《卫生管理统计》题库课时

第一章定性资料的统计描述一、选择题（一） A1型：每一道题下面有AB、CDE五个备选答案，请从中选择一个最佳答案。某医院某年住院病人中胃癌患者占 5%,则 B 。5%是强度指标 B.5%是频率指标C.5%是相对比指标 D.5%是绝对数E.5%胃癌在人群中的严重性计算麻疹疫苗接种后血清检查的阳转率，分母为 —C 。麻疹易感人群 B.麻疹患者数 C.麻疹疫苗接种人数D.麻疹疫苗接种后的阳转人数3.D.麻疹疫苗接种后的阳转人数3.某病患者120人，其中男性__D 。A.该病男性易得114人，女性6人，分别占95%与5%,则结论为该病女性易得 C.该病男性、女性易患程度相D.尚不能得出结论E.根据该资料可计算出男女性的患病率D.尚不能得出结论E.根据该资料可计算出男女性的患病率4.某地区某种疾病在某年的发病人数为 ao，以后历年为a1,a2,人数的年平均增长速度为—D__,A. B.n；aoa1an C.；叵D.：：色1n1 - .ao .ao,an，则该疾病发病E.anvon某部队夏季拉练，发生中暑21例，其中北方籍战士为南方籍战士的 2.5倍，贝V结TOC\o"1-5"\h\z论为 C」A.北方籍战士容易发生中暑B.南方籍战士容易发生中暑 C.尚不能得出结论D.北方、南方籍战士都容易发生中暑 E.北方籍战士中暑频率比南方籍战士高定基比与环比指标是 E oA.构成比B.平均数C.频率 D.绝对数 E相对比一项新的治疗方法可延长病人的生命，但不能治愈该病，则最有可能发生的情况是 AoA.该病的患病率增加 B.该病的患病率减少 C.该病的发病率增加D.该病的发病率减少 E.该病的发病率与患病率均减少要比较甲乙两厂某工种工人某种职业病患病率的高低，采取标准化法的原理是___C oA.假设甲乙两厂的工人构成比相同 B.假设甲乙两厂患某职业病的的工人数相同假设甲乙两厂某工种工人的工龄构成比相同 D.假设甲乙两厂某职业病的患病率相同E.假设甲乙两厂某职业病的构成相同（二） A2型：每一道题以一个小案例出现，其下面有 AB、C、D、E五个备选答案，请从中选择一个最佳答案。某人欲计算本地人群某年某病的死亡率，对分母的平均人口数的算法，最好是—D 。A.年初的人口数 B.年末的人口数 C.调查时的人口数上年年终的人口数加本年年终的人口数之和除以 2 E.普查时登记的人口数某市有30万人口，2002年共发现2500名肺结核患者，全年总死亡人数为3000人，其中肺结核死亡98人，要说明肺结核死亡的严重程度，最好应用 ___E 。A.粗死亡率B.肺结核死亡人数 C.肺结核死亡率D.肺结核死亡构成E.肺结核的病死率在一项研究的最初检查中，人们发现30〜44岁男女两组人群的冠心病患病率均为4％，于是，认为该年龄组男女两性发生冠心病的危险相同。这个结论是 ___B 。A.正确的B.不正确的，因为没有区分发病率与患病率不正确的，因为没有可识别的队列现象不正确的，因为用百分比代替率来支持该结论不正确的，因为没有设立对照组（三） A3/A4型：以下提供若干案例，每个案例下设若干道题目。请根据题目所提供的信息，在每一道题下面的A、B、CDE五个备选答案中选择一个最佳答案 （第1〜4题共用题干）。某省级市抽样调查了1999年1月1日至2001年12月31日止部分城乡居民脑卒中发病与死亡情况，年平均人口数为1923224人，其中城镇976087人，农村为947137人，在城镇的病例数为1387人，死亡人数941人，农村病例数为816人，死亡人数为712人根据该资料，城镇居民脑卒中年发病率为 ___A___。TOC\o"1-5"\h\z据该资料，城镇居民脑卒中的病死率为 ___B 。据该资料，农村居民脑卒中的年死亡率为 D___。据该资料，该市城乡居民脑卒中的年死亡率为 ___E 。（四）B1型：以下提供若干组题目，每组题目共用题目前列出的 AB、C、D、E五个备选答案。请从中选择一个与问题关系最密切的答案。某个备选答案可能被选择一次、多次或不被选择。（1~3题共用备选答案）A.绝对数B.频率型指标C.强度型指标D.相对比指标E.率差TOC\o"1-5"\h\z环比（定基比）发展速度是 D__。某病期间患病率是 B___。老年负担系数是 D___。二、是非题某地区一年内死亡400人，其中20人因癌症死亡，癌死亡率为5%。错某医院收治某病患者10人，其中8人吸烟，占80%，则结论为“吸烟是引发该病的原因”。错某化工厂某病连续4年患病率分别为6.0%、9.7%、11.0%、15.4%，则该病的4年总患病率为：（6.0%+9.7%+11.0%+15.4%）/4=10.53%。错发病率与患病率均冬100%错分析同一地方三十年来肺癌死亡率的变化趋势，最好用动态数列表示。对已知某矿有一定放射性，并发现工龄在25年以上职工肺癌患病率达600/10万，而工龄不满5年的职工仅30/10万，因此认为此矿的放射性怀肿瘤发病有关。错一般情况下，两个医院的总病死率不能直接比较。对多发病是指患病率高的疾病。错标准化法的目的是消除内部构成不同对总率的影响，标准化率可反映当时当地的实际水平。错说明某现象发生强度大小的指标是构成比。