《衛(wèi)生管理統(tǒng)計(jì)》題庫(kù)課時(shí)

第一章定性資料的統(tǒng)計(jì)描述一、選擇題（一） A1型：每一道題下面有AB、CDE五個(gè)備選答案，請(qǐng)從中選擇一個(gè)最佳答案。某醫(yī)院某年住院病人中胃癌患者占 5%,則 B 。5%是強(qiáng)度指標(biāo) B.5%是頻率指標(biāo)C.5%是相對(duì)比指標(biāo) D.5%是絕對(duì)數(shù)E.5%胃癌在人群中的嚴(yán)重性計(jì)算麻疹疫苗接種后血清檢查的陽(yáng)轉(zhuǎn)率，分母為 —C 。麻疹易感人群 B.麻疹患者數(shù) C.麻疹疫苗接種人數(shù)D.麻疹疫苗接種后的陽(yáng)轉(zhuǎn)人數(shù)3.D.麻疹疫苗接種后的陽(yáng)轉(zhuǎn)人數(shù)3.某病患者120人，其中男性__D 。A.該病男性易得114人，女性6人，分別占95%與5%,則結(jié)論為該病女性易得 C.該病男性、女性易患程度相D.尚不能得出結(jié)論E.根據(jù)該資料可計(jì)算出男女性的患病率D.尚不能得出結(jié)論E.根據(jù)該資料可計(jì)算出男女性的患病率4.某地區(qū)某種疾病在某年的發(fā)病人數(shù)為 ao，以后歷年為a1,a2,人數(shù)的年平均增長(zhǎng)速度為—D__,A. B.n；aoa1an C.；叵D.：：色1n1 - .ao .ao,an，則該疾病發(fā)病E.anvon某部隊(duì)夏季拉練，發(fā)生中暑21例，其中北方籍戰(zhàn)士為南方籍戰(zhàn)士的 2.5倍，貝V結(jié)TOC\o"1-5"\h\z論為 C」A.北方籍戰(zhàn)士容易發(fā)生中暑B.南方籍戰(zhàn)士容易發(fā)生中暑 C.尚不能得出結(jié)論D.北方、南方籍戰(zhàn)士都容易發(fā)生中暑 E.北方籍戰(zhàn)士中暑頻率比南方籍戰(zhàn)士高定基比與環(huán)比指標(biāo)是 E oA.構(gòu)成比B.平均數(shù)C.頻率 D.絕對(duì)數(shù) E相對(duì)比一項(xiàng)新的治療方法可延長(zhǎng)病人的生命，但不能治愈該病，則最有可能發(fā)生的情況是 AoA.該病的患病率增加 B.該病的患病率減少 C.該病的發(fā)病率增加D.該病的發(fā)病率減少 E.該病的發(fā)病率與患病率均減少要比較甲乙兩廠某工種工人某種職業(yè)病患病率的高低，采取標(biāo)準(zhǔn)化法的原理是___C oA.假設(shè)甲乙兩廠的工人構(gòu)成比相同 B.假設(shè)甲乙兩廠患某職業(yè)病的的工人數(shù)相同假設(shè)甲乙兩廠某工種工人的工齡構(gòu)成比相同 D.假設(shè)甲乙兩廠某職業(yè)病的患病率相同E.假設(shè)甲乙兩廠某職業(yè)病的構(gòu)成相同（二） A2型：每一道題以一個(gè)小案例出現(xiàn)，其下面有 AB、C、D、E五個(gè)備選答案，請(qǐng)從中選擇一個(gè)最佳答案。某人欲計(jì)算本地人群某年某病的死亡率，對(duì)分母的平均人口數(shù)的算法，最好是—D 。A.年初的人口數(shù) B.年末的人口數(shù) C.調(diào)查時(shí)的人口數(shù)上年年終的人口數(shù)加本年年終的人口數(shù)之和除以 2 E.普查時(shí)登記的人口數(shù)某市有30萬(wàn)人口，2002年共發(fā)現(xiàn)2500名肺結(jié)核患者，全年總死亡人數(shù)為3000人，其中肺結(jié)核死亡98人，要說(shuō)明肺結(jié)核死亡的嚴(yán)重程度，最好應(yīng)用 ___E 。A.粗死亡率B.肺結(jié)核死亡人數(shù) C.肺結(jié)核死亡率D.肺結(jié)核死亡構(gòu)成E.肺結(jié)核的病死率在一項(xiàng)研究的最初檢查中，人們發(fā)現(xiàn)30?44歲男女兩組人群的冠心病患病率均為4％，于是，認(rèn)為該年齡組男女兩性發(fā)生冠心病的危險(xiǎn)相同。這個(gè)結(jié)論是 ___B 。A.正確的B.不正確的，因?yàn)闆](méi)有區(qū)分發(fā)病率與患病率不正確的，因?yàn)闆](méi)有可識(shí)別的隊(duì)列現(xiàn)象不正確的，因?yàn)橛冒俜直却媛蕘?lái)支持該結(jié)論不正確的，因?yàn)闆](méi)有設(shè)立對(duì)照組（三） A3/A4型：以下提供若干案例，每個(gè)案例下設(shè)若干道題目。請(qǐng)根據(jù)題目所提供的信息，在每一道題下面的A、B、CDE五個(gè)備選答案中選擇一個(gè)最佳答案 （第1?4題共用題干）。某省級(jí)市抽樣調(diào)查了1999年1月1日至2001年12月31日止部分城鄉(xiāng)居民腦卒中發(fā)病與死亡情況，年平均人口數(shù)為1923224人，其中城鎮(zhèn)976087人，農(nóng)村為947137人，在城鎮(zhèn)的病例數(shù)為1387人，死亡人數(shù)941人，農(nóng)村病例數(shù)為816人，死亡人數(shù)為712人根據(jù)該資料，城鎮(zhèn)居民腦卒中年發(fā)病率為 ___A___。TOC\o"1-5"\h\z據(jù)該資料，城鎮(zhèn)居民腦卒中的病死率為 ___B 。據(jù)該資料，農(nóng)村居民腦卒中的年死亡率為 D___。據(jù)該資料，該市城鄉(xiāng)居民腦卒中的年死亡率為 ___E 。（四）B1型：以下提供若干組題目，每組題目共用題目前列出的 AB、C、D、E五個(gè)備選答案。請(qǐng)從中選擇一個(gè)與問(wèn)題關(guān)系最密切的答案。某個(gè)備選答案可能被選擇一次、多次或不被選擇。（1~3題共用備選答案）A.絕對(duì)數(shù)B.頻率型指標(biāo)C.強(qiáng)度型指標(biāo)D.相對(duì)比指標(biāo)E.率差TOC\o"1-5"\h\z環(huán)比（定基比）發(fā)展速度是 D__。某病期間患病率是 B___。老年負(fù)擔(dān)系數(shù)是 D___。二、是非題某地區(qū)一年內(nèi)死亡400人，其中20人因癌癥死亡，癌死亡率為5%。錯(cuò)某醫(yī)院收治某病患者10人，其中8人吸煙，占80%，則結(jié)論為“吸煙是引發(fā)該病的原因”。錯(cuò)某化工廠某病連續(xù)4年患病率分別為6.0%、9.7%、11.0%、15.4%，則該病的4年總患病率為：（6.0%+9.7%+11.0%+15.4%）/4=10.53%。錯(cuò)發(fā)病率與患病率均冬100%錯(cuò)分析同一地方三十年來(lái)肺癌死亡率的變化趨勢(shì)，最好用動(dòng)態(tài)數(shù)列表示。對(duì)已知某礦有一定放射性，并發(fā)現(xiàn)工齡在25年以上職工肺癌患病率達(dá)600/10萬(wàn)，而工齡不滿5年的職工僅30/10萬(wàn)，因此認(rèn)為此礦的放射性懷腫瘤發(fā)病有關(guān)。錯(cuò)一般情況下，兩個(gè)醫(yī)院的總病死率不能直接比較。對(duì)多發(fā)病是指患病率高的疾病。錯(cuò)標(biāo)準(zhǔn)化法的目的是消除內(nèi)部構(gòu)成不同對(duì)總率的影響，標(biāo)準(zhǔn)化率可反映當(dāng)時(shí)當(dāng)?shù)氐膶?shí)際水平。錯(cuò)說(shuō)明某現(xiàn)象發(fā)生強(qiáng)度大小的指標(biāo)是構(gòu)成比。錯(cuò)第二章方差分析一、選擇題（一） A1型選擇題每一道題下面有AB、C、DE五個(gè)備選答案，請(qǐng)從中選擇一個(gè)最佳答案。方差分析的基本思想為 E 。A.組間均方大于組內(nèi)均方B.誤差均方必然小于組間均方組間方差顯著大于組內(nèi)方差時(shí)，該因素對(duì)所考察指標(biāo)的影響顯著組內(nèi)方差顯著大于組間方差時(shí)，該因素對(duì)所考察指標(biāo)的影響顯著總離均差平方和及其自由度按設(shè)計(jì)可以分解成幾種不同的來(lái)源重復(fù)測(cè)量設(shè)計(jì)資料數(shù)據(jù)的主要特點(diǎn)是 —C___。A.比較直觀B.分析條件嚴(yán)格C.數(shù)據(jù)可能不獨(dú)立 D.具有一定的趨勢(shì)E.檢驗(yàn)效能高TOC\o"1-5"\h\z對(duì)同一資料，當(dāng)處理組數(shù)k2時(shí)ANOVA勺結(jié)果與t檢驗(yàn)的結(jié)果__D 。A.ANOVA的結(jié)果更可靠B.t檢驗(yàn)的結(jié)果更可靠C.理論上不同D.完全等價(jià)且t2FE.完全等價(jià)且,tF完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析的變異分解為 AoA.ss總=SS組間+SS組內(nèi)B.MS總=MS組間MS組內(nèi)C.SS組間 SS組內(nèi)D.MS組間MS組內(nèi)E.V組間V組內(nèi)5.析因設(shè)計(jì)資料方差分析的變異分解為EoA.SSr=SSb+SSwB.MSt=MSBMSWc.SSp=SSB+SSASSABD.MSt=MSBMSAE.SSp=ssb+SSaSSabSSE6.經(jīng)ANOV，若P則結(jié)論為 DoA.各樣本均數(shù)全相等B.各樣本均數(shù)不全相等 C.至少有兩個(gè)樣本均數(shù)不等TOC\o"1-5"\h\z至少有兩個(gè)總體均數(shù)不等 E.各總體均數(shù)全相等7.對(duì)k個(gè)處理組，b個(gè)隨機(jī)區(qū)組資料的方差分析，其誤差的自由度為 __D oA.kbkbB.kbkb1C.kbkb2D.kbkb+1kbkb2（二） A2型選擇題每一道題以一個(gè)小案例出現(xiàn)，其下面有 A、B、CD、E五個(gè)備選答案，請(qǐng)從中選擇一個(gè)最佳答案。某職業(yè)病防治院測(cè)定了11名石棉沉著病患者、9名石棉沉著病可疑患者和 11名非患者的用力肺活量，求得其均數(shù)分別為 1.79L、2.31L和3.08L，能否據(jù)此認(rèn)為石棉沉著病患者、石棉沉著病可疑患者和非患者的用力肺活量不同答案是 D_。A.能，因3個(gè)樣本均數(shù)不同B.