率亦一定不同D1

31、16下列說法正確的是A 據(jù)報導(dǎo) "2000 年某市肺癌患病率為 3010 萬，肺癌死亡率為 3210 萬"。這里 同年肺癌死亡率高于其患病率顯然不正確B .某工廠保健站在調(diào)查中發(fā)現(xiàn) 946名 工人中，患慢性病的 274人，其中女性 219 人，占 80，男性 55 人，占 20，由此得 出結(jié)論，女工易患慢性病C.率的標準化是為了消除內(nèi)部構(gòu)成的 影響D .某病的構(gòu)成比增大，該病的發(fā)病率 亦增高E.計算麻疹疫苗接種后血清檢查的陽轉(zhuǎn)率，分母為麻疹易感兒數(shù)C衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)： 分類資料的統(tǒng)計描述，標 準化法67.關(guān)于率的標準化敘述中錯誤的是A .標準化率也稱調(diào)整率B 率的標準化是采用統(tǒng)一

32、的標準進行 計算C.率的標準化可按已知條件選擇計算 方法D .標準化率要高于實際率E.標準化率常用于反映總率間相互對 比的水平D74. 率的標準化法的意義是A 使計算的結(jié)果相同B .消除內(nèi)部構(gòu)成不同對總率的影響C.減少第1類錯誤D .減少第n類錯誤E.減少抽樣誤差B72.不同地區(qū)的粗死亡率不能直接比較， 是由于下列哪種條件不一樣A、發(fā)病率水平B，環(huán)境因素C,醫(yī)療水平D 、經(jīng)濟水平E、人口構(gòu)成E-統(tǒng)計50.相對數(shù)指標分析中， 說法正確的是 BA、加權(quán)平均率屬構(gòu)成指標B、標化率不反映某現(xiàn)象發(fā)生的實際水平C、率可反映某事物現(xiàn)象內(nèi)部各組成部 分的比重D、構(gòu)成比反映某事物現(xiàn)象發(fā)生的強度E、相對比必須是同

33、類指標之比114.甲縣肺癌粗死亡率比乙縣高，經(jīng) 標準化后甲縣肺癌標化死亡率比乙縣低， 最 可能的原因是A甲縣的診斷水平比乙縣高B甲縣的診斷水平比乙縣低C.甲縣的腫瘤防治工作比乙縣差D .甲縣的老年人在總?cè)丝谥兴急戎?比乙縣大E.甲縣的老年人在總?cè)丝谥兴急戎?比乙縣小D衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)： 分類資料的統(tǒng)計描述，標 準化法，直接標準化法的計算方法66.直接標準化法選擇的標準是A .各年齡組標準人口構(gòu)成比或各年齡 組標準化死亡率B .各年齡組標準人口構(gòu)成比或各年齡 組標準人口數(shù)C.各年齡組標準人口數(shù)或各年齡組標 準死亡率D .各年齡組標準預(yù)期死亡人口數(shù)E.各年齡組標準分配死亡率B85.已知甲、乙兩地肝癌

34、死亡總數(shù)及各年 齡組人口數(shù)，計算兩地標準化肝癌死亡率， 宜選用 BA、直接法B、間接法C、t 檢驗法D 、 x2 檢驗法E、秩和檢驗法65.標準化死亡比 (SMR) 屬A .構(gòu)成比B .定基比C.相對比D .比數(shù)比E.環(huán)比C47. 樣本率的標準誤 AA 、反映率的抽樣誤差的大小B、隨樣本含量增大而增大C、與標準差大小無關(guān)D、隨樣本標準差增大而變小E、不隨樣本量變化89.某市疾病控制中心抽查甲地8 歲兒童 100 名，麻疹疫苗接種率 89.3：乙地 8 歲兒童 350 名，麻疹疫苗接種率 77.7。若 要推斷兩地麻疹疫苗接種率是否有差別， 可 選用 AA 、 t 檢驗B、回歸系數(shù)假設(shè)檢驗C、秩和