错第二章方差分析一、选择题（一） A1型选择题每一道题下面有AB、C、DE五个备选答案，请从中选择一个最佳答案。方差分析的基本思想为 E 。A.组间均方大于组内均方B.误差均方必然小于组间均方组间方差显着大于组内方差时，该因素对所考察指标的影响显着组内方差显着大于组间方差时，该因素对所考察指标的影响显着总离均差平方和及其自由度按设计可以分解成几种不同的来源重复测量设计资料数据的主要特点是 —C___。A.比较直观B.分析条件严格C.数据可能不独立 D.具有一定的趋势E.检验效能高TOC\o"1-5"\h\z对同一资料，当处理组数k2时ANOVA勺结果与t检验的结果__D 。A.ANOVA的结果更可靠B.t检验的结果更可靠C.理论上不同D.完全等价且t2FE.完全等价且,tF完全随机设计资料的方差分析的变异分解为 AoA.ss总=SS组间+SS组内B.MS总=MS组间MS组内C.SS组间 SS组内D.MS组间MS组内E.V组间V组内5.析因设计资料方差分析的变异分解为EoA.SSr=SSb+SSwB.MSt=MSBMSWc.SSp=SSB+SSASSABD.MSt=MSBMSAE.SSp=ssb+SSaSSabSSE6.经ANOV，若P则结论为 DoA.各样本均数全相等B.各样本均数不全相等 C.至少有两个样本均数不等TOC\o"1-5"\h\z至少有两个总体均数不等 E.各总体均数全相等7.对k个处理组，b个随机区组资料的方差分析，其误差的自由度为 __D oA.kbkbB.kbkb1C.kbkb2D.kbkb+1kbkb2（二） A2型选择题每一道题以一个小案例出现，其下面有 A、B、CD、E五个备选答案，请从中选择一个最佳答案。某职业病防治院测定了11名石棉沉着病患者、9名石棉沉着病可疑患者和 11名非患者的用力肺活量，求得其均数分别为 1.79L、2.31L和3.08L，能否据此认为石棉沉着病患者、石棉沉着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个样本均数不同B.需作3个均数两两的t检验才能确定需作3个均数两两的SNK-q检验才能确定需作成组设计3个均数比较的ANOVA才能确定需作随机区组设计3个均数比较的ANOVA才能确定某医师用AB、C三种方案分别治疗7例、6例和8例婴幼儿贫血患者。治疗1月后，记录Hb的增加量（g/L），求得其均数为26.0、18.0和6.0。若用ANOVA分析推断3种治疗方案对婴幼儿贫血的治疗效果是否不同，其检验假设 H。为__C 。A.3个样本均数不同B.3个样本均数全相同 C.3个总体均数全相同D.3个总体方差全相同E.3个总体方差不全相同3.64只大鼠被随机地均分到4种不同的饲料组中去，饲养一段时间后，观测每只鼠的肝重比值（即肝重/体重），希望评价4种饲料对肝重比值的影响大小。如果资料满足正态的前提条件，正确的统计方法应当是—E___。A.进行6次t检验B.进行6次Z检验C.先作方差分析后作t检验D.先作方差分析后作Dunnett-t检验E.先作方差分析后作SNK-q检验某研究者在5种不同的温度下分别独立重复了 10次试验，共测得某定量指标的50个数据，根据资料的条件，可用单因素方差分析处理此资料，组间误差的自由度是__E 49B.45C.36D.9E.4完全随机设计的五个均数，一个对照组分别和四个试验进行比较，可以选择的检验方法是 C—Z检验B.t检验C.Dunnett-t 检验D.SNK-q检验E.Levene检验（三）A3/A4型选择题以下提供若干案例，每个案例下设若干道题目。请根据题目所提供的信息，在每一道题下面的A、B、C、DE五个备选答案中选择一个最佳答案。（1〜2题共用题干）现有表8-24所示资料：表8-24三种饲养方式分析表分组nS普通饲料815.291166.101.910.37普饲+胆固醇717.471754.662.500.55普饲+胆固醇+郁金715.611393.252.530.46合计2248.374314.012.201.作ANOVA勺计算，下列诸项中错误的是_B.S&=4314.01-48.372/22总、221.91-2.20+2.50-2.20+2.242.20C.SS组内=SS总—SS组间D.V组间=2E. V组内=19计算F的公式为_E___。A.SQa间/V组间B.SS组内/V组内C.SQ且间/SS组内D.MS总/MS组内E.MS组间/MS组内（3〜6题共用题干）在抗癌药物筛选试验中， 将20只小白鼠分成5个区组，观察4种药物对小白鼠肉瘤（^8。）的抑瘤效果，结果见表8—25:表8—25四种药物的抑瘤效果（瘤重， g）随机区组ABCD10.800.360.170.2820.740.500.420.3630.310.200.380.2540.480.180.440.2250.760.260.280.193.若用ANOV脸验抑瘤效果，区组的自由度为_D,20B.12C.5D.4E.3若已算得SS总=0.7152，SS药物=0.3960，SS区且=0.1108，则SS吴差_D 。误差为—B___。