需作3個(gè)均數(shù)兩兩的t檢驗(yàn)才能確定需作3個(gè)均數(shù)兩兩的SNK-q檢驗(yàn)才能確定需作成組設(shè)計(jì)3個(gè)均數(shù)比較的ANOVA才能確定需作隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)3個(gè)均數(shù)比較的ANOVA才能確定某醫(yī)師用AB、C三種方案分別治療7例、6例和8例嬰幼兒貧血患者。治療1月后，記錄Hb的增加量（g/L），求得其均數(shù)為26.0、18.0和6.0。若用ANOVA分析推斷3種治療方案對(duì)嬰幼兒貧血的治療效果是否不同，其檢驗(yàn)假設(shè) H。為_(kāi)_C 。A.3個(gè)樣本均數(shù)不同B.3個(gè)樣本均數(shù)全相同 C.3個(gè)總體均數(shù)全相同D.3個(gè)總體方差全相同E.3個(gè)總體方差不全相同3.64只大鼠被隨機(jī)地均分到4種不同的飼料組中去，飼養(yǎng)一段時(shí)間后，觀測(cè)每只鼠的肝重比值（即肝重/體重），希望評(píng)價(jià)4種飼料對(duì)肝重比值的影響大小。如果資料滿足正態(tài)的前提條件，正確的統(tǒng)計(jì)方法應(yīng)當(dāng)是—E___。A.進(jìn)行6次t檢驗(yàn)B.進(jìn)行6次Z檢驗(yàn)C.先作方差分析后作t檢驗(yàn)D.先作方差分析后作Dunnett-t檢驗(yàn)E.先作方差分析后作SNK-q檢驗(yàn)?zāi)逞芯空咴?種不同的溫度下分別獨(dú)立重復(fù)了 10次試驗(yàn)，共測(cè)得某定量指標(biāo)的50個(gè)數(shù)據(jù)，根據(jù)資料的條件，可用單因素方差分析處理此資料，組間誤差的自由度是__E 49B.45C.36D.9E.4完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的五個(gè)均數(shù)，一個(gè)對(duì)照組分別和四個(gè)試驗(yàn)進(jìn)行比較，可以選擇的檢驗(yàn)方法是 C—Z檢驗(yàn)B.t檢驗(yàn)C.Dunnett-t 檢驗(yàn)D.SNK-q檢驗(yàn)E.Levene檢驗(yàn)（三）A3/A4型選擇題以下提供若干案例，每個(gè)案例下設(shè)若干道題目。請(qǐng)根據(jù)題目所提供的信息，在每一道題下面的A、B、C、DE五個(gè)備選答案中選擇一個(gè)最佳答案。（1?2題共用題干）現(xiàn)有表8-24所示資料：表8-24三種飼養(yǎng)方式分析表分組nS普通飼料815.291166.101.910.37普飼+膽固醇717.471754.662.500.55普飼+膽固醇+郁金715.611393.252.530.46合計(jì)2248.374314.012.201.作ANOVA勺計(jì)算，下列諸項(xiàng)中錯(cuò)誤的是_B.S&=4314.01-48.372/22總、221.91-2.20+2.50-2.20+2.242.20C.SS組內(nèi)=SS總—SS組間D.V組間=2E. V組內(nèi)=19計(jì)算F的公式為_(kāi)E___。A.SQa間/V組間B.SS組內(nèi)/V組內(nèi)C.SQ且間/SS組內(nèi)D.MS總/MS組內(nèi)E.MS組間/MS組內(nèi)（3?6題共用題干）在抗癌藥物篩選試驗(yàn)中， 將20只小白鼠分成5個(gè)區(qū)組，觀察4種藥物對(duì)小白鼠肉瘤（^8。）的抑瘤效果，結(jié)果見(jiàn)表8—25:表8—25四種藥物的抑瘤效果（瘤重， g）隨機(jī)區(qū)組ABCD10.800.360.170.2820.740.500.420.3630.310.200.380.2540.480.180.440.2250.760.260.280.193.若用ANOV臉驗(yàn)抑瘤效果，區(qū)組的自由度為_(kāi)D,20B.12C.5D.4E.3若已算得SS總=0.7152，SS藥物=0.3960，SS區(qū)且=0.1108，則SS吳差_D 。誤差為—B___。4X5B.3X4C.20—4—5D.20—3—4 E.19 —4—5若算得F藥物=7.604，P0.01;F區(qū)組=1.596，P0.05。按=0.05水準(zhǔn)，則4種藥物的抑瘤效果和5個(gè)隨機(jī)區(qū)組的瘤重的推斷結(jié)論分別為 __C 。A.藥物不同，區(qū)組不同 B.不能認(rèn)為藥物不同，不能認(rèn)為區(qū)組不同藥物不同，不能認(rèn)為區(qū)組不同 D.不能認(rèn)為藥物不同，區(qū)組不同E.藥物差別較大，不能認(rèn)為區(qū)組不同（7?8題共用題干）現(xiàn)有A、B兩種降低轉(zhuǎn)氨酶的藥物， 為了考察它們對(duì)甲型肝炎和乙型肝炎降低轉(zhuǎn)氨酶的效果是否有差別，收集甲型肝炎病人 10例；5例用A藥5例用B藥；乙型肝炎病人10例，5例用A藥5例用B藥。觀察指標(biāo)為用藥兩周后轉(zhuǎn)氨酶的降低值。該資料的設(shè)計(jì)方法是—D___。A.配對(duì)設(shè)計(jì)B.完全隨機(jī)設(shè)計(jì)C.隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)D.析因設(shè)計(jì)E.重復(fù)測(cè)量設(shè)計(jì)該資料分析A、B兩種藥物降低轉(zhuǎn)氨酶的差別、 甲型肝炎和乙型肝炎的差別應(yīng)選用的分析方法是—E___。A.正態(tài)性檢驗(yàn)B.方差的齊性檢驗(yàn)C.t檢驗(yàn)D.Z檢驗(yàn)E.方差分析（四）B1型選擇題以下提供若干組題目，每組題目共用題目前列出的 AB、CDE五個(gè)備選答案。請(qǐng)從中選擇一個(gè)與問(wèn)題關(guān)系最密切的答案。某個(gè)備選答案可能被選擇一次、多次或不被選擇。1?5題共用備選答案）222A.XijXB.XiXC. niXiX

ANOVAp,ANOV/中,ANOV/中,ANOVAK總的離均差平方和為 A0處理組的離均差平方和為—C_0ANOVAp,ANOV/中,ANOV/中,ANOVAK總的離均差平方和為 A0處理組的離均差平方和為—C_0總的離均差平方和為 Ao區(qū)組的離均差平方和為—E___Ao完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的2X2析因設(shè)計(jì)資料的ANOV沖，總的離均差平方和為、是非題方差分析的目的是分析各組總體方差是否不同。X各組數(shù)據(jù)呈嚴(yán)重偏態(tài)時(shí)也可以做方差分析。X完全隨機(jī)設(shè)計(jì)方差分析的組內(nèi)變異僅反映隨機(jī)誤差，故又稱(chēng)誤差變異。V表示全部觀察值的變異度的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)是組間變異。X5.隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的區(qū)組變異和誤差兩部分相當(dāng)于完全隨機(jī)設(shè)計(jì)方差分析的組內(nèi)變異。V隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)方差分析的總自由度等于處理組間自由度與區(qū)組間自由度之和X方差齊性檢驗(yàn)結(jié)果P>0.05,按a=0.05水準(zhǔn)，不拒絕耳，可認(rèn)為樣本滿足方差齊性要求。V抗體滴度資料經(jīng)對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換后可做方差分析，若方差分析得 PV0.05，則可認(rèn)為實(shí)測(cè)數(shù)據(jù)的各總體算術(shù)均數(shù)不全相等。X三、簡(jiǎn)答題1.方差分析的基本思想是什么總離均差平方和以及總自由度怎樣計(jì)算方差分析的基本思想就是根據(jù)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)類(lèi)型把全部觀察值間的變異一一總變異按設(shè)計(jì)和需要分解成兩個(gè)或多個(gè)組成部分，總自由度也分解成相應(yīng)的幾個(gè)部分，再作分析。分解的每一部分代表不同的含義，其中至少有一部分代表各均數(shù)間的變異情況，另一部分代表誤差?？傠x均差平方和以及總自由度的計(jì)算：SS總SSt XijX，總 N1，其中N山，表示總例數(shù)。ij兩樣本t檢驗(yàn)與完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的ANOVAT何關(guān)系配對(duì)樣本t檢驗(yàn)與隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的ANOVAi有何關(guān)系對(duì)同一資料，兩樣本t檢驗(yàn)等價(jià)于完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料ANOV，且有F=t2;對(duì)同一資料，配對(duì)樣本t檢驗(yàn)等價(jià)于隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的 ANOV，且有F=t2。SNK-q檢驗(yàn)和Dunnett-t檢驗(yàn)都可用于均數(shù)的多重比較，它們有何不同SNK-q檢驗(yàn)和Dunnett-t檢驗(yàn)雖然都可用于ANOVA#出多個(gè)總體均數(shù)不全等提示后的多重比較，但SNK-q檢驗(yàn)常用于探索性研究，是對(duì)多個(gè)均數(shù)每?jī)蓚€(gè)均數(shù)間的比較；而Dunnett-t檢驗(yàn)常用于事先有明確假設(shè)的證實(shí)性研究，用于在設(shè)計(jì)階段就根據(jù)研究目的或?qū)I(yè)知識(shí)而計(jì)劃好的某些均數(shù)間的兩兩比較，如多個(gè)處理組與對(duì)照組的比較，某一對(duì)或某幾對(duì)在專(zhuān)業(yè)上有特殊意義的均數(shù)間的比較等。數(shù)據(jù)變換在資料處理中的作用是什么數(shù)據(jù)變換是資料不滿足條件時(shí)的處理方法之一， 它對(duì)于明顯偏離正態(tài)性和方差不齊的資料，通過(guò)某種形式的數(shù)據(jù)變換可以改善其假定條件，使非正態(tài)資料正態(tài)化，各組資料的方差齊同、穩(wěn)定，便于進(jìn)行方差分析等處理。