統(tǒng)計題庫2001年七年制臨床醫(yī)學專業(yè)考試試題

年七年制臨床醫(yī)學專業(yè)考試試題八、上機A、B、C、 級七年制臨床醫(yī)學專業(yè)考試試題答案若,按檢驗水準不，可認為現(xiàn)有樣本所代表的總體與已知總體的差別是由抽樣誤差造成XXn—計算變異系數CVsXsnsxn估計總體均數區(qū)間（X2

sx，Xt，2

1）未知且nXt2，sx，Xt2，sx未知，但n足夠大時（n>100，t分布近uXu2sx，Xu2sxXu2x，Xu2x 2、二項分布：當樣本含量n足夠大，且樣本率p或1-p均不太小，如np與n（1-p）均大于5時，樣本率p的抽樣分布近似正態(tài)分布，總體率的 區(qū)間：pu2sp，pu2sp Xu2X，Xu2X（隨機數字表略去）18A1B1、Ａ１Ｂ２、tX1X2 nn1 sXsX1 Pexp（01X12X2mXm）1exp（01X12X2mX0是常數項1、2m為偏回歸系數Pexp（0i1X12X2mXP 1exp（XXX 1 （i=1，2，…n0i表示各層的效應，1、2m為待估計的參數2002級臨床醫(yī)學七年制《醫(yī)學統(tǒng)計學》期末考試SS(XX(XX)n

；SX

（2分nn SS總分解為SS組間SS；總分解為組間和，得組間SS組 SS組 和 組 組

組內變異一樣，均由隨機誤差所致MSMS，F(xiàn)值（FMS組間）FF組 MS組得到相應P值，然后根據所取的檢驗水準做出推斷結論。答案難以，只要基本意思表達正確，均三、在某次假設檢驗中，檢驗水準為0.05P0.001，請就本例分別說明P的P與檢驗水準進行比較可得出結論。本例0.05P0.0010.05，H0，接H1，x變量組建立的線性回歸方程所能解釋的比例。sy123m為剩余標準差，可以說明估計值的出現(xiàn)截尾值的原因主要有隨訪對象失訪、治療措施改變、研究工作結束件尚未發(fā)生等情況。狀態(tài)狀態(tài)環(huán)境12341234環(huán)境12341234一、t分布與u分布的聯(lián)系與區(qū)別二、請以完全隨機設計資料為例說明方差分析的基本思想三、假設檢驗的檢驗效能？其大小與哪些因素有關系四、某醫(yī)師對一組高血壓在治療過程中作追蹤觀察，記錄其死因，并與未作治療的高血壓組作比較，兩組死因構成1。有人據此提出：“高血壓患者經過治療雖然可以降低充血性心力衰竭等的病死原因腦血管其它原合五、請分別解釋Logistic回歸模型和Cox回歸模型中偏回歸系數的意義。七、某研究室為研究5個不同劑量的甲狀腺提取液對豚鼠甲狀腺重的影響，考慮到豚鼠的種系和體重一、試述tu分布的異同與聯(lián)系(10分度越大，t值越往中間集中，曲線峰值越高。而u特定度的t分布曲線與u分布曲線相比，峰值低而尾部高翹，相應區(qū)間內曲線下的面積小于聯(lián)系：t分布的極限形式是u分布。隨著度的增加，t分布逐漸接近u分布，當度時，t分布u分布。 異分解為組間變異和和組內變異SS總分解為SS組間SS；總分解為組間和，得組間變異SS組和組內變異分別為MS組間組

SS組MS組內組

MS組內變異一樣，均由隨機誤差所致MS組間MS，F(xiàn)值（F三、檢驗效能？其大小與哪些因素有關？(10分

MS

）F分布F界值其概率用1-表示。其中為犯第二類錯誤即當H0不正確但不H0的概率。檢驗效能越高；樣本量n越大，檢驗效能越高；兩總體參數的差值越大，檢驗效能越高。反之，檢驗效壓患者病例中各種原因的構成比，說明治療組的病例中，主要死因為冠狀動脈病和心臟病猝五、請分別解釋Logistic回歸模型和Cox回歸模型中偏回歸系數的意義答：Logistic回歸模型中的偏回歸系數i的意義為，當其它協(xié)變量均不變時，xi每變化一個單位或一個等級時,比數比的自然對數(lnORi)平均變化i個單位，可以反映xi對結局事件的作用強度。Cox回歸模型中的偏回歸系數i的意義為，當其它協(xié)變量均不變時，xi每變化一個單位或一個等級時,對度的自然對數(lnRRi)平均變化i個單位，可以反映xi對結局事件的作用強度生存率進行估計，常用的方法有乘積極限法和表法。對于兩個及多個生存率的比較，其無效假設只是多因素分析方法，其典型方法及Cox模型分析法。1行與第425列交換。如下所種系為I、體1的豚鼠接受D劑量的藥物處理，其它各格意義依此類推?！驹囶}】2010-01-15/山東大學/醫(yī)學院 級/臨床八年制/醫(yī)學統(tǒng)計2抽樣誤差？如何衡量正態(tài)分布，二項分布和poisson的抽樣誤201012月醫(yī)統(tǒng)試poisson究以英國成年男子為總體目標，1951年英國全部醫(yī)生作為研究總體，按照實驗設計(XXnSn (XXnSnSX （2）已知發(fā)生某結果的概率為，其對立結果的概率為（1 二項分布B(n,)近似服從poissonP(n)