4X5B.3X4C.20—4—5D.20—3—4 E.19 —4—5若算得F药物=7.604，P0.01;F区组=1.596，P0.05。按=0.05水准，则4种药物的抑瘤效果和5个随机区组的瘤重的推断结论分别为 __C 。A.药物不同，区组不同 B.不能认为药物不同，不能认为区组不同药物不同，不能认为区组不同 D.不能认为药物不同，区组不同E.药物差别较大，不能认为区组不同（7〜8题共用题干）现有A、B两种降低转氨酶的药物， 为了考察它们对甲型肝炎和乙型肝炎降低转氨酶的效果是否有差别，收集甲型肝炎病人 10例；5例用A药5例用B药；乙型肝炎病人10例，5例用A药5例用B药。观察指标为用药两周后转氨酶的降低值。该资料的设计方法是—D___。A.配对设计B.完全随机设计C.随机区组设计D.析因设计E.重复测量设计该资料分析A、B两种药物降低转氨酶的差别、 甲型肝炎和乙型肝炎的差别应选用的分析方法是—E___。A.正态性检验B.方差的齐性检验C.t检验D.Z检验E.方差分析（四）B1型选择题以下提供若干组题目，每组题目共用题目前列出的 AB、CDE五个备选答案。请从中选择一个与问题关系最密切的答案。某个备选答案可能被选择一次、多次或不被选择。1〜5题共用备选答案）222A.XijXB.XiXC. niXiX

ANOVAp,ANOV/中,ANOV/中,ANOVAK总的离均差平方和为 A0处理组的离均差平方和为—C_0ANOVAp,ANOV/中,ANOV/中,ANOVAK总的离均差平方和为 A0处理组的离均差平方和为—C_0总的离均差平方和为 Ao区组的离均差平方和为—E___Ao完全随机设计资料的随机区组设计资料的随机区组设计资料的随机区组设计资料的2X2析因设计资料的ANOV冲，总的离均差平方和为、是非题方差分析的目的是分析各组总体方差是否不同。X各组数据呈严重偏态时也可以做方差分析。X完全随机设计方差分析的组内变异仅反映随机误差，故又称误差变异。V表示全部观察值的变异度的统计指标是组间变异。X5.随机区组设计的区组变异和误差两部分相当于完全随机设计方差分析的组内变异。V随机区组设计方差分析的总自由度等于处理组间自由度与区组间自由度之和X方差齐性检验结果P>0.05,按a=0.05水准，不拒绝耳，可认为样本满足方差齐性要求。V抗体滴度资料经对数转换后可做方差分析，若方差分析得 PV0.05，则可认为实测数据的各总体算术均数不全相等。X三、简答题1.方差分析的基本思想是什么总离均差平方和以及总自由度怎样计算方差分析的基本思想就是根据实验设计类型把全部观察值间的变异一一总变异按设计和需要分解成两个或多个组成部分，总自由度也分解成相应的几个部分，再作分析。分解的每一部分代表不同的含义，其中至少有一部分代表各均数间的变异情况，另一部分代表误差。总离均差平方和以及总自由度的计算：SS总SSt XijX，总 N1，其中N山，表示总例数。ij两样本t检验与完全随机设计资料的ANOVAT何关系配对样本t检验与随机区组设计资料的ANOVAi有何关系对同一资料，两样本t检验等价于完全随机设计资料ANOV，且有F=t2;对同一资料，配对样本t检验等价于随机区组设计资料的 ANOV，且有F=t2。SNK-q检验和Dunnett-t检验都可用于均数的多重比较，它们有何不同SNK-q检验和Dunnett-t检验虽然都可用于ANOVA#出多个总体均数不全等提示后的多重比较，但SNK-q检验常用于探索性研究，是对多个均数每两个均数间的比较；而Dunnett-t检验常用于事先有明确假设的证实性研究，用于在设计阶段就根据研究目的或专业知识而计划好的某些均数间的两两比较，如多个处理组与对照组的比较，某一对或某几对在专业上有特殊意义的均数间的比较等。数据变换在资料处理中的作用是什么数据变换是资料不满足条件时的处理方法之一， 它对于明显偏离正态性和方差不齐的资料，通过某种形式的数据变换可以改善其假定条件，使非正态资料正态化，各组资料的方差齐同、稳定，便于进行方差分析等处理。为何多个均数的比较不能直接作两两比较的 t检验若采用两两比较的t检验,则其检验水准和两样本均数之差的标准误该作何调整.多个均数的比较若直接采用两两比较的t检验会增大犯I类错误的概率，若比较次数为m,每次检验水准为a,则从理论上讲，此时犯 I类错误的累积概率为11m，显然高于原有检验水准为a。若要采用两两比较的t检验，则其检验水准应减小，可按Bonfferoni方法或Sid來方法进行调整，同时两样本均数之差标准误码的计算应当采用多个样本的数据，而不仅仅是被比较两组的数据。方差分析中的F检验为何是单侧检验方差分析中检验统计量F的计算通常是用某一部分的均方（如处理因素、交互效应等）除以误差的均方，其中分母误差部分的均方仅含随机因素的作用，而分子某部分的均方不但含有相应处理因素或交互作用的效应，而且还含有随机因素的作用，因此算得的F值从理论上讲应大于或等于1。故判断其结果时，也就采用了单侧检验的上侧临界值。三个样本均数的比较经ANOVA有统计学意义，在多重比较中出现了“不拒绝! 2，也不拒绝1 3，但拒绝2 3”的结果，该结果应如何解释为什么有人将上述结果直观地表示为 2，，粗看该结论较模糊，但按假设检验的基本原理，该结论可解释为：有理由认为第2个和第3个总体均数不等，但还没有理由认为第2个和第1个总体均数不等，也没有理由认为第 1个和第3个总体均数不等。