為何多個(gè)均數(shù)的比較不能直接作兩兩比較的 t檢驗(yàn)若采用兩兩比較的t檢驗(yàn),則其檢驗(yàn)水準(zhǔn)和兩樣本均數(shù)之差的標(biāo)準(zhǔn)誤該作何調(diào)整.多個(gè)均數(shù)的比較若直接采用兩兩比較的t檢驗(yàn)會(huì)增大犯I類(lèi)錯(cuò)誤的概率，若比較次數(shù)為m,每次檢驗(yàn)水準(zhǔn)為a,則從理論上講，此時(shí)犯 I類(lèi)錯(cuò)誤的累積概率為11m，顯然高于原有檢驗(yàn)水準(zhǔn)為a。若要采用兩兩比較的t檢驗(yàn)，則其檢驗(yàn)水準(zhǔn)應(yīng)減小，可按Bonfferoni方法或Sid來(lái)方法進(jìn)行調(diào)整，同時(shí)兩樣本均數(shù)之差標(biāo)準(zhǔn)誤碼的計(jì)算應(yīng)當(dāng)采用多個(gè)樣本的數(shù)據(jù)，而不僅僅是被比較兩組的數(shù)據(jù)。方差分析中的F檢驗(yàn)為何是單側(cè)檢驗(yàn)方差分析中檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F的計(jì)算通常是用某一部分的均方（如處理因素、交互效應(yīng)等）除以誤差的均方，其中分母誤差部分的均方僅含隨機(jī)因素的作用，而分子某部分的均方不但含有相應(yīng)處理因素或交互作用的效應(yīng)，而且還含有隨機(jī)因素的作用，因此算得的F值從理論上講應(yīng)大于或等于1。故判斷其結(jié)果時(shí)，也就采用了單側(cè)檢驗(yàn)的上側(cè)臨界值。三個(gè)樣本均數(shù)的比較經(jīng)ANOVA有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，在多重比較中出現(xiàn)了“不拒絕! 2，也不拒絕1 3，但拒絕2 3”的結(jié)果，該結(jié)果應(yīng)如何解釋為什么有人將上述結(jié)果直觀地表示為 2，，粗看該結(jié)論較模糊，但按假設(shè)檢驗(yàn)的基本原理，該結(jié)論可解釋為：有理由認(rèn)為第2個(gè)和第3個(gè)總體均數(shù)不等，但還沒(méi)有理由認(rèn)為第2個(gè)和第1個(gè)總體均數(shù)不等，也沒(méi)有理由認(rèn)為第 1個(gè)和第3個(gè)總體均數(shù)不等。也就是說(shuō)兩兩比較還不能判斷第 2個(gè)樣本來(lái)自何總體。因?yàn)榻y(tǒng)計(jì)結(jié)論具有概率性，不能按純數(shù)學(xué)方式進(jìn)行遞推，否則會(huì)得出荒唐的結(jié)論。該結(jié)果既不能解釋為第一個(gè)總體均數(shù)介于第二個(gè)和第三個(gè)總體均數(shù)間，也不能遞推為“第二個(gè)總體均數(shù)就等于第一個(gè)總體均數(shù)，同時(shí)第一個(gè)總體均數(shù)等于第三個(gè)總體均數(shù)，那么第二個(gè)總體均數(shù)就等于第三個(gè)總體均數(shù)?！笔欠褚欢ㄒ?jīng)ANOVA^現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義后，再作均數(shù)間的兩兩比較一般認(rèn)為，邏輯上來(lái)講，當(dāng)ANOVA發(fā)現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義后，再作均數(shù)間的兩兩比較。實(shí)際上，這種經(jīng)ANOVA發(fā)現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義后，再作均數(shù)間的兩兩比較屬于事后未計(jì)劃的比較。有統(tǒng)計(jì)學(xué)家提出如TukeyHSD檢驗(yàn)（Tukey'shonestlysignificant

differeneetest ）等多重比較就沒(méi)有必要事先進(jìn)行 ANOVA然而，均數(shù)間兩兩比較的方法不是非常成熟，有十多種可供選擇。在分析實(shí)際資料時(shí)，有時(shí)可能會(huì)出現(xiàn)如下兩種情形：一是ANOVAT統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，但兩兩比較均無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義， 另一是ANOVA無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，但兩兩比較卻發(fā)現(xiàn)其中某些均數(shù)間有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。這兩種現(xiàn)象往往發(fā)生于算得的P值在規(guī)定檢驗(yàn)水準(zhǔn)a的附近，下結(jié)論時(shí)應(yīng)特別謹(jǐn)慎。第三章2檢驗(yàn)一、選擇題（一） A1型：每一道題下面有AB、CDE五個(gè)備選答案，請(qǐng)從中選擇一個(gè)最佳答案。下列不能用2檢驗(yàn)的是A0A.多個(gè)均數(shù)比較 B.多個(gè)率比較 C.多個(gè)構(gòu)成比比較D.單樣本分布的擬合優(yōu)度檢驗(yàn) E.兩個(gè)頻率分布的比較2.通常分析四格表在B_情況下需用Fisher精確概率計(jì)算法。A.T5 B.T1或n40C.T1且n40 D.1T5且n40ET5或n403.2值的取值范圍是C0A.2 B.20C.02D.1 2 1E.214.RC表的自由度是D0A.R1 B.C1C.RCD.(R1)(C1)E.樣本含量減15.三個(gè)樣本頻率比較，220.01(2)，可以認(rèn)為AoA.各總體頻率不等或不全相等B.各總體頻率均不相等C.各樣本頻率均不相等D.各樣本頻率不等或不全相等 E.各總體頻率相等TOC\o"1-5"\h\z以下關(guān)于2檢驗(yàn)的自由度的說(shuō)法，正確的是_D oA.擬合優(yōu)度檢驗(yàn)時(shí)，二n-2（n為觀察頻數(shù)的個(gè)數(shù)） B.對(duì)一個(gè)3X4表進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，=11 C.對(duì)四格表檢驗(yàn)時(shí)，=4D.若爲(wèi)5, 為5,,則 E.樣本含量減1下列不能用2檢驗(yàn)的是 E oA.成組設(shè)計(jì)的兩樣本頻率的比較 B.配對(duì)設(shè)計(jì)的兩樣本頻率的比較 C.多個(gè)樣本頻率的比較D.頻率分布的比較 E.等級(jí)資料實(shí)驗(yàn)效應(yīng)間的比較（二） A2型：每一道題以一個(gè)小案例出現(xiàn)，其下面有 A、B、CDE五個(gè)備選答案，請(qǐng)從中選擇一個(gè)最佳答案。觀察366名疼痛患者針刺不同穴位后的鎮(zhèn)痛效果如表 7—1所示：表7—1針刺不同穴位后的鎮(zhèn)痛效果鎮(zhèn)痛效果1（基本無(wú)效）U（效果一般）m（較有效）鎮(zhèn)痛效果1（基本無(wú)效）U（效果一般）m（較有效）合谷384412穴位足三里 撫突53 4729 232819W（很有效） 24 16 33基于以上分析，正確的結(jié)論是 CQA.各穴位的鎮(zhèn)痛效果不全相同 B.各穴位的鎮(zhèn)痛效果全不相同 C.各穴位不同鎮(zhèn)痛效果的頻率分布不全相同 D.各穴位不同鎮(zhèn)痛效果的頻率分布全不相同 E.不能認(rèn)為各穴位不同鎮(zhèn)痛效果的頻率分布不全相同（三）A3/A4型：以下提供若干案例，每個(gè)案例下設(shè)若干道題目。請(qǐng)根據(jù)題目所提供的信息，在每一道題下面的 AB、CD、E五個(gè)備選答案中選擇一個(gè)最佳答案。為比較兩種不同的防護(hù)服對(duì)石粉廠工人皮膚病的防護(hù)效果中， 隨機(jī)將46名一線作業(yè)工人分到兩種不同的防護(hù)服組，穿服作業(yè)兩個(gè)月后，兩組工人皮膚炎患病情況如表7-2所示。試比較兩組工人皮膚炎患病頻率有無(wú)差別。表7—2穿兩種不同的防護(hù)服皮膚炎患病情況防護(hù)服種類(lèi)皮膚炎癥陽(yáng)性例數(shù)陰性例數(shù)申申、7

甲乙合防護(hù)服種類(lèi)皮膚炎癥陽(yáng)性例數(shù)陰性例數(shù)申申、7

甲乙合11112505123163147P=0.068結(jié)論：兩組工人皮膚炎患病情況沒(méi)有差別，患病頻率相同。你認(rèn)為以上分析 D__）A.正確。 B.統(tǒng)計(jì)量選擇錯(cuò)誤。 C.資料整理與設(shè)計(jì)不符合。 D.結(jié)論不準(zhǔn)確，應(yīng)該講不能認(rèn)為兩組工人皮膚炎患病頻率有差別。 E.結(jié)論應(yīng)為兩組工人皮膚炎患病情況不同。有人建議用正態(tài)近似方法比較兩組工人皮膚炎患病的概率。你認(rèn)為 AQA.正確，正態(tài)近似方法等價(jià)于RcA2jdRcA2jdn 1i1j1nm某研究室用甲乙兩種血清學(xué)方法檢查 401例確診的鼻癌患者結(jié)果如表 7—3所示:驗(yàn)不正確，必須用精確概率法 D.正確，不能用精確概率法不正確，應(yīng)該用t檢驗(yàn)（四）B1型：以下提供若干組題目，每組題目共用題目前列出的 A、B、CDE五個(gè)備選答案。請(qǐng)從中選擇一個(gè)與問(wèn)題關(guān)系最密切的答案。某個(gè)備選答案可能被選擇一次、多次或不被選擇。A.Tk 2k1ni選擇一次、多次或不被選擇。A.Tk 2k1nimiki1ni mi——B.2Aiadbcn/22n(ab)(cd)(ac)(bd)C.2E.C.2E.2表7-3兩種血清學(xué)方法檢查結(jié)果甲法乙 法合計(jì)+-+36110371—83139合計(jì)36941410欲推斷兩種血清學(xué)方法有無(wú)差別，宜采用的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量是 _D比較某醫(yī)院良性與惡性腫瘤切凈率有無(wú)差別（表 7-4），確定可以采用的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。B表7-4某醫(yī)院良性與惡性腫瘤切凈情況表性質(zhì)切凈例數(shù) 殘留例數(shù) 合計(jì)良性惡性26 1 272 12 14合計(jì)28 13 413.