（Xt,SX,Xt,SX 未知且n足夠大時，t分布近u分布，按正態(tài)分布原理 (Xu,SX,Xu,SX 已知，按正態(tài)分布原理 區(qū)間為(X ,X

2,假設檢驗中檢驗水準以及P答：為判 H0 規(guī)定的總體中隨機抽樣時，獲得等于及大于（負值時為等于及小于）現(xiàn)有樣本統(tǒng)計量的t組間組SS總SS組間SS組內SSSS處理SS區(qū)組SS組αt4、SNK-q檢驗和Dunnett-t檢驗都可用于均數的多重比較，它們有何不同？答2檢驗的用本率比較的的2分割；兩個分類變量之間有無關聯(lián)性以及頻數分布擬合優(yōu)度的2檢驗2答：2值反映了實際頻數與理論頻數的吻合程度，若檢驗假設H0成立，實際頻數與理論頻數的差值會小，則2值也會??；反之，若檢驗假設H0不成立，實際頻數與理論頻數的差值會大，則2值也會大。四格表資料的2式；當p時，改用四格表資料的Fisher確切概率法。 (AT基本公式：

(adbc)2(ab)(cd)(ac)(bd(adbcn2)2當n40，但有1(adbcn2)22校正公式：

(ab)(cd)(ac)(bd當n40，或T1Fisher 2檢驗以及Pearson列聯(lián)系數進行分析。的2檢驗；另一種情況是R×C表中的分組變量為無序的，而指標變量是有序的。其研究目的通常是多個等級資料的比較，此種單向有序R×CRiditR×C表R×C2×23的試驗配伍設計。其研究目的通常是分析兩種檢驗方法的一致性，此時宜用一致性檢驗（或稱Kappa檢驗。R×C表R×C①若研究目的為分析不同組患者療效間有無差別時，可把它視為單項有序R×C表資答：（1）配對設計的符號秩和檢驗（Wilcoxon配對法）是推斷其差值是否來自中位數為零的總體的方法，可用于配對設計差值的比較和單一樣本與總體中位數的比較；（2）成組設計兩樣本比較的秩和檢驗（Wilcoxon兩樣本比較法）用于完全隨機設計的兩個樣本的比較，答：用途：①定量描述兩變量之間的依存關系：對回歸系數bP，代入回歸方程對預報量（即因變量Y）進行估計，即可得到Y值的容許區(qū)間。③利用回歸方程進行統(tǒng)計控制：規(guī)定Y值的變化，通過控制X的范圍來實現(xiàn)統(tǒng)計控制的目標。解決。若出現(xiàn)一些特大特小的異常點，應及時復核檢查。②求出直線回歸方程Y?abX其中：b

aY?bX?③對回歸系數b進行假設檢驗：方差分R2

y?y)2SSR20.9說明回歸能解釋90%y SS 計；值Y的容許區(qū)答：區(qū)別：（1）資料要求不相關要求兩個變量是雙變量正態(tài)分布；回歸要求應變量Y服X是能精確測量和嚴格控制的變量（2）trtb，由于tb計算較復雜，實際中常以r（3）r與b值可相互換算b 一般表達式：YiXii，Xi和Yi分別為第i 截矩，為回歸直線或其延長線與y軸交點的縱坐標。稱為回歸直線的斜率。i為誤差。上與X值相對應的那個點的縱坐標。某地發(fā)生事件，23名者被送往醫(yī)院治療，治療前及治療12天后均有測得交叉設計。將條件相近的患者配對并，再用隨機分組的方法將各對的患者分配到（1.11.22.12.23.13.2答案：因為自身具有解毒功能和排泄功能，所以血藥濃度的下降并不一定是治療的的患者作為對照組，以治療前后兩組的血藥濃度下降值做t檢驗。2、為確定某種治療消化性潰瘍藥物的起始用藥劑量，將20例新的高血壓患者按就診1、答：(1(2)；5)(6)(7床常多7511)臨床試驗的資機化，可能引入其它混雜變量；樣本量太少，每組3例不足以說明臨床劑量問題。Y01X1mXm0：常數變一個單位時，因變量Y的平均改變量。（1）YX1,X2Xm之間具有線性關系（2）各觀測值jj 1.試寫出logistic回歸中0j常數項0的流行病學意義是:當各 因素為0時 發(fā)病與不發(fā)病概率之比的自然一個單位時logit(P)的該變量.它與比數比OR有對應關系1(1)在生存資料中，截尾值指尚未觀察到研究對象出現(xiàn)反應時，即由于某種原因停止了2、Cox回歸模型中，偏回歸系數i的意義是什相對度的自然對數變化i個單位。3、Cox回歸模型與logistic回歸模型具有相似之處，即在估計出回歸系數后可以得到協(xié)變答：區(qū)別：二項分布、poisson分布是離散型隨量的常見分布，用概率函數描述其分布從poisson分布組SS總SS組間SS組內SSSS處理SSSS組αt2分割；兩個分類變量之間有無關聯(lián)性以及頻數分布擬合優(yōu)度的2檢驗差值會大，則2值也會件；（4）YiXiiXi和Yi分別為第i的自變量和應變量取值。稱為（1）YX1,X2Xm之間具有線性關系各觀測值jj 。。