也就是说两两比较还不能判断第 2个样本来自何总体。因为统计结论具有概率性，不能按纯数学方式进行递推，否则会得出荒唐的结论。该结果既不能解释为第一个总体均数介于第二个和第三个总体均数间，也不能递推为“第二个总体均数就等于第一个总体均数，同时第一个总体均数等于第三个总体均数，那么第二个总体均数就等于第三个总体均数。”是否一定要经ANOVA^现有统计学意义后，再作均数间的两两比较一般认为，逻辑上来讲，当ANOVA发现有统计学意义后，再作均数间的两两比较。实际上，这种经ANOVA发现有统计学意义后，再作均数间的两两比较属于事后未计划的比较。有统计学家提出如TukeyHSD检验（Tukey'shonestlysignificant

differeneetest ）等多重比较就没有必要事先进行 ANOVA然而，均数间两两比较的方法不是非常成熟，有十多种可供选择。在分析实际资料时，有时可能会出现如下两种情形：一是ANOVAT统计学意义，但两两比较均无统计学意义， 另一是ANOVA无统计学意义，但两两比较却发现其中某些均数间有统计学意义。这两种现象往往发生于算得的P值在规定检验水准a的附近，下结论时应特别谨慎。第三章2检验一、选择题（一） A1型：每一道题下面有AB、CDE五个备选答案，请从中选择一个最佳答案。下列不能用2检验的是A0A.多个均数比较 B.多个率比较 C.多个构成比比较D.单样本分布的拟合优度检验 E.两个频率分布的比较2.通常分析四格表在B_情况下需用Fisher精确概率计算法。A.T5 B.T1或n40C.T1且n40 D.1T5且n40ET5或n403.2值的取值范围是C0A.2 B.20C.02D.1 2 1E.214.RC表的自由度是D0A.R1 B.C1C.RCD.(R1)(C1)E.样本含量减15.三个样本频率比较，220.01(2)，可以认为AoA.各总体频率不等或不全相等B.各总体频率均不相等C.各样本频率均不相等D.各样本频率不等或不全相等 E.各总体频率相等TOC\o"1-5"\h\z以下关于2检验的自由度的说法，正确的是_D oA.拟合优度检验时，二n-2（n为观察频数的个数） B.对一个3X4表进行检验时，=11 C.对四格表检验时，=4D.若爲5, 為5,,则 E.样本含量减1下列不能用2检验的是 E oA.成组设计的两样本频率的比较 B.配对设计的两样本频率的比较 C.多个样本频率的比较D.频率分布的比较 E.等级资料实验效应间的比较（二） A2型：每一道题以一个小案例出现，其下面有 A、B、CDE五个备选答案，请从中选择一个最佳答案。观察366名疼痛患者针刺不同穴位后的镇痛效果如表 7—1所示：表7—1针刺不同穴位后的镇痛效果镇痛效果1（基本无效）U（效果一般）m（较有效）镇痛效果1（基本无效）U（效果一般）m（较有效）合谷384412穴位足三里 抚突53 4729 232819W（很有效） 24 16 33基于以上分析，正确的结论是 CQA.各穴位的镇痛效果不全相同 B.各穴位的镇痛效果全不相同 C.各穴位不同镇痛效果的频率分布不全相同 D.各穴位不同镇痛效果的频率分布全不相同 E.不能认为各穴位不同镇痛效果的频率分布不全相同（三）A3/A4型：以下提供若干案例，每个案例下设若干道题目。请根据题目所提供的信息，在每一道题下面的 AB、CD、E五个备选答案中选择一个最佳答案。为比较两种不同的防护服对石粉厂工人皮肤病的防护效果中， 随机将46名一线作业工人分到两种不同的防护服组，穿服作业两个月后，两组工人皮肤炎患病情况如表7-2所示。试比较两组工人皮肤炎患病频率有无差别。表7—2穿两种不同的防护服皮肤炎患病情况防护服种类皮肤炎症阳性例数阴性例数申申、7

甲乙合防护服种类皮肤炎症阳性例数阴性例数申申、7

甲乙合11112505123163147P=0.068结论：两组工人皮肤炎患病情况没有差别，患病频率相同。你认为以上分析 D__）A.正确。 B.统计量选择错误。 C.资料整理与设计不符合。 D.结论不准确，应该讲不能认为两组工人皮肤炎患病频率有差别。 E.结论应为两组工人皮肤炎患病情况不同。有人建议用正态近似方法比较两组工人皮肤炎患病的概率。你认为 AQA.正确，正态近似方法等价于RcA2jdRcA2jdn 1i1j1nm某研究室用甲乙两种血清学方法检查 401例确诊的鼻癌患者结果如表 7—3所示:验不正确，必须用精确概率法 D.正确，不能用精确概率法不正确，应该用t检验（四）B1型：以下提供若干组题目，每组题目共用题目前列出的 A、B、CDE五个备选答案。请从中选择一个与问题关系最密切的答案。某个备选答案可能被选择一次、多次或不被选择。A.Tk 2k1ni选择一次、多次或不被选择。A.Tk 2k1nimiki1ni mi——B.2Aiadbcn/22n(ab)(cd)(ac)(bd)C.2E.C.2E.2表7-3两种血清学方法检查结果甲法乙 法合计+-+36110371—83139合计36941410欲推断两种血清学方法有无差别，宜采用的检验统计量是 _D比较某医院良性与恶性肿瘤切净率有无差别（表 7-4），确定可以采用的检验统计量。