35、檢驗D、u 檢驗E、f 檢驗61.總體率(1- a )可信區(qū)間指按一定方A .求得的區(qū)間包含總體率的可能性為(1-a )B .計算樣本率抽樣誤差的大小C. 求得總體率的波動范圍D .估計樣本率的大小E.估計樣本含量A113.兩樣本率比較可用材檢驗的條件是A. 兩個樣本率的差別大B .兩個樣本率的差別小C。兩個樣本率均較大D .兩個樣本率均較小E.兩個樣本含量均較大，且兩個樣本率均不接近 0 也不接近 1E衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)：率的抽樣誤差由于u檢驗， 率的可信區(qū)間與 u檢驗，率比較的u檢驗52.分析了某年某地出血熱的發(fā)病情 況，共診斷 1 20例患者，年齡在 20-39 歲者 的發(fā)病數(shù)是 5065 歲者

36、的 4 倍，其他年齡組 很少，從而認為該病在當?shù)刂饕?2039 歲 年齡組受感染。這一說法A .正確B .不正確，因未作顯著性檢驗C.不正確，因未按率來比較D .不正確，因兩組不可比E.不能評價，因各年齡組情況不詳C29.自由度為 1 的 X2 檢驗是A .成組設(shè)計四格表資料 X2檢驗B .配對設(shè)計四格表資料 X2檢驗C. 成組設(shè)計四格表資料 X2檢驗或配 對設(shè)計四格表資料 X2 檢驗D. 2 行多列的行 X 列表資料的 X2 檢驗E. 多行2列的行X列表資料的X2檢 驗C衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)： X2 檢驗，四格表資料58. 四格表資料采用基本公式或?qū)Ｓ霉接嬎悴恍Ｕ?X2 值的條件是A .所有的理論

37、頻數(shù)均大于5B .樣本總例數(shù)大于 40，且只有一個理 論頻數(shù)小于 5C.樣本總例數(shù)大于 40,且最小的理論 頻數(shù)大于 5D .樣本總例數(shù)小于 40，且最小理論頻 數(shù)大于 5E.兩個樣本率均大于5%C85.用某中草藥預(yù)防流感,其用藥組與對照組的流感發(fā)病率情況如下表組別 觀察人數(shù) 發(fā)病人數(shù) 發(fā)病率( %用藥組 100 14 14對照組 120 30 25則構(gòu)成四格的四個基本數(shù)據(jù)是A、100 14120 30B、100 14120 25C、100 86120 90D、14 8630 90E、14 1430 2558. 成組設(shè)計四格表資料檢驗中理論 頻數(shù) T 的計算公式為 AA 、 （行合計 X 列合

38、計 ）總計B、（第一行合計C、（第一列合計D、（第一行合計 行合計E、（第二行合計 列合計X 第二行合計 ）總計X 第二列合計 ）總計X 第一列合計 ）第二X 第二列合計 ）第一92 為探討幽門螺旋桿菌 01P ）感染與血 型的關(guān)系， 隨機選擇經(jīng)胃鏡檢查的 239 例胃 十二指腸病患者，測定其 ABO 血型系統(tǒng)和 幽門螺旋桿菌（HP）感染（+/-）的情況，欲用x2 檢驗判斷血型和幽門螺旋桿菌（HP）感染是否有關(guān)聯(lián)，其自由度為 C培養(yǎng)基 例數(shù) 甲、乙均生長 30 甲生長、乙不生長 25 甲不生長、乙生長 35 甲、乙均不生長 10B 宜將資料整理成下表后作成組設(shè)計 四格表 X2 檢驗培養(yǎng)基 份數(shù)