(yy)(y(R (yy)2(R2SSR2表示 SS MSSS剩nmMSSS剩nm

R21

MS

1

(1R2)(ni)nmi方程中存在常數項，i 校正決定系數 越大說明回歸效果越好當方程中加入有顯著作用的自變量時，adj增大H1下，利用樣本對原假設H0作出判斷，若原假設H0，那就意味著接受備擇假設H1，否H0H0H1中作出 兩大樣本均數的比較：當n1、n2均>50時，uXXsn兩樣本率的比較：n1、n2均≥50，n1p1、n1(1p1)與n2p2、n2(1p2)均>5：u：uTn(n1)/ 區(qū)間與y?的的 前者計算公式見5題 xX xX2nXX02Y

,n2s

Y sY?，sY?sY 化b個單位。0：常數變一個單位時，因變量Y的平均改變量。生存率的比較的非參數檢驗法：時序檢驗、似然比檢驗、wilcoxon檢驗不同點：（1）t分布是一個分布族，t曲線的形狀與度有關，度越小，t值越分散，曲線越低平；度越大，t值越往中間集中，曲線峰值越高。而u分布即標準正態(tài)分布的（2）特定度的t分布曲線與u分布曲線相比，峰值低而尾部高翹，相應區(qū)間內曲線下的面積小于u分布。其次為充血性心力衰竭。至于兩組的病死率，孰高孰低，僅根據本表無法分析。（1布、Gompertz分布等，多數情況下往往從任何規(guī)則的分布類型。特點對影響生存的時間進行分析，常用的方法有指數分布法、Weibull分布法、對數正態(tài)回logistic回歸分析法等。參數法通過估計的參數得到生存率的估計值。對于存率的因素，屬多因素分析方法，其典型方法及Cox模型分析法。率的標準化法、分層分析、u檢驗、卡方檢驗兩樣本構成比相同→兩樣本來自正態(tài)分布且方差齊，n1、n2均≥50，n1p1、n1(1-p1)與n2p2、n2(1-p2)均>5時，u檢驗總總變異SS總

YY

SSSS回歸SS?；貧w變SS回歸：即Y?Y2，稱為回歸平方和，反映Y的總變異中XY的直線關系而使Y變異減小的部分，也就是在總平方和中可以用X解釋的部分。剩余變異SS剩余：即YY?2，稱為殘差平方和或剩余平方和(residualsumofsquares)，XYYX解SSSS回歸越大，說明直線回歸r2又稱決定系數，可用來衡量回歸效果的優(yōu)劣。r20~1之間且無單位，其數值大小yr21 l l2/ 或意義不大。r XX SSsYXXY的線性影響后，YMS剩YMS剩Y例如研究中國25歲以上的成年人高血壓患病率，對25歲以上的成年人進行普查，所

j j1(1Rj

(j1,2,,mR ,其中j 越嚴重。當VIFj10max條件指數是最大特征根與每個特征根之比的平方根：hj （j1,2,,m）當hj10且對應的方差比大于max方法：Greenwood公式、乘積極限法、wilcoxon檢驗、對數秩檢驗、趨勢檢驗、表法、參數模型：Cox回歸模型。2個參數，即均數和標準差是位置參數，當是形狀參常用N(,2)表示均數為，方差為的正態(tài)分布。 度：指的是計算某一統(tǒng)計量時，取值不受限制的變量個數。通常=n-k。其中n為樣Px

i(nx%fLL部分，理論上有x％的觀察值比它小，有(100-x)％的觀察值比它大。直線回歸分析的資料，一般要求應變量Y是服從正態(tài)分布的隨量，自變量X可不應把假設檢驗中相關顯著性大小理解為相關程度的大小。若經假設檢驗推斷0，相關，0.4≤|r|<0.7為中度相關，|r|≥0.7為高度相關。析思路、兩樣本比較的思路、多個樣本比較的思路、RxC的思路等。建議大家打印下來自1σ**對于對數正態(tài)分布資料，1、先將變量值取對數；2、應用估計總體均數的95％區(qū)間計。根據n和陽性數X查“百分率的區(qū)間”表；單側上界：，或單側下界：對數正態(tài)分雙側界值：；單側上界：，n>51π00.5X較小作單側檢驗P,與所取檢驗水準比較，作出n(1-p)均>5時，u1、直接計算概率法：用于μ0<20，且樣本陽性例數X較小作單側檢驗時。2、u檢驗：用于兩個大樣本(均>50)，t檢驗 1、u ④配對四格表χ2 ,（b+c≤40時1、u檢驗：兩樣本陽性例數 X2>20均大于202、χ2檢驗：同二：完全隨機設計（或成組設計隨機區(qū)組設計（或配伍組設計（Rx