配對(duì)比較兩種方法治療扁平足的療效， 100對(duì)患者的療效記錄見(jiàn)表7-5,比較兩種方法治療結(jié)果的概率分布有無(wú)差別。 A表7-5兩種方法治療扁平足的療效甲法治療結(jié)果乙法治療結(jié)果 人、丄后 + 辛 合計(jì)好 中 差好39 3 2 44中 0 24 8 32差 3 4 17 24合計(jì) 42 31 27 100（固定值）表7-11所示的四格表形式。檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)3.舉例說(shuō)明如果實(shí)驗(yàn)效應(yīng)用等級(jí)資料表示， 比較兩總體效應(yīng)間差別是否有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義為什么不能用 2檢驗(yàn)關(guān)鍵在于此時(shí)2檢驗(yàn)差別有統(tǒng)計(jì)意義，只能推斷兩組頻率分布不同，而頻率分布不同不能說(shuō)明兩組總體平均水平不同。4.為什么有些四格表（或RXC表）必須要計(jì)算確切概率因?yàn)橹挥性诖髽颖緯r(shí)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量才近似地服從 2分布，樣本量不夠大時(shí)如果n>40,且T>1尚可以校正；如果樣本量更小， 2檢驗(yàn)就不適用了，只能計(jì)算確切概率。四、綜合分析某院康復(fù)科用共鳴火花治療癔癥患者 56例，有效者42例；心理輔導(dǎo)法治療癔癥患者40例，有效者21例。問(wèn)兩種療法治療癔癥的有效率有無(wú)差別解：本題為兩樣本率的比較， n40且所有的T5，用四格表資料用公式。組另有效無(wú)效 合計(jì)有效率（％）共鳴火花治療組42145675.00心理輔導(dǎo)法治療21194052.50組合計(jì)63339665.63Ho：1 2，即兩療法治療癔癥的有效率相等H1：1 2，即兩療法治療癔癥的有效率不等以1查2界值表得0.010p0.025。按 0.05水準(zhǔn)，拒絕Ho，接受比，可以認(rèn)為兩療法治療癔癥的有效率不等，即可認(rèn)為共鳴火花治療癔癥患者的有效率高于心理輔導(dǎo)法治療癔癥患者的有效率。2.某醫(yī)院內(nèi)科用某療法治療一般類(lèi)型胃潰瘍患者 62例，治愈50例；治療特殊類(lèi)型胃潰瘍病患者55例，治愈18例。試評(píng)價(jià)該療法對(duì)不同類(lèi)型胃潰瘍病的治愈率有無(wú)差別解：本題為兩樣本率的比較， n40且所有的T5，用四格表資料用公式。組另治愈未愈合計(jì)治愈率（％）般類(lèi)型50126280.65特殊類(lèi)型18375532.73合計(jì)684911758.12Ho：1 2，即兩種類(lèi)型胃潰瘍病患者的治愈率相等H1:1 2，即兩種類(lèi)型胃潰瘍病患者的治愈率不等以1查2界值表得p0.005。按0.05水準(zhǔn)，拒絕Ho，接受Hi，可以認(rèn)為某療法治療兩種類(lèi)型胃潰瘍病患者的治愈率不等。治療一般類(lèi)型胃潰瘍患者的治愈率高于治療特殊類(lèi)型胃潰瘍病患者的治愈率用蘭芩口服液治療慢性咽炎患者 34例，有效者31例；用銀黃口服液治療慢性咽炎患者26例，有效者18例。問(wèn)兩藥治療慢性咽炎的有效率有無(wú)差別本題為兩樣本率的比較，n40但有一個(gè)格子的T5，用四格表資料校正公式。組另有效無(wú)效合計(jì)蘭芩口服液組31334銀黃口服液組188(4.77)26合計(jì)491160H。：1 2，即兩種藥物治療慢性咽炎的有效率相等H1：1 2，即兩種藥物治療慢性咽炎的有效率不等以1查2界值表得0.050p0.100。按0.05水準(zhǔn)，不拒絕H0，還不能認(rèn)為蘭芩口服液治療慢性咽炎患者的有效率與銀黃口服液治療慢性咽炎患者的有效率不第四章基于秩次的非參數(shù)檢驗(yàn)

一、選擇題（一）A1型：每一道題下面有AB、CDE五個(gè)備選答案，請(qǐng)從中選擇一個(gè)最佳答案。以下檢驗(yàn)方法除__A 外，其余均屬非參數(shù)方法。t檢驗(yàn)B.H檢驗(yàn)C.M檢驗(yàn)D.2檢驗(yàn)E.符號(hào)秩和檢驗(yàn)兩小樣本定量資料比較的假設(shè)檢驗(yàn)，首先應(yīng)考慮_D 。A.用t檢驗(yàn)B.用秩和檢驗(yàn)C.t檢驗(yàn)與秩和檢驗(yàn)均可資料符合t檢驗(yàn)還是秩和檢驗(yàn)的條件E.2檢驗(yàn)在作等級(jí)資料的比較時(shí)，宜用___C___。t檢驗(yàn)B.2檢驗(yàn)C.秩和檢驗(yàn)D.F檢驗(yàn)E.方差分析在作兩樣本均數(shù)比較時(shí)，已知山、n2均小于30，總體方差不齊且呈極度偏峰的資料宜用___E___。A.t檢驗(yàn)B.t檢驗(yàn)C.u檢驗(yàn)D.秩和檢驗(yàn)E.t檢驗(yàn)與秩和檢驗(yàn)均可三組比較的秩和檢驗(yàn)，樣本例數(shù)均為 5,確定P值應(yīng)查_(kāi)B 。A.2界值表B.H界值表C.T界值表D.M界值表E.以上均不可對(duì)成組設(shè)計(jì)兩樣本比較的秩和檢驗(yàn)，描述不正確的是 __C 。A.將兩組數(shù)據(jù)統(tǒng)一由小到大編秩B.遇有相同數(shù)據(jù)，若在同一組，按順序編秩遇有相同數(shù)據(jù)，若不在同一組，按順序編秩遇有相同數(shù)據(jù)，若不在同一組，取其平均秩次將兩組數(shù)據(jù)混合編秩 C__，應(yīng)該用非參數(shù)統(tǒng)計(jì)方法。正態(tài)分布資料n不相等時(shí)兩樣本均數(shù)的比較正態(tài)分布資料兩樣本方差都比較大時(shí)兩樣本均數(shù)的比較兩組等級(jí)資料比較兩組百分比資料的平均數(shù)比較兩組對(duì)數(shù)正態(tài)分布資料的平均數(shù)比較在統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)中是否選用非參數(shù)統(tǒng)計(jì)方法， __A 。A.要根據(jù)研究目的和數(shù)據(jù)特征作決定可在算出幾個(gè)統(tǒng)計(jì)量和得出初步結(jié)論后進(jìn)行選擇要看哪個(gè)統(tǒng)計(jì)結(jié)論符合專(zhuān)業(yè)理論要看哪個(gè)P值更小E.只看研究目的下列五個(gè)秩和檢驗(yàn)的結(jié)果錯(cuò)誤的是 ___B配對(duì)計(jì)量資料配對(duì)計(jì)量資料兩組計(jì)量資料兩組計(jì)量資料配對(duì)計(jì)量資料配對(duì)計(jì)量資料兩組計(jì)量資料兩組計(jì)量資料兩組計(jì)量資料n=12，T7，Tn=8，T12，Tn1=12，n2=10，T1n1=10，n2=10，T1n1=9，n2=13，T171，查得T0.0513~65，P0.0524，查得T0.053~33，P0.05173，T280，查得T0.0584~146，P55，T2155，查得T0.0578~132，P58，T2195，查得T0.0573~134，P0.050.050.05等級(jí)資料兩樣本比較的秩和檢驗(yàn)中，如相同秩次過(guò)多，應(yīng)計(jì)算校正Z值，校正結(jié)果使 C__。A.Z值增大，P值減小B.Z值增大，P值增大C.Z值減小，P值增大D.Z值減小，P值減小E.視具體資料而定（二）A2型：每一道題以一個(gè)小案例出現(xiàn)，其下面有 A、B、CDE五個(gè)備選答案，請(qǐng)從中選擇一個(gè)最佳答案。三組人的血漿總皮質(zhì)醇的測(cè)定值資料如表 10-1所示：表10-1三組人的血漿總皮質(zhì)醇的測(cè)定值（102mol/L）正常人單純性肥胖皮質(zhì)醇增多癥0.110.172.700.520.332.810.610.552.920.690.663.590.770.863.860.861.134.081.021.384.301.081.634.301.272.045.961.923.756.62欲檢驗(yàn)三組人的血漿皮質(zhì)醇含量有無(wú)區(qū)別，宜選用的方法是 D。A.t檢驗(yàn)B.方差分析C.Wilcoxon秩和檢驗(yàn)D.K-W檢驗(yàn)E.Friedman秩和檢驗(yàn)2.測(cè)得12名宇航員航行前及返航后 24小時(shí)的心率（次/分），欲研究航行對(duì)心率有無(wú)影響，其無(wú)效假設(shè)為—BA.航行前后的心率總體分布相同 B.航行前后的心率差值的總體中位數(shù)Md0航行前后的心率差值符合正態(tài)分布航行前后心率差值的樣本分布總體分布相同 E.以上都不對(duì)兩種方法測(cè)定車(chē)間空氣中CS2的含量（mg/m），10個(gè)樣品中只有1個(gè)樣品用兩法測(cè)定的結(jié)果相同，若已知正的秩次和為10。5,則負(fù)的秩次和為_(kāi)C 。44.5B.35.5C.34.5D.32.5E. 無(wú)法計(jì)算測(cè)得12名宇航員航行前后24小時(shí)的心率（次/分），如欲分析航行對(duì)心率有無(wú)影響可用A。A.配對(duì)符號(hào)秩和檢驗(yàn)B.成組t檢驗(yàn)C.Z檢驗(yàn)D.2檢驗(yàn)E.以上都不對(duì)研究甲、乙兩種治療方法的療效是否有差異， 將26名某病患者隨機(jī)分成兩組，分別接受甲、乙兩種不同的治療，觀察某項(xiàng)定量指標(biāo)，甲法的均數(shù)為 118.6、標(biāo)準(zhǔn)差為20，乙法的均數(shù)為68.4、標(biāo)準(zhǔn)差為100，最好選用_B 。A.t檢驗(yàn)B.秩和檢驗(yàn)C.2檢驗(yàn)D.可信區(qū)間E.t檢驗(yàn)、秩和檢驗(yàn)均可二、是非題1.兩樣本比較的秩和檢驗(yàn)，當(dāng)m10，n2n110時(shí)采用Z檢驗(yàn)，這時(shí)檢驗(yàn)屬于參數(shù)檢驗(yàn)。?X完全隨機(jī)設(shè)計(jì)多組獨(dú)立樣本比較的秩和檢驗(yàn)， 若H檢驗(yàn)得P0.05,需進(jìn)行兩兩比較。.V隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的假設(shè)檢驗(yàn)進(jìn)行兩兩比較時(shí)，均不需要對(duì)進(jìn)行調(diào)整。.X非參數(shù)檢驗(yàn)又稱(chēng)任意分布檢驗(yàn)，其意義為與任何分布無(wú)關(guān)。.X三、簡(jiǎn)答題1．