39、 生長甲1005510065C. 宜將資料整理成下表后作成組設(shè)計 四格表 X2 檢驗培養(yǎng)基 生長 不生長甲5545乙65357拉關(guān)苴乙培養(yǎng)基甲培養(yǎng)基D 宜將資料整理成下表后作成組設(shè)計 四格表 X2 檢驗A 、 1B、2C、3D 、 4生長 不生長生長 3035不生長2510E.宜將資料整理成下表后作配對設(shè)計7拉關(guān)苴乙培養(yǎng)基甲培養(yǎng)基E、 559. X2檢驗統(tǒng)計推斷的用途不包括 BA 、兩個分類指標是否有關(guān)聯(lián)B、兩個均數(shù)的差別是否有統(tǒng)計學(xué)意義C、兩個率或構(gòu)成比的差別是否有統(tǒng)計 學(xué)意義D、多個率或構(gòu)成比的差別是否有統(tǒng)計 學(xué)意義E、某指標是否不符合某種特定的分布 類型57為研究甲、 乙兩種培養(yǎng)基的生長

40、效 果是否相同， 將100份標本的每一份一分為二，分別接種于甲、乙培養(yǎng)基，所得結(jié)果為：甲、乙培養(yǎng)基均生長的有 30 份， 甲生長、乙不生長的 25 份，甲不生長、乙生長的 35份，甲、乙均不生長的 10份。據(jù)此資料與研究目的A 宜將資料整理成下表后作四格表X2檢驗四格表 X2 檢驗生長 不生長生長3035不生長2510E112 .某研究室用甲乙兩種血清學(xué)方法 檢查 410例確診的鼻咽癌患者， 結(jié)果如下該 資料屬何種類型甲法 乙法 合計+- 2618 11031 37139合計 269 141 410A 配對計數(shù)資料 B 成組計量資料C. 配對計量資料 D .成組計數(shù)資料E.等級資料B衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)

41、： X2 檢驗，四格表資料，成組設(shè)計的四格表資料的 X2 檢驗60. 設(shè)兩個定性因素為 A和B,每個因 素的兩水平分別用 "+"和"-" 表示有無，則配 對四格資料是檢驗A. A+B- 與 A-B+ 差別B. A+B+ 與 A-B- 差別C. A+A+ 與 B+B+ 差別D . A-A- 與 B+B+ 差別E. A-A- 與 B-B- 差別A87. 用常規(guī)培養(yǎng)法與熒光抗體法對同一批肉 制品沙門氏菌樣品進行檢測，結(jié)果如下表。 欲比較兩種方法的檢測結(jié)果是否有差別， 宜 選用螢光抗體法 常規(guī)培養(yǎng)法 合計+ 160 26 186- 5 48 53A 四格表資料配

42、對X2檢驗B .兩樣本資料X2檢驗C. 行x列表資料X2檢驗D .配對t檢驗E.配對設(shè)計的符號秩和檢驗A某醫(yī)師調(diào)查 108 名胃病患者， 探討分化程度不同的三種胃病與 P53 表達間的關(guān)系， 資料整理如下144. 欲知不同分化程度胃病患者間 P53 表達是否不同，可選用 CA、H 檢驗B、t 檢驗C、x2 檢驗D、校正x2檢驗E、q 檢驗145. 經(jīng)分析得P>0.05,則結(jié)論是A、可認為至少兩種不同胃病患者間樣本均數(shù)不等 DB、卩1工卩2工卩3C、任兩個總體中位數(shù)間有差別D、尚不能認為三總體分布間有差別E、各總體中位數(shù)不全相等32. 5 個總體率比較的行列表資料 X2檢驗的無效假設(shè)是 5

43、個總體率A .至少有2個相等B .至少有3個相等C. 至少有4個相等D. 全相等E. 各不相等E衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)： X2 檢驗34.比較 A、 B 兩藥療效 （以優(yōu)、良、中、 差記錄 ）的優(yōu)劣，宜用A .秩和檢驗B. t檢驗C. 行列表x2檢驗D .四格表x2檢驗E.四格表確切概率法C（76-78 題共用題干 ） 某醫(yī)生欲比較兩種療法 （單純手術(shù)與手 術(shù)加放療 ） 治療某腫瘤的療效，1995 年到2000 年五年時間內(nèi)他隨訪了 20 例手術(shù)病人 與 25 例手術(shù)加放療病人，他們的結(jié)局如下77. 若有詳細的生存時間記錄，此研究 宜用A .四格表X2檢驗B .行列表X2檢驗C. log-rank 檢驗D