B表7-4某医院良性与恶性肿瘤切净情况表性质切净例数 残留例数 合计良性恶性26 1 272 12 14合计28 13 413.配对比较两种方法治疗扁平足的疗效， 100对患者的疗效记录见表7-5,比较两种方法治疗结果的概率分布有无差别。 A表7-5两种方法治疗扁平足的疗效甲法治疗结果乙法治疗结果 人、丄后 + 辛 合计好 中 差好39 3 2 44中 0 24 8 32差 3 4 17 24合计 42 31 27 100（固定值）表7-11所示的四格表形式。检验统计3.举例说明如果实验效应用等级资料表示， 比较两总体效应间差别是否有统计学意义为什么不能用 2检验关键在于此时2检验差别有统计意义，只能推断两组频率分布不同，而频率分布不同不能说明两组总体平均水平不同。4.为什么有些四格表（或RXC表）必须要计算确切概率因为只有在大样本时检验统计量才近似地服从 2分布，样本量不够大时如果n>40,且T>1尚可以校正；如果样本量更小， 2检验就不适用了，只能计算确切概率。四、综合分析某院康复科用共鸣火花治疗癔症患者 56例，有效者42例；心理辅导法治疗癔症患者40例，有效者21例。问两种疗法治疗癔症的有效率有无差别解：本题为两样本率的比较， n40且所有的T5，用四格表资料用公式。组另有效无效 合计有效率（％）共鸣火花治疗组42145675.00心理辅导法治疗21194052.50组合计63339665.63Ho：1 2，即两疗法治疗癔症的有效率相等H1：1 2，即两疗法治疗癔症的有效率不等以1查2界值表得0.010p0.025。按 0.05水准，拒绝Ho，接受比，可以认为两疗法治疗癔症的有效率不等，即可认为共鸣火花治疗癔症患者的有效率高于心理辅导法治疗癔症患者的有效率。2.某医院内科用某疗法治疗一般类型胃溃疡患者 62例，治愈50例；治疗特殊类型胃溃疡病患者55例，治愈18例。试评价该疗法对不同类型胃溃疡病的治愈率有无差别解：本题为两样本率的比较， n40且所有的T5，用四格表资料用公式。组另治愈未愈合计治愈率（％）般类型50126280.65特殊类型18375532.73合计684911758.12Ho：1 2，即两种类型胃溃疡病患者的治愈率相等H1:1 2，即两种类型胃溃疡病患者的治愈率不等以1查2界值表得p0.005。按0.05水准，拒绝Ho，接受Hi，可以认为某疗法治疗两种类型胃溃疡病患者的治愈率不等。治疗一般类型胃溃疡患者的治愈率高于治疗特殊类型胃溃疡病患者的治愈率用兰芩口服液治疗慢性咽炎患者 34例，有效者31例；用银黄口服液治疗慢性咽炎患者26例，有效者18例。问两药治疗慢性咽炎的有效率有无差别本题为两样本率的比较，n40但有一个格子的T5，用四格表资料校正公式。组另有效无效合计兰芩口服液组31334银黄口服液组188(4.77)26合计491160H。：1 2，即两种药物治疗慢性咽炎的有效率相等H1：1 2，即两种药物治疗慢性咽炎的有效率不等以1查2界值表得0.050p0.100。按0.05水准，不拒绝H0，还不能认为兰芩口服液治疗慢性咽炎患者的有效率与银黄口服液治疗慢性咽炎患者的有效率不第四章基于秩次的非参数检验

一、选择题（一）A1型：每一道题下面有AB、CDE五个备选答案，请从中选择一个最佳答案。以下检验方法除__A 外，其余均属非参数方法。t检验B.H检验C.M检验D.2检验E.符号秩和检验两小样本定量资料比较的假设检验，首先应考虑_D 。A.用t检验B.用秩和检验C.t检验与秩和检验均可资料符合t检验还是秩和检验的条件E.2检验在作等级资料的比较时，宜用___C___。t检验B.2检验C.秩和检验D.F检验E.方差分析在作两样本均数比较时，已知山、n2均小于30，总体方差不齐且呈极度偏峰的资料宜用___E___。A.t检验B.t检验C.u检验D.秩和检验E.t检验与秩和检验均可三组比较的秩和检验，样本例数均为 5,确定P值应查_B 。A.2界值表B.H界值表C.T界值表D.M界值表E.以上均不可对成组设计两样本比较的秩和检验，描述不正确的是 __C 。A.将两组数据统一由小到大编秩B.遇有相同数据，若在同一组，按顺序编秩遇有相同数据，若不在同一组，按顺序编秩遇有相同数据，若不在同一组，取其平均秩次将两组数据混合编秩 C__，应该用非参数统计方法。正态分布资料n不相等时两样本均数的比较正态分布资料两样本方差都比较大时两样本均数的比较两组等级资料比较两组百分比资料的平均数比较两组对数正态分布资料的平均数比较在统计检验中是否选用非参数统计方法， __A 。A.要根据研究目的和数据特征作决定可在算出几个统计量和得出初步结论后进行选择要看哪个统计结论符合专业理论要看哪个P值更小E.只看研究目的下列五个秩和检验的结果错误的是 ___B配对计量资料配对计量资料两组计量资料两组计量资料配对计量资料配对计量资料两组计量资料两组计量资料两组计量资料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等级资料两样本比较的秩和检验中，如相同秩次过多，应计算校正Z值，校正结果使 C__。