秩和檢驗(yàn)有哪些優(yōu)缺點(diǎn)秩和檢驗(yàn)為非參數(shù)檢驗(yàn)，其主要優(yōu)點(diǎn)：①適用范圍廣，適用于總體分布類(lèi)型未知或非正態(tài)資料、數(shù)據(jù)一端或兩端為不確定數(shù)值的資料以及有序分類(lèi)（等級(jí)）資料；②簡(jiǎn)便，易于理解和掌握。主要缺點(diǎn)：若對(duì)符合參數(shù)檢驗(yàn)條件的資料用非參數(shù)檢驗(yàn)，則檢驗(yàn)效率低于參數(shù)檢驗(yàn)。因此，對(duì)符合參數(shù)檢驗(yàn)的資料，或經(jīng)變量變換后符合參數(shù)檢驗(yàn)的資料應(yīng)首選參數(shù)檢驗(yàn)；若不能滿足參數(shù)檢驗(yàn)條件的資料，應(yīng)選用非參數(shù)檢驗(yàn)兩組或多組有序分類(lèi)資料的比較，為什么宜用秩和檢驗(yàn)而不用 X檢驗(yàn)X2檢驗(yàn)中能說(shuō)明各處理組的效應(yīng)在分布上有無(wú)不同而不能說(shuō)明各處理組效應(yīng)的平均水平有無(wú)差別；X2檢驗(yàn)與分類(lèi)變量的順序無(wú)關(guān)，無(wú)論將任何兩行（或兩列）頻數(shù)互換，所得X2值不變，X2檢驗(yàn)的結(jié)論相同，然而，有序變量的順序顯然是不能互換的，順序互換，結(jié)論就不同。第五章相關(guān)與回歸一、思考題Pearson積差相關(guān)與Spearman等級(jí)相關(guān)有何異同Pearson積差相關(guān)與Spearman等級(jí)相關(guān)的應(yīng)用條件不同，一個(gè)要求雙變量為正態(tài)，一個(gè)則可不滿足該條件；一個(gè)是參數(shù)法，一個(gè)是非參數(shù)法；相同點(diǎn)是都用來(lái)解決兩變量間的相關(guān)程度的大小，且計(jì)算公式相同，不過(guò)一個(gè)直接用原始的定量數(shù)據(jù)，另一個(gè)則要用等級(jí)數(shù)據(jù)。比較分類(lèi)變量的兩個(gè)樣本或多個(gè)樣本的頻數(shù)分布所采用的 2檢驗(yàn)與關(guān)聯(lián)性分析的2檢驗(yàn)有何異同分類(lèi)變量的兩樣本與多個(gè)樣本頻數(shù)分布比較的 x2檢驗(yàn)是對(duì)兩樣本或多個(gè)樣本作比較，而關(guān)聯(lián)性分析的X檢驗(yàn)卻是探討一份樣本的兩種屬性所對(duì)應(yīng)的兩個(gè)變量間的關(guān)系，研究的問(wèn)題不同、設(shè)計(jì)不同、檢驗(yàn)假設(shè)不同、意義不同、結(jié)論不同；相同的僅是計(jì)算統(tǒng)計(jì)量的公式。分類(lèi)變量配對(duì)的2X2資料在什么情況下用檢驗(yàn)，什么情況下用Pearson2檢驗(yàn)分類(lèi)變量配對(duì)設(shè)計(jì)2X2的頻數(shù)資料若是作兩組頻率比較， 則用McNemarX檢驗(yàn)，若Pearson積差相關(guān)系數(shù)經(jīng)r檢驗(yàn)無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，是否意味著兩變量間一定無(wú)關(guān)系對(duì)滿足雙變量正態(tài)分布的隨機(jī)樣本，若直接計(jì)算 Pearson積差相關(guān)系數(shù)且經(jīng)檢驗(yàn)無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，并不意味著兩變量間一定無(wú)關(guān)系， 若兩者之間是非線性關(guān)系的話，其Pearson積差相關(guān)系數(shù)也會(huì)無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，因此在確定兩變量間有無(wú)線性關(guān)系時(shí)應(yīng)先繪出散點(diǎn)圖進(jìn)行直觀考察后再做出判斷。Pearson積差相關(guān)系數(shù)經(jīng)r檢驗(yàn)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，P值很小，是否意味著兩變量間一定有很強(qiáng)的線性關(guān)系Pearson積差相關(guān)系數(shù)經(jīng)r檢驗(yàn)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，且P值很小，并不意味著兩變量間一定有很強(qiáng)的線性關(guān)系。參看本章第一節(jié)線性相關(guān)應(yīng)用中應(yīng)注意的問(wèn)題中的 2、3、4、5點(diǎn)。二、選擇題B、CDE五個(gè)備選答案,請(qǐng)從中選擇一個(gè)最佳（一） A1B、CDE五個(gè)備選答案,請(qǐng)從中選擇一個(gè)最佳積矩相關(guān)系數(shù)的計(jì)算公式是1xx.r B.r 1xx1yy '.Jxx1xx.r B.r 1xx1yy '.Jxx1yy相關(guān)系數(shù)的檢驗(yàn)可用_A.散點(diǎn)圖直接觀察法代替C.r1xy■■-；1xx1yyD.r1yy■./1xx1yylxyE.rlxxlyyBB.t檢驗(yàn)C.F檢驗(yàn)D.2檢驗(yàn)E.以上都可計(jì)算積差相關(guān)系數(shù)要求 C_因變量Y是正態(tài)變量，而自變量自變量X是正態(tài)變量，而因變量?jī)勺兞慷家鬂M足正態(tài)分布規(guī)律兩變量只要是測(cè)量指標(biāo)就行因變量Y是定量指標(biāo)，而自變量X可以不滿足正態(tài)的要求Y可以不滿足正態(tài)的要求X可以是任何類(lèi)型的數(shù)據(jù)4.對(duì)于向有序且屬性不同的關(guān)關(guān)系，則需計(jì)算的統(tǒng)計(jì)量為RXC列聯(lián)表資料，若分析兩個(gè)屬性之間有無(wú)線性相B。A.Ridit值A(chǔ).Ridit值B.rs值C.2值D.Kappa值E.r值對(duì)RXC列聯(lián)表資料作頻數(shù)分布的比較與作兩變量關(guān)聯(lián)性分析 __A_A.設(shè)計(jì)不同，2統(tǒng)計(jì)量一樣B.兩者僅假設(shè)不同C.兩者僅結(jié)論不同D.兩者的P值不同E.兩者檢驗(yàn)水準(zhǔn)不同對(duì)兩個(gè)分類(lèi)變量的頻數(shù)表資料作關(guān)聯(lián)性分析，可用 —C___。A.積差相關(guān)B.秩相關(guān)C.列聯(lián)系數(shù)D.線性相關(guān)E.等級(jí)相關(guān)積矩相關(guān)系數(shù)r的假設(shè)檢驗(yàn)，其自由度為 D 。A.n-1B.n-kC.2n-1D.n-2E.(R-1)(C-1)積矩相關(guān)系數(shù)p=0時(shí)，以下表述最佳的是—E,

A.兩變量間不存在任何關(guān)系B.兩變量間存在直線關(guān)系，不排除也存在某種曲線關(guān)系C.兩變量間存在曲線關(guān)系D.兩變量間的關(guān)系不能確定兩變量間不存在直線關(guān)系，但不排除存在某種曲線關(guān)系關(guān)于秩相關(guān)的敘述，不正確的是 D__。A.當(dāng)總體分布型未知時(shí)可用秩相關(guān)B.當(dāng)原始數(shù)據(jù)為等級(jí)資料時(shí)可用秩相關(guān)當(dāng)兩變量不服從正態(tài)分布時(shí)，可用秩相關(guān)秩相關(guān)適用于單向有序且屬性不同的 RXC列聯(lián)表資料秩相關(guān)對(duì)原變量的分布不作要求在相關(guān)性研究中，相關(guān)系數(shù)的統(tǒng)計(jì)推斷 P值越小，則_C 。A.兩變量相關(guān)性越好B.結(jié)論可信度越大C.認(rèn)為總體具有線性相關(guān)的理由越充分D.抽樣誤差越小E.抽樣誤差越大線性相關(guān)分析可用于研究___B___的數(shù)量關(guān)系。A.兒童的性別與體重B.兒童的身高與體重C.兒童的性別與血型D.母親的職業(yè)與兒童的智商E.母親的職業(yè)與血型線性回歸分析中，對(duì)因變量 Y的總體變異進(jìn)行分解可能會(huì)出現(xiàn)__E,A.SS^y=SSA.SS^y=SS回B.SS總SS^yC.SS、=SS0D.SS剩 SS回E.以上均可有出現(xiàn)對(duì)變量X和Y同時(shí)進(jìn)行簡(jiǎn)單相關(guān)分析和簡(jiǎn)單回歸分析，其結(jié)果一定是___C___。A.r>0,b<0B.r<0,b>0C.rb>0D.r=bE.r與b符號(hào)無(wú)關(guān)TOC\o"1-5"\h\z已知r=1，則一定有__C 。A.SS總SS剩B. $3剩=SS(gC. SS剩=0D.b=1 E.a=1對(duì)含有常數(shù)項(xiàng)的線性回歸系數(shù)作假設(shè)檢驗(yàn)，其自由度是 __C__A.nB.n-1C.n-2D.2n-1E.2n-2如果對(duì)簡(jiǎn)單線性回歸模型進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)果是不能拒絕H0，這就意味著__E 。A.該模型有應(yīng)用價(jià)值B.該模型無(wú)應(yīng)用價(jià)值C.該模型求解錯(cuò)誤D.X與Y之間一定無(wú)關(guān)E.尚無(wú)充分證據(jù)說(shuō)明X與Y之間有線性關(guān)系求得Y關(guān)于X的線性回歸方程后，對(duì)回歸系數(shù)作假設(shè)檢驗(yàn)的目的是對(duì) —B__作出統(tǒng)計(jì)推斷。A.樣本斜率B.總體斜率C.樣本均數(shù)D.總體均數(shù)E.樣本分布在求出Y關(guān)于X變化的線性回歸方程后，發(fā)現(xiàn)將原始數(shù)據(jù)中的某一點(diǎn)（xk,yk）的橫坐標(biāo)值代入方程所得的 ykyk，則可以認(rèn)為 B_。A.此現(xiàn)象無(wú)法解釋B.此現(xiàn)象正常C.