44、 .方差分析E.樣本均數(shù)與理論均數(shù)比較I檢驗B衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)： X2 檢驗78. 若 45 例患者均活滿 5 年隨訪期或 5 年內(nèi)死于該腫瘤， 則比較兩療法的 5 年生存 率可考慮用A .四格表X2檢驗B. 4X 2的行X列表X2檢驗C. 樣本率與總體率比較u檢驗D .方差分析E.秩和檢驗B衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)： X2 檢驗資料，三行X列表資料 X2檢驗的步驟（7980題共用題干） 某醫(yī)師要對甲、乙兩療法的療效作比 較，把患者隨機分為兩組， 以兩種方法治療， 得如下結(jié)果甲、乙兩療法的療效比較80研究治療方法與治療結(jié)果構(gòu)成有否 差別，可用A 秩和檢驗B .行X列表資料X2檢驗C. 標準化法D 相關(guān)分析E.回歸

45、分析B衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)： X2 檢驗A . 0B. 1C. 2D. 3E. 570. 4X 2表的X2檢驗的自由度為D衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)：X2檢驗，列X表X2檢驗59. 在 RxC 表的 X2 檢驗中，設(shè) nR， nC 和 n 分別為行合計，列合計和總計，則 計算每格理論數(shù)的公式為A、B、C、D、E、86 欲比較某藥三個不同劑量水平對某 病的療效，宜選用的假設(shè)檢驗方法是劑量水理 有效人數(shù) 無效人數(shù) 合計甲乙丙 111620 211312 322932A .四格表資料的x檢驗B 成組資料的t檢驗C.行x列表資料的X-檢驗D .秩和檢驗E.方差分析C60. 多個樣本率比較X2檢驗中，若PW a,拒絕廳Ho，接受

46、H1，所得的結(jié)論是 DA、多個樣本率全相等B、多個總體率全相等C、多個樣本率不全相等D、多個總體率不全相等E、多個總體率全不相等69. 兩組生存率曲線比較的 log-rank 檢 驗,其檢驗統(tǒng)計量為 DA、tB、TC、uD 、 x2E、 F91. 為探討果子貍是否為 SARS 冠狀病 毒的宿主,進行了成組病例對照研究, 其結(jié) 果為： 230 名 SARS 患者中 5 人有果子貍接 觸史, 230 名非 SARS 患者中 4 人有果子貍 接觸史。判斷SARS患者組和非SARS患者 組果子貍接觸史的比例是否不同, 適宜的統(tǒng) 計分析方法是 EA、樣本率與總體率比較的u檢驗B 、兩樣本的 x2 檢驗C

47、、兩樣本的校正x2檢驗D 、配對 x2 檢驗E、行X列表的x2檢驗 醫(yī)師進行一臨床試驗以觀察三種降血 糖藥物A、B、C的臨床療效，結(jié)果如下表。148. 該資料的類型為 CA、定量資料B、等級資料C、二項分類資料D、多項有序分類資料E、多項無序分類資料149. 該研究設(shè)計方案的類型為 DA 、調(diào)查設(shè)計B、完全隨機設(shè)計C、配對設(shè)計D、隨機區(qū)組設(shè)計E、病例對照研究設(shè)計150. 若要判斷 A、 B、 C 三種藥物降血 糖的效果是否不同, 應(yīng)選用下述哪種統(tǒng)計分 析方法 EA 、 t 檢驗B 、u 檢驗C、F 檢驗D、秩和檢驗E、x2 檢驗 30等級資料比較的假設(shè)檢驗宜用A. t 檢驗B u 檢驗C F

48、檢驗D. 秩和檢驗E. 四格表X2檢驗D衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)：秩和檢驗，非參數(shù)統(tǒng)計68. 下列關(guān)于非參數(shù)統(tǒng)計敘述中錯誤的 是A .不受總體分布形式是否已知的限定B 適用范圍廣C、不要求資料服從特定的分布D .計算簡便E.對服從正態(tài)分布的資料，其檢驗效 能也同樣高E49.等級資料比較其處理方法有否差別 最適宜采用 DA 、 t 檢驗B 、 t' 檢驗C， x2 檢驗D、秩和檢驗E、方差分析116. 配對設(shè)計差值的符號秩和檢驗用 正態(tài)近似法的條件是A . <25B . n>30C. n>40D . n>50E. n>25E衛(wèi)生統(tǒng)計法： 秩和檢驗， 秩和檢驗方法92. 在