A.Z值增大，P值减小B.Z值增大，P值增大C.Z值减小，P值增大D.Z值减小，P值减小E.视具体资料而定（二）A2型：每一道题以一个小案例出现，其下面有 A、B、CDE五个备选答案，请从中选择一个最佳答案。三组人的血浆总皮质醇的测定值资料如表 10-1所示：表10-1三组人的血浆总皮质醇的测定值（102mol/L）正常人单纯性肥胖皮质醇增多症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欲检验三组人的血浆皮质醇含量有无区别，宜选用的方法是 D。A.t检验B.方差分析C.Wilcoxon秩和检验D.K-W检验E.Friedman秩和检验2.测得12名宇航员航行前及返航后 24小时的心率（次/分），欲研究航行对心率有无影响，其无效假设为—BA.航行前后的心率总体分布相同 B.航行前后的心率差值的总体中位数Md0航行前后的心率差值符合正态分布航行前后心率差值的样本分布总体分布相同 E.以上都不对两种方法测定车间空气中CS2的含量（mg/m），10个样品中只有1个样品用两法测定的结果相同，若已知正的秩次和为10。5,则负的秩次和为_C 。44.5B.35.5C.34.5D.32.5E. 无法计算测得12名宇航员航行前后24小时的心率（次/分），如欲分析航行对心率有无影响可用A。A.配对符号秩和检验B.成组t检验C.Z检验D.2检验E.以上都不对研究甲、乙两种治疗方法的疗效是否有差异， 将26名某病患者随机分成两组，分别接受甲、乙两种不同的治疗，观察某项定量指标，甲法的均数为 118.6、标准差为20，乙法的均数为68.4、标准差为100，最好选用_B 。A.t检验B.秩和检验C.2检验D.可信区间E.t检验、秩和检验均可二、是非题1.两样本比较的秩和检验，当m10，n2n110时采用Z检验，这时检验属于参数检验。•X完全随机设计多组独立样本比较的秩和检验， 若H检验得P0.05,需进行两两比较。.V随机区组设计资料的假设检验进行两两比较时，均不需要对进行调整。.X非参数检验又称任意分布检验，其意义为与任何分布无关。.X三、简答题1．秩和检验有哪些优缺点秩和检验为非参数检验，其主要优点：①适用范围广，适用于总体分布类型未知或非正态资料、数据一端或两端为不确定数值的资料以及有序分类（等级）资料；②简便，易于理解和掌握。主要缺点：若对符合参数检验条件的资料用非参数检验，则检验效率低于参数检验。因此，对符合参数检验的资料，或经变量变换后符合参数检验的资料应首选参数检验；若不能满足参数检验条件的资料，应选用非参数检验两组或多组有序分类资料的比较，为什么宜用秩和检验而不用 X检验X2检验中能说明各处理组的效应在分布上有无不同而不能说明各处理组效应的平均水平有无差别；X2检验与分类变量的顺序无关，无论将任何两行（或两列）频数互换，所得X2值不变，X2检验的结论相同，然而，有序变量的顺序显然是不能互换的，顺序互换，结论就不同。第五章相关与回归一、思考题Pearson积差相关与Spearman等级相关有何异同Pearson积差相关与Spearman等级相关的应用条件不同，一个要求双变量为正态，一个则可不满足该条件；一个是参数法，一个是非参数法；相同点是都用来解决两变量间的相关程度的大小，且计算公式相同，不过一个直接用原始的定量数据，另一个则要用等级数据。比较分类变量的两个样本或多个样本的频数分布所采用的 2检验与关联性分析的2检验有何异同分类变量的两样本与多个样本频数分布比较的 x2检验是对两样本或多个样本作比较，而关联性分析的X检验却是探讨一份样本的两种属性所对应的两个变量间的关系，研究的问题不同、设计不同、检验假设不同、意义不同、结论不同；相同的仅是计算统计量的公式。分类变量配对的2X2资料在什么情况下用检验，什么情况下用Pearson2检验分类变量配对设计2X2的频数资料若是作两组频率比较， 则用McNemarX检验，若Pearson积差相关系数经r检验无统计学意义，是否意味着两变量间一定无关系对满足双变量正态分布的随机样本，若直接计算 Pearson积差相关系数且经检验无统计学意义，并不意味着两变量间一定无关系， 若两者之间是非线性关系的话，其Pearson积差相关系数也会无统计学意义，因此在确定两变量间有无线性关系时应先绘出散点图进行直观考察后再做出判断。Pearson积差相关系数经r检验有统计学意义，P值很小，是否意味着两变量间一定有很强的线性关系Pearson积差相关系数经r检验有统计学意义，且P值很小，并不意味着两变量间一定有很强的线性关系。参看本章第一节线性相关应用中应注意的问题中的 2、3、4、5点。二、选择题B、CDE五个备选答案,请从中选择一个最佳（一） A1B、CDE五个备选答案,请从中选择一个最佳积矩相关系数的计算公式是1xx.r B.r 1xx1yy '.Jxx1xx.r B.r 1xx1yy '.Jxx1yy相关系数的检验可用_A.