計(jì)算有錯(cuò)誤D.X與Y之間呈非線性關(guān)系X與Y之間呈線性關(guān)系對(duì)含有兩個(gè)隨機(jī)變量的同一批資料，既作線性相關(guān)，又作線性回歸分析。對(duì)相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)的t值記為tr，對(duì)回歸系數(shù)檢驗(yàn)的t為tb，二者之間的關(guān)系是__C 。A.tr tb B. tr tbC. tr tb D. tr tb E. tr tb tr tb逐步回歸分析中，若增加引入的自變量，則 ___D___。A.回歸平方和殘差平方和均增大 B.回歸平方和與殘差平方和均減少總平方和與回歸平方和均增大 D.回歸平方和增大，殘差平方和減少E.總平方和與回歸平方和均減少多重線性回歸分析中，若對(duì)某一自變量的值乘以一個(gè)不為零的常數(shù) K,則有__B 。A.該偏回歸系數(shù)值不變B.該偏回歸系數(shù)值為原有偏回歸系數(shù)值的1/K倍該偏回歸系數(shù)值會(huì)改變，但無(wú)規(guī)律D.所有偏回歸系數(shù)值均會(huì)改變所有偏回歸系數(shù)值均不會(huì)改變多重線性回歸分析中，若對(duì)某一自變量的值加上一個(gè)不為零的常數(shù) K,則有___D___。A.截距和該偏回歸系數(shù)值均不變B.該偏回歸系數(shù)值為原有偏回歸系數(shù)值的K位該偏回歸系數(shù)值會(huì)改變，但無(wú)規(guī)律D.截距改變，但所有偏回歸系數(shù)值均不改變E.所有偏回歸系數(shù)值均不會(huì)改變多重線性回歸分析中，能直接反映自變量解釋因變量變異數(shù)量的指標(biāo)為_(kāi)__C___。A.復(fù)相關(guān)系數(shù)B.簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)C.確定性系數(shù)D.偏回歸系數(shù)E.偏相關(guān)系數(shù)多重線性回歸分析中的共線性是指 __E 。A.Y關(guān)于各個(gè)自變量的回歸系數(shù)相同B.Y關(guān)于各個(gè)自變量的回歸系數(shù)與截距都相同C.Y變量與各個(gè)自變量的相關(guān)系數(shù)相同D.Y與自變量間有較高的復(fù)相關(guān)E.自變量間有較高的相關(guān)性（二） A2型：每一道題以一個(gè)小案例出現(xiàn)，其下面有 AB、CDE五個(gè)備選答案，請(qǐng)從中選擇一個(gè)最佳答案。對(duì)兔子注射某藥物后，測(cè)得一系列時(shí)間與所對(duì)應(yīng)的藥物深度（有8對(duì)數(shù)據(jù)），將一對(duì)對(duì)原始數(shù)據(jù)代入積差相關(guān)系數(shù)的計(jì)算公式計(jì)算出兩變量間的相關(guān)系數(shù) r，并作假設(shè)檢驗(yàn)得P0.05，結(jié)論認(rèn)為兩變量間相關(guān)關(guān)系無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。這個(gè)結(jié)論存在的問(wèn)題是__C 。A.樣本例數(shù)不夠多B.沒(méi)有繪散點(diǎn)圖C.有可能存在非線性相關(guān)應(yīng)作秩相關(guān)分析E.可能計(jì)算有誤調(diào)查某地經(jīng)濟(jì)收入與某病發(fā)病率間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)收入低的人群，某病的發(fā)病率高；收入高的人群，某病的發(fā)病率低，兩者呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，經(jīng)搜集 10個(gè)鄉(xiāng)的資料并計(jì)算出積差相關(guān)系數(shù)r為負(fù)值，作假設(shè)檢驗(yàn)后P0.05，結(jié)論認(rèn)為兩變量間確有負(fù)相關(guān)關(guān)系，這個(gè)結(jié)論存在的問(wèn)題是 _E_。A.樣本例數(shù)不夠多B.沒(méi)有繪散點(diǎn)圖C.可能存在非線性相關(guān)收入與發(fā)病率間不能計(jì)算相關(guān)系數(shù) E.數(shù)據(jù)不滿足雙變量正態(tài)的要求，應(yīng)作秩相關(guān)分析某醫(yī)生調(diào)查了497例飲酒量不同的前列腺炎發(fā)生率，數(shù)據(jù)如表 11—1所示。表11—1不同飲酒量與前列腺炎患病率間的關(guān)系食用酒量（kg/年）患病人數(shù)未患病人數(shù)合計(jì)患病率（％）<315637819.23.5?5316822124.04.5?4410414829.7>5.524265048.0合4該題可用2檢驗(yàn)作兩變量的關(guān)聯(lián)性分析，若問(wèn)題改成不同飲酒量間的患病率是否不同，同樣是用2檢驗(yàn)，這兩類(lèi)問(wèn)題 B_。A.是一回事B.此設(shè)計(jì)不能改成不同飲酒量間患病率的比較只是結(jié)論不同的兩個(gè)問(wèn)題 D.雖然都是2檢驗(yàn)，但公式不同E.都是用相同的數(shù)據(jù)來(lái)計(jì)算，應(yīng)該是相同的結(jié)論（4?7題共用題干）給10只大白鼠注射類(lèi)毒素后，測(cè)得每只大鼠的紅細(xì)胞數(shù)（ X）與血紅蛋白含量（Y）數(shù)據(jù)，并計(jì)算獲得如下中間結(jié)果：變量Y與關(guān)于X的回歸方程的截距為 AQA.—1.89859B.1.89859C.2.81408D.0.02366E.0.9050變量Y關(guān)于X的回歸方程的斜率為—D___。A.—1.89859B.2.13542C.2.81408D.0.02366E.0.9050變量Y的總離均差平方和為_(kāi)B___qA.22.34B.36.40C.29.81D.3.45E.18.24變量Y關(guān)于X回歸的離均差平方和為 CA.22.34B.36.40C.29.81D.3.45E.18.24（8?10題共用題干）由具有X1、X2、X3三個(gè)變量的樣本數(shù)據(jù)計(jì)算，獲得這三個(gè)變量的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)如表13—1:表13—1X1、X、X3三個(gè)變量的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)變量

1.00000 0.84897 0.939410.84897 1.00000 0.884030.93941 0.88403 1.00000扣除Xj的影響后，X2與X3的偏相關(guān)系數(shù)為_(kāi)D ?？鄢齒2的影響后，X1與X3的偏相關(guān)系數(shù)為E__。扣除X3的影響后，X1與X2的偏相關(guān)系數(shù)為 AO（三）A3/A4型：以下提供若干案例，每個(gè)案例下設(shè)若干道題目。請(qǐng)根據(jù)題目所提供的信息，在每一道題下面的 AB、CD、E五個(gè)備選答案中選擇一個(gè)最佳答案（第1?3題共用題干）為了控討三氯甲烷的毒性，研究者用大白鼠進(jìn)行了三氯甲烷急性毒性試驗(yàn)，其實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)如表12-1所示：表12-1大白鼠的三氯甲烷急性毒性試驗(yàn)數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)藥物劑量（d）實(shí)驗(yàn)動(dòng)物數(shù)死亡動(dòng)物數(shù)死亡率（p）0.052510.040.502520.08（省略數(shù)據(jù)行）6.0025230.927.00 2524 0.96以死亡率（p）為反應(yīng)變量，以藥物劑量（d）為自變量進(jìn)行線性回歸分析，獲得回歸方程為：p0.157870.139583d，對(duì)原假設(shè)0的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F=48.829，p=0.0001o對(duì)以上結(jié)果的評(píng)價(jià)為—E___o因統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)結(jié)果的p=0.0001，故認(rèn)為該線性回歸模型完全提示了該藥物劑量（d）與死亡率（p）間的劑量一反應(yīng)關(guān)系試驗(yàn)點(diǎn)太少，此線性回歸方程并不可靠所得的線性回歸模型完全不能解釋該藥的劑量一反應(yīng)關(guān)系沒(méi)有散點(diǎn)圖，單靠p值尚不能做出結(jié)論此資料應(yīng)該用非線性回歸方程而不是線性回歸方程來(lái)描述該數(shù)據(jù)不滿足線性回歸模型擬合的 B前提假設(shè)A.獨(dú)立、線性、正態(tài)分布、方差齊同 B.線性、正態(tài)分布、方差齊同—C___oC.ln匸1pabx—C___oC.ln匸1pabx對(duì)該數(shù)據(jù)擬合的最佳回歸模型為A.p a bx2B. p a b1xb2x2D.p a bln(x) E. p a b、x（第4?6題共用題干）為了探討大學(xué)生肺活量與身高、體重的關(guān)系，獲得表 13-2的數(shù)據(jù):表13-2大學(xué)生肺活量與身高、體重關(guān)系的數(shù)據(jù)