49、樣本比較的秩和檢驗中，以致第一組的樣本量為， 秩和為，第二組的樣本量為， 秩和為，若雙側(cè)的界范圍為 94166，按， 作出的統(tǒng)計推斷是A .身高 (cm)B 體重(kg)C. 血壓(mmHg)D .脈搏(次/分)E.93. 在配對設(shè)計差值的符號秩和檢驗 中，絕對值等于 3的差值有 4個，它們是 -3， -3， 3， 3。如果它們的位次為 4、 5、 6、 7， 則第 2 個-3 的秩次應(yīng)為A . 5B . -5C. 7D . 5.5E. 4B48. 成組設(shè)計兩樣本比較的秩和檢驗， 編 秩時 AA 、同一組遇有相同數(shù)據(jù)，須編平均秩次B、同一組遇有相同數(shù)據(jù)，舍去不計C、兩個組遇有相同數(shù)據(jù)，應(yīng)編平均

50、秩次D、兩個組遇有相同數(shù)據(jù)，按位置順序 編秩E、兩個組遇有相同數(shù)據(jù)，舍去不計58. 在兩樣本比較的秩和檢驗中， 已知 第1組的樣本量為n仁10,秩和T1=170 ,第 2組的樣本量為n2=12，秩和T2=83，若界 值范圍為 85-145，則作出的統(tǒng)計推斷是A. 85<T1 ， P<0. 05，拒絕 H0B. T2<85 ， P<0. 05，不拒絕 H0C. T2<85 ， P>0. 05，拒絕 H0D. 85<T2<145 ， P<0. 05，拒絕 H0E. T1>145， P<0. 05，拒絕 H0E衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)： 秩和檢驗，

51、 秩和檢驗方法， 成組設(shè)計兩樣本比較的秩和檢驗60. 在配對設(shè)計差值的符號秩和檢驗中，已知 T+=10 . 5, T=34 . 5，若 a =0.05的界值范圍為 5-40，則作出的統(tǒng)計推斷是AT+<40 ，不拒絕 H0B . T+>5，拒絕 H0C. 5<T-<40,不拒絕 H0D . T->5，拒絕 H0E. T+>5 , T-<40,不能作出判斷A117. 成組設(shè)計多個樣本比較秩和檢驗的近似檢驗為A F 檢驗B t 檢驗C x2 檢驗D .擬合優(yōu)度檢驗E u 檢驗D衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)：秩和檢驗36. 成組設(shè)計多個樣本比較的秩和檢驗 (Kruskal-Wa

52、llis) ，若最小樣本例數(shù)大于5，統(tǒng)計量 H 近似服從的分布是A. t 分布B .正態(tài)分布C. x2 分布D. F 分布E. 標準正態(tài)分布D衛(wèi)生統(tǒng)計學(xué)： 秩和檢驗， 成組設(shè)計多個 樣本比較的秩和檢驗?zāi)逞芯空呤占?2種疾病患者痰液內(nèi)嗜 酸性白細胞的檢查結(jié)果，整理成下表。白細胞 支氣管擴張 病毒性呼吸道感 染 合計- 2 5+ 3 8+ 9 2 11+ 6 1 7149.若要比較 2 種疾病患者痰液內(nèi)的 嗜酸性白細胞數(shù)是否有差別應(yīng)選擇A . F 檢驗B .秩和檢驗C. u 檢驗D. t 檢驗E. X2 檢驗B54. 請指出下列五個秩和檢驗的結(jié)果中， 錯誤的是 CA、配對計量資料 n=8, T+ = 12 , T-24 查表 T0.05=3 33, P<0.05B、 配對計量資料n=12