散点图直接观察法代替C.r1xy■■-；1xx1yyD.r1yy■./1xx1yylxyE.rlxxlyyBB.t检验C.F检验D.2检验E.以上都可计算积差相关系数要求 C_因变量Y是正态变量，而自变量自变量X是正态变量，而因变量两变量都要求满足正态分布规律两变量只要是测量指标就行因变量Y是定量指标，而自变量X可以不满足正态的要求Y可以不满足正态的要求X可以是任何类型的数据4.对于向有序且属性不同的关关系，则需计算的统计量为RXC列联表资料，若分析两个属性之间有无线性相B。A.Ridit值A.Ridit值B.rs值C.2值D.Kappa值E.r值对RXC列联表资料作频数分布的比较与作两变量关联性分析 __A_A.设计不同，2统计量一样B.两者仅假设不同C.两者仅结论不同D.两者的P值不同E.两者检验水准不同对两个分类变量的频数表资料作关联性分析，可用 —C___。A.积差相关B.秩相关C.列联系数D.线性相关E.等级相关积矩相关系数r的假设检验，其自由度为 D 。A.n-1B.n-kC.2n-1D.n-2E.(R-1)(C-1)积矩相关系数p=0时，以下表述最佳的是—E,

A.两变量间不存在任何关系B.两变量间存在直线关系，不排除也存在某种曲线关系C.两变量间存在曲线关系D.两变量间的关系不能确定两变量间不存在直线关系，但不排除存在某种曲线关系关于秩相关的叙述，不正确的是 D__。A.当总体分布型未知时可用秩相关B.当原始数据为等级资料时可用秩相关当两变量不服从正态分布时，可用秩相关秩相关适用于单向有序且属性不同的 RXC列联表资料秩相关对原变量的分布不作要求在相关性研究中，相关系数的统计推断 P值越小，则_C 。A.两变量相关性越好B.结论可信度越大C.认为总体具有线性相关的理由越充分D.抽样误差越小E.抽样误差越大线性相关分析可用于研究___B___的数量关系。A.儿童的性别与体重B.儿童的身高与体重C.儿童的性别与血型D.母亲的职业与儿童的智商E.母亲的职业与血型线性回归分析中，对因变量 Y的总体变异进行分解可能会出现__E,A.SS^y=SSA.SS^y=SS回B.SS总SS^yC.SS、=SS0D.SS剩 SS回E.以上均可有出现对变量X和Y同时进行简单相关分析和简单回归分析，其结果一定是___C___。A.r>0,b<0B.r<0,b>0C.rb>0D.r=bE.r与b符号无关TOC\o"1-5"\h\z已知r=1，则一定有__C 。A.SS总SS剩B. $3剩=SS(gC. SS剩=0D.b=1 E.a=1对含有常数项的线性回归系数作假设检验，其自由度是 __C__A.nB.n-1C.n-2D.2n-1E.2n-2如果对简单线性回归模型进行假设检验的结果是不能拒绝H0，这就意味着__E 。A.该模型有应用价值B.该模型无应用价值C.该模型求解错误D.X与Y之间一定无关E.尚无充分证据说明X与Y之间有线性关系求得Y关于X的线性回归方程后，对回归系数作假设检验的目的是对 —B__作出统计推断。A.样本斜率B.总体斜率C.样本均数D.总体均数E.样本分布在求出Y关于X变化的线性回归方程后，发现将原始数据中的某一点（xk,yk）的横坐标值代入方程所得的 ykyk，则可以认为 B_。A.此现象无法解释B.此现象正常C.计算有错误D.X与Y之间呈非线性关系X与Y之间呈线性关系对含有两个随机变量的同一批资料，既作线性相关，又作线性回归分析。对相关系数检验的t值记为tr，对回归系数检验的t为tb，二者之间的关系是__C 。A.tr tb B. tr tbC. tr tb D. tr tb E. tr tb tr tb逐步回归分析中，若增加引入的自变量，则 ___D___。A.回归平方和残差平方和均增大 B.回归平方和与残差平方和均减少总平方和与回归平方和均增大 D.回归平方和增大，残差平方和减少E.总平方和与回归平方和均减少多重线性回归分析中，若对某一自变量的值乘以一个不为零的常数 K,则有__B 。A.该偏回归系数值不变B.该偏回归系数值为原有偏回归系数值的1/K倍该偏回归系数值会改变，但无规律D.所有偏回归系数值均会改变所有偏回归系数值均不会改变多重线性回归分析中，若对某一自变量的值加上一个不为零的常数 K,则有___D___。A.截距和该偏回归系数值均不变B.该偏回归系数值为原有偏回归系数值的K位该偏回归系数值会改变，但无规律D.截距改变，但所有偏回归系数值均不改变E.所有偏回归系数值均不会改变多重线性回归分析中，能直接反映自变量解释因变量变异数量的指标为___C___。A.复相关系数B.简单相关系数C.确定性系数D.偏回归系数E.偏相关系数多重线性回归分析中的共线性是指 __E 。A.Y关于各个自变量的回归系数相同B.Y关于各个自变量的回归系数与截距都相同C.Y变量与各个自变量的相关系数相同D.Y与自变量间有较高的复相关E.自变量间有较高的相关性（二） A2型：每一道题以一个小案例出现，其下面有 AB、CDE五个备选答案，请从中选择一个最佳答案。对兔子注射某药物后，测得一系列时间与所对应的药物深度（有8对数据），将一对对原始数据代入积差相关系数的计算公式计算出两变量间的相关系数 r，并作假设检验得P0.05，结论认为两变量间相关关系无统计学意义。