身高（cm）體重（kg）肺活量（L）135.132.01.75139.930.42.00163.646.22.75156.237.12.75167.841.52.75165.549.53.00155.144.72.75149.433.92.25若將上表中以厘米為單位的身高數(shù)據(jù)替換為以米為計(jì)量單位，以肺活量為反應(yīng)變量，身高、體重為自變量，擬合所得的線性回歸方程與原表數(shù)據(jù)所得的方程相比_cA.截距與兩個(gè)偏回歸系數(shù)不會(huì)改變 B.截距會(huì)改變，而兩個(gè)偏回歸系數(shù)不會(huì)改變截距與體重的偏回歸系數(shù)不會(huì)改變，身高的偏回歸系數(shù)改變截距與身高的偏回歸系數(shù)不會(huì)改變，體重的偏回歸系數(shù)改變截距不會(huì)改變，身高與體重的偏回歸系數(shù)均會(huì)改變?nèi)魧⑸媳碇幸怨餅閱挝坏捏w重?cái)?shù)據(jù)替換為以市斤為計(jì)量單位，以肺活量為反應(yīng)變量，身高、體重為自變量，擬合所得的線性回歸方程與原表數(shù)據(jù)所得的方程相比_DA.截距與兩個(gè)偏回歸系數(shù)不會(huì)改變變截距與體重的偏回歸系數(shù)不會(huì)改變，截距與身高的偏回歸系數(shù)不會(huì)改變，截距會(huì)改變，而兩個(gè)偏回歸系數(shù)不會(huì)改身高的偏回歸系數(shù)改變體重的偏回歸系數(shù)改變截距不會(huì)改變，身高與體重的偏回歸系數(shù)均會(huì)改變?nèi)魧⑸媳碇幸陨秊閱挝坏姆位盍繑?shù)據(jù)替換為以毫升為計(jì)量單位，以肺活量為反應(yīng)變量，身高、體重為自變量，擬合所得的線性回歸方程與原表數(shù)據(jù)所得的方程相比__E___oB.截距會(huì)改變，而兩個(gè)偏回歸系數(shù)不會(huì)改A.B.截距會(huì)改變，而兩個(gè)偏回歸系數(shù)不會(huì)改身高的偏回歸系數(shù)改變體重的偏回歸系數(shù)改變變身高的偏回歸系數(shù)改變體重的偏回歸系數(shù)改變截距與體重的偏回歸系數(shù)不會(huì)改變，截距與身高的偏回歸系數(shù)不會(huì)改變，截距、身高與體重的偏回歸系數(shù)均會(huì)改變A、B、A、B、C、DE五個(gè)備選答案。請(qǐng)從中選擇一個(gè)與問(wèn)題關(guān)系最密切的答案。某個(gè)備選答案可能被選擇一次、多次或不被選擇。（1?6題共用備選答案）A.20 B.30 C.40 D.45 E.0.7071根據(jù)11對(duì)（XY）的樣本數(shù)據(jù)計(jì)算獲得自變量 X的方差為4.5，反應(yīng)變量Y的方差為4.0,X與Y的相關(guān)系數(shù)平方值為0.5oTOC\o"1-5"\h\zX的離均差平方和為 D__。Y的離均差平方和為 C__oX與Y的離均差乘積和為_(kāi)B___oY關(guān)于X的回歸平方和為AoY關(guān)于X的殘差平方和為AoX與Y的相關(guān)系數(shù)為 E_o（7?11題共用備選答案）截距不變，但變量Xi的偏回歸系數(shù)是原偏回歸系數(shù)的 1/k倍截距不變，且每個(gè)偏回歸系數(shù)為原偏回歸系數(shù)的1/k倍截距改變，而各個(gè)偏回歸系數(shù)不變截距和每個(gè)偏回歸系數(shù)都擴(kuò)大到原數(shù)值的 k倍截距擴(kuò)大到原數(shù)值的k倍，而各個(gè)偏回歸系數(shù)不變自變量Xi的值擴(kuò)大到原數(shù)值的k倍，會(huì)使線性回歸方程的__A___oTOC\o"1-5"\h\z自變量Xi的值加上非零的常數(shù)k,會(huì)使線性回歸方程的_C o反應(yīng)變量Y的值擴(kuò)大互原數(shù)值的k倍，會(huì)使線性回歸方程的_D___o所有自變量的值同時(shí)擴(kuò)大到原數(shù)值的k倍，會(huì)使線性回歸方程的_B o所有自變量和反應(yīng)變量Y的值都同時(shí)擴(kuò)大到原數(shù)值的k倍，會(huì)使線性回歸方程的___E__o三、是非題線性回歸模型的前提條件是：線性、獨(dú)立、正態(tài)與等方差。 V回歸系數(shù)較大，表示兩變量的關(guān)系較密切。 X樣本回歸系數(shù)b0，而且假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，則可以認(rèn)為兩變量呈負(fù)相關(guān)。X由樣本數(shù)據(jù)計(jì)算獲得回歸方程，而且假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，則可以認(rèn)為變量X與Y間存在因果關(guān)系。X對(duì)于非線性回歸，最小二乘法只適合于僅對(duì)自變量進(jìn)行非線性變換情況而不適用于對(duì)反應(yīng)變量進(jìn)行非線性變換的情況。 V反應(yīng)變量Y值的95%預(yù)測(cè)帶要比總體回歸線的95%置信帶更寬。 V普通殘差定義為觀測(cè)值綣與回歸模型擬合值Y之差。V殘差圖可以簡(jiǎn)單而又直觀地評(píng)價(jià)回歸分析的前提條件（ LINE）是否滿足。V整體回歸效應(yīng)的假設(shè)檢驗(yàn)在a水平下拒絕 H。，表示引入回歸方程中的每一個(gè)自變量都在a水平下有效地解釋了因變量 Y的變異。X改變某一自變量的某一個(gè)數(shù)值，只會(huì)使該自變量的偏回歸系數(shù)值改變。 ）X改變因變量Y的某一個(gè)數(shù)值，將會(huì)導(dǎo)致回歸方程的所有偏回歸系數(shù)值改變。V在具有k個(gè)自變量的多重回歸模型基礎(chǔ)上，減少一個(gè)自變量，會(huì)導(dǎo)致回歸平方和的減少。V用同一樣本數(shù)據(jù)，無(wú)論擬合的多重線性回歸模型包含的自變量有多少，其總變異（SST）是不變的。V若有X!、X2、X3三個(gè)變量的數(shù)據(jù)，X2、X3的偏相關(guān)系數(shù)（「2,31）是X3關(guān)于乂!線性回歸的殘差與X的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)。X逐步回歸選擇變量的方法一般情況下與全回歸法、 前向性和后向性法所獲得的結(jié)果相同。X多重共線性是指Y關(guān)于各個(gè)自變量的回歸直線呈重疊狀態(tài)。 X在n個(gè)樣本含量的基礎(chǔ)上增加一個(gè)觀測(cè)數(shù)據(jù)后所得的線性回歸方程與 n個(gè)數(shù)據(jù)所得的回歸方程相比，除截距相同外，各個(gè)偏回歸系數(shù)均有改變。 X四、綜合分析1.某研究者測(cè)量了16名成年男子的體重和臀圍數(shù)據(jù)，如表所示。16名成年男子的體重與臀圍的觀測(cè)數(shù)據(jù)體重（kg）67585370456370527676.5037575165.59X.3.3.0.2.0.5.9.6.10.7.3.3.72.8臀圍（cm）9789919883919984981058477928610191Y.0.5.0.0.0.0.0.5.5.0.5.0.0.0.0.0（1）請(qǐng)用該數(shù)據(jù)建立用體重預(yù)測(cè)臀圍的線性回歸模型（2）今有2名成年男子的體重分別為62kg和88kg，是否可以利用上述回歸模型估計(jì)二人的臀圍數(shù)據(jù)若可以， 請(qǐng)計(jì)算臀圍總體均數(shù)的95%置信區(qū)間和臀圍的95%預(yù)測(cè)區(qū)間。（1）首先繪制以體重為X坐標(biāo)，臀圍值為Y坐標(biāo)的散點(diǎn)圖。從圖中點(diǎn)的分布形態(tài)來(lái)看，體重與臀圍之間帶有明顯的線性趨勢(shì)， 即隨著體重的增加，臀圍也有隨之增大的趨勢(shì)。建立以體重為X,臀圍為Y的線性回歸模型。n=16,x2—954.9, x258828.29,x59.68125,y1468,y2 135554,y91.75xy88802.75 , lxx-2xx22xx1838.664 ，n

TOC\o"1-5"\h\z2 2y xylyyyy y 865,lxyxxyyxy 1190.675n nl — —b佟0.648,aYbX53.102Ixx則以體重為X,臀圍為Y的樣本回歸方程為：Y?53.1020.648X由于本例樣本數(shù)據(jù)中體重的變量值范圍為 (37.3,76.1)kg,故體重為62kg的男子可以利用此模型估計(jì)其臀圍的大小， 而體重為88kg的男子已超出了本例自變量的范圍，不適宜用此模型估計(jì)其臀圍的大小。體重為62kg男子的臀圍總體均數(shù)的點(diǎn)估計(jì)值為：Y?53.102 0.64862 93.3(cm)臀圍總體均數(shù)的95%置信區(qū)間為:已知Xp62,Sy,xv'131472.5905,\ 14臀圍的95%觀測(cè)區(qū)間為:Sy.X 1n—Sy.X 1n—2XpXlXX2.590511626259.71838.6642.6718Ypt/2,n2&人93.32.1452.6718 (87.57,99.03)cm2?某單位研究代乳粉營(yíng)養(yǎng)價(jià)值時(shí)，用大白鼠作實(shí)驗(yàn)，得到大白鼠進(jìn)食量和增加體重的數(shù)據(jù)見(jiàn)表所示8只大白鼠的進(jìn)食量和體重增加量鼠號(hào)12345678進(jìn)食量800780720867690787934750(g)增量(g)185158130180134167186133

建立回歸模型。求進(jìn)食量為890g時(shí)，大白鼠的平均增量。x6328, xp1ex^0 1X1 2X25048814,X791,y1273p1ex^0 1X1 2X2y159.125,xy1018263進(jìn)食量為890g時(shí)，大白鼠的平均增量為第六章Logistic回歸分析一、選擇題(一)A1型：每一道題下面有AB、CDE五個(gè)備選答案，請(qǐng)從中選擇一個(gè)最佳答案。logistic 回歸對(duì)自變量的要求為 D 。A.必須滿足正態(tài)性和方差齊性 B.必須是二分類(lèi)資料不能是連續(xù)型資料 D ?可以為多分類(lèi)資料或等級(jí)資料要有2個(gè)或2個(gè)以上自變量2.F列各式不能表達(dá)logistic回歸模型的是 EAA.1X12X2B.logitp1X12X2C.exo01exp01X1 2X21X1 2X2mXmmXmD.mXmE.exp0 1X1 2X23.進(jìn)行l(wèi)ogistic 回歸分析時(shí)，正確的表述是A.要求反應(yīng)變量服從正態(tài)分布要求反應(yīng)變量一定是二分類(lèi)變量C．logistic分析適用于任意資料的分析模型參數(shù)估計(jì)采用極大似然法估計(jì)對(duì)樣本含量不做要求4.收集住院患者年齡、性別、經(jīng)濟(jì)狀況、對(duì)治療診斷的知情權(quán)、醫(yī)務(wù)人員的服務(wù)態(tài)度等，評(píng)價(jià)住院患者對(duì)醫(yī)療服務(wù)的滿意程度（滿意和不滿意），采用的統(tǒng)計(jì)方法分析是 D_ 。A.檢驗(yàn)B.t檢驗(yàn)C.相關(guān)分析D.logistic回歸分析E.多重線性回歸分析5.logistic回歸系數(shù)0與優(yōu)勢(shì)比OR的關(guān)系為 AA.OR=expB.OR=ln C. 0，OR1D.0，OR定有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義 E.=1，OR=1在肺癌與吸煙、苯暴露關(guān)系的 logistic回歸分析中，單獨(dú)以吸煙為自變量，回歸系數(shù)為1.2,OR=3.32;單獨(dú)以苯暴露為自變量，回歸系數(shù)是0.8,022.23。已知吸煙與苯暴露對(duì)于肺癌有正的交互作用，則同時(shí)暴露于兩種危險(xiǎn)因素的 OR為_(kāi)__C 。A.0.96B.2.23C.7.4D.5.55E.3.32根據(jù) D 資料建立的logistic回歸模型可以用于預(yù)測(cè)。從醫(yī)院收集200例病例，從一般人群中隨機(jī)抽取 200例對(duì)照從發(fā)病登記系統(tǒng)收集病例，從鄰居1:1配對(duì)選取對(duì)照普查發(fā)現(xiàn)病例，按病例的年齡構(gòu)成抽取健康對(duì)照在隊(duì)例研究中，比較發(fā)病與未發(fā)病人群的暴露水平在判別分析中，比較病例與非病例的臨床表現(xiàn)特征8．A 資料不適合用logistic回歸來(lái)分析A8．A 資料不適合用logistic回歸來(lái)分析A.臨床治療效果評(píng)價(jià)的隨訪研究．成組設(shè)計(jì)的病例－對(duì)照研究C.配對(duì)設(shè)計(jì)的病例一對(duì)照研究.橫斷面研究E.隨機(jī)化臨床試驗(yàn)9．應(yīng)用 9．應(yīng)用 logistic回歸分析結(jié)果估計(jì)OR的95%置信區(qū)間，可以用公式A．?A．?1.96SEexp1.96SEC．C．exp?1.96expSE?D．expexp1.96SE?E．以上都不對(duì)10.logistic回歸與Cox回歸比較，A.兩者是一致的 B.logistic 回歸一般用于發(fā)病資料的分析Cox回歸結(jié)果較可靠 D.logistic 回歸結(jié)果較可靠E.Cox回歸適用于任意資料11．在500名病例與500名對(duì)照的匹配病例對(duì)照研究中，有400名病例與100名對(duì)照有暴露史。根據(jù)此資料，可以計(jì)算出優(yōu)勢(shì)比 OR為 AA.無(wú)法計(jì)算 B.20C.18D.10E.16logistic回歸按照反應(yīng)變量的類(lèi)型可以分為 D 。A兩分類(lèi)反應(yīng)變量的logistic回歸B多分類(lèi)有序反應(yīng)變量的 logistic 回歸C多分類(lèi)無(wú)序反應(yīng)變量的 logistic 回歸D以上都包括E只包括B、Clogistic回歸按照研究設(shè)計(jì)的類(lèi)型可以分為 E 。A非條件logistic回歸B 1：1的條件logistic回歸C.1:m或mn的條件logistic回歸D.只包括AE.包括A、B、C二、 是非題logistic 回歸中應(yīng)變量是服從正態(tài)分布的。x在病例-對(duì)照研究中，優(yōu)勢(shì)比(OR的含義是指病例組的暴露優(yōu)勢(shì)與對(duì)照組的暴露優(yōu)勢(shì)之比。Vlogistic 回歸是適用于反應(yīng)變量為分類(lèi)變量的回歸分析。V條件logistic 回歸分析和非條件logistic 回歸分析的區(qū)別是求參數(shù)的估計(jì)值時(shí)是否用到了條件概率。V三、 簡(jiǎn)答題簡(jiǎn)述logistic回歸與多重線性回歸的區(qū)別(1)反應(yīng)變量的類(lèi)型不同：logistic回歸適用于反應(yīng)變量為分類(lèi)變量的資料，多重線性回歸適用于反應(yīng)變量為連續(xù)性定量變量的資料。(2)模型的基本形式不同：logistic回歸模型的基本形式為，logit(P)ln(—匕)0 1X1 2X2... mXm，多重線性回歸模型的基本形式為，1PY0 1X1 2X2 mXm?；貧w模型的參數(shù)估計(jì)方法不同：logistic 回歸模型采用極大似然估計(jì)法估計(jì)參數(shù)；多重線性回歸模型采用最小二乘法估計(jì)參數(shù)。模型和回歸系數(shù)的的假設(shè)檢驗(yàn)方法不同： logistic回歸采用似然比法對(duì)模型整體進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，采用wald2檢驗(yàn)對(duì)每個(gè)回歸系數(shù)假設(shè)檢驗(yàn)；多重線性回歸采用方差分析對(duì)模型整體進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，采用 t檢驗(yàn)對(duì)每個(gè)回歸系數(shù)假設(shè)檢驗(yàn)。logistic 回歸的主要用途是什么logistic 回歸主要用途是篩選危險(xiǎn)因素、調(diào)整或校正混雜因素及預(yù)測(cè)和判別。簡(jiǎn)述logistic 回歸的回歸系數(shù)與優(yōu)勢(shì)比的關(guān)系。logistic回歸系數(shù) 與優(yōu)勢(shì)比OR的關(guān)系為ln(OR)，回歸系數(shù)i的解釋為其他自變量不變時(shí)，自變量Xi每增加1個(gè)單位得到的優(yōu)勢(shì)比OR的自然對(duì)數(shù)OR1，自變量（因素）為危險(xiǎn)因素；0,OR1，因素為保護(hù)因素； 0,OR1,因素與結(jié)局無(wú)關(guān)聯(lián)。四、分析題某研究者分析老年人2型糖尿病的可能影響因素，各因素賦值說(shuō)明及分析結(jié)果見(jiàn)表1和表2。表1各變量賦值說(shuō)明變量賦值2型糖尿?。╕）無(wú)=0，有=1年齡（X）連續(xù)型變量（歲）糖尿病家族史（X無(wú)=0，有=1BMI(XV26=1，26?=2，30?=3表2多因素logistic回歸分析結(jié)果變量回歸系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤WaldX值P值OF值X0.82030.101964.762V0.00012.271X0.98030.142147.570V0.00012.665X0.42270.100917.569V0.00011.526常數(shù)項(xiàng)—0.02381.2300一一一(1)列出logistic回歸模型。（2） 解釋各回歸系數(shù)的含義。（1）列出logistic 回歸模型為（2） 解釋各回歸系數(shù)的含義年齡（X1）的回歸系數(shù)10.8203，OR12.2713，解釋為：年齡每增加1歲，老年人患糖尿病的危險(xiǎn)性增加，患糖尿病的可能性是不患病的 2.2713倍；糖尿病家族史（X2）的回歸系數(shù)2 0.9803,OR2 2.6654，解釋為：有糖尿病家族史相比無(wú)家族史者，患糖尿病的危險(xiǎn)性增加，有家族史者患糖尿病的可能性是無(wú)家族史者患病可能性的2.6654倍；BMI（X）的回歸系數(shù)3 0.4227，OR3 1.5261，解釋為：BMI每增加一個(gè)等級(jí)，患糖尿病的危險(xiǎn)性增加，BMI等級(jí)高者患糖尿病的可能性是低一個(gè)等級(jí)者患病可能性的1.5261倍。為研究骨質(zhì)疏松的危險(xiǎn)因素，某研究者招募骨質(zhì)疏松者 88人，非骨質(zhì)疏松者125人，收集了體質(zhì)指數(shù)（BMI）、絕經(jīng)年限、身高縮減量、家務(wù)量、是否補(bǔ)充維生素等相關(guān)因素，分析對(duì)骨質(zhì)疏松患病的影響。賦值和結(jié)果見(jiàn)表 1和表2。表1各變量編碼及賦值變量賦值承擔(dān)家務(wù)量少=1，較少=2，中等=3，較多=4，多=5絕經(jīng)年限v8年=0，》8年=1身高縮減量v3cmi=0，>3cmi=1是否服用維生素否=0，是=1是否骨質(zhì)疏松（Y）否=0，是=1表2多因素logistic回歸分析結(jié)果回歸標(biāo)準(zhǔn)Wald OR的95%置信區(qū)間變量 P值 OF值-系數(shù) 誤 X2值 下限上限承擔(dān)家務(wù)量較少-少—0.6220.3054.1510.04100.4540.1491.382中等一少—0.6410.2785.3090.02100.4450.1541.286較多一少0.2570.2980.7450.38821.0940.3673.257多一少0.8370.5452.3590.12401.9540.3949.680BMI—0.1390.0566.0020.01400.8700.7780.973絕經(jīng)年限0.3540.1545.2730.02101.0331.1103.726身高縮減量0.2980.1593.5230.06021.8180.9743.392是否服用維生—0.2030.1681.4620.22580.6660.3451.287素常數(shù)項(xiàng)3.3791.4245.6290.0170 （1） 找出有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的影響因素。（2） 解釋各回歸系數(shù)的含義。解：（1）找出有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的影響因素按 0.10的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，多因素logistic回歸分析中對(duì)骨質(zhì)疏松患病有影響的因素為承擔(dān)家務(wù)量、體質(zhì)指數(shù)BMI、絕經(jīng)年限和身高縮減量。（2）解釋各回歸系數(shù)的含義控制或調(diào)整其他自變量（影響因素）作用后，承擔(dān)家務(wù)量對(duì)是否患骨質(zhì)疏松有影響，相比承擔(dān)家務(wù)量少者，承擔(dān)家務(wù)量較少和中等者更不容易患骨質(zhì)疏松，而承擔(dān)家務(wù)量較多和多者，患骨質(zhì)疏松的可能性與家務(wù)量少者相比， 差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。體質(zhì)指數(shù)BM越大者更不容易患骨質(zhì)疏松。而絕經(jīng)年限越長(zhǎng)，身高縮減量越大更容易患骨質(zhì)疏松。第七章綜合評(píng)價(jià)一、選擇題（一）A1型：每一道題下面有AB、CD