这个结论存在的问题是__C 。A.样本例数不够多B.没有绘散点图C.有可能存在非线性相关应作秩相关分析E.可能计算有误调查某地经济收入与某病发病率间的关系，发现收入低的人群，某病的发病率高；收入高的人群，某病的发病率低，两者呈负相关关系，经搜集 10个乡的资料并计算出积差相关系数r为负值，作假设检验后P0.05，结论认为两变量间确有负相关关系，这个结论存在的问题是 _E_。A.样本例数不够多B.没有绘散点图C.可能存在非线性相关收入与发病率间不能计算相关系数 E.数据不满足双变量正态的要求，应作秩相关分析某医生调查了497例饮酒量不同的前列腺炎发生率，数据如表 11—1所示。表11—1不同饮酒量与前列腺炎患病率间的关系食用酒量（kg/年）患病人数未患病人数合计患病率（％）<315637819.23.5〜5316822124.04.5〜4410414829.7>5.524265048.0合4该题可用2检验作两变量的关联性分析，若问题改成不同饮酒量间的患病率是否不同，同样是用2检验，这两类问题 B_。A.是一回事B.此设计不能改成不同饮酒量间患病率的比较只是结论不同的两个问题 D.虽然都是2检验，但公式不同E.都是用相同的数据来计算，应该是相同的结论（4〜7题共用题干）给10只大白鼠注射类毒素后，测得每只大鼠的红细胞数（ X）与血红蛋白含量（Y）数据，并计算获得如下中间结果：变量Y与关于X的回归方程的截距为 AQA.—1.89859B.1.89859C.2.81408D.0.02366E.0.9050变量Y关于X的回归方程的斜率为—D___。A.—1.89859B.2.13542C.2.81408D.0.02366E.0.9050变量Y的总离均差平方和为_B___qA.22.34B.36.40C.29.81D.3.45E.18.24变量Y关于X回归的离均差平方和为 CA.22.34B.36.40C.29.81D.3.45E.18.24（8〜10题共用题干）由具有X1、X2、X3三个变量的样本数据计算，获得这三个变量的简单相关系数如表13—1:表13—1X1、X、X3三个变量的简单相关系数变量

1.00000 0.84897 0.939410.84897 1.00000 0.884030.93941 0.88403 1.00000扣除Xj的影响后，X2与X3的偏相关系数为_D 。扣除X2的影响后，X1与X3的偏相关系数为E__。扣除X3的影响后，X1与X2的偏相关系数为 AO（三）A3/A4型：以下提供若干案例，每个案例下设若干道题目。请根据题目所提供的信息，在每一道题下面的 AB、CD、E五个备选答案中选择一个最佳答案（第1〜3题共用题干）为了控讨三氯甲烷的毒性，研究者用大白鼠进行了三氯甲烷急性毒性试验，其实验数据结构如表12-1所示：表12-1大白鼠的三氯甲烷急性毒性试验数据结构药物剂量（d）实验动物数死亡动物数死亡率（p）0.052510.040.502520.08（省略数据行）6.0025230.927.00 2524 0.96以死亡率（p）为反应变量，以药物剂量（d）为自变量进行线性回归分析，获得回归方程为：p0.157870.139583d，对原假设0的检验统计量F=48.829，p=0.0001o对以上结果的评价为—E___o因统计学检验结果的p=0.0001，故认为该线性回归模型完全提示了该药物剂量（d）与死亡率（p）间的剂量一反应关系试验点太少，此线性回归方程并不可靠所得的线性回归模型完全不能解释该药的剂量一反应关系没有散点图，单靠p值尚不能做出结论此资料应该用非线性回归方程而不是线性回归方程来描述该数据不满足线性回归模型拟合的 B前提假设A.独立、线性、正态分布、方差齐同 B.线性、正态分布、方差齐同—C___oC.ln匸1pabx—C___oC.ln匸1pabx对该数据拟合的最佳回归模型为A.p a bx2B. p a b1xb2x2D.p a bln(x) E. p a b、x（第4〜6题共用题干）为了探讨大学生肺活量与身高、体重的关系，获得表 13-2的数据:表13-2大学生肺活量与身高、体重关系的数据

身高（cm）体重（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若将上表中以厘米为单位的身高数据替换为以米为计量单位，以肺活量为反应变量，身高、体重为自变量，拟合所得的线性回归方程与原表数据所得的方程相比_cA.截距与两个偏回归系数不会改变 B.截距会改变，而两个偏回归系数不会改变截距与体重的偏回归系数不会改变，身高的偏回归系数改变截距与身高的偏回归系数不会改变，体重的偏回归系数改变截距不会改变，身高与体重的偏回归系数均会改变若将上表中以公斤为单位的体重数据替换为以市斤为计量单位，以肺活量为反应变量，身高、体重为自变量，拟合所得的线性回归方程与原表数据所得的方程相比_DA.截距与两个偏回归系数不会改变变截距与体重的偏回归系数不会改变，截距与身高的偏回归系数不会改变，截距会改变，而两个偏回归系数不会改身高的偏回归系数改变体重的偏回归系数改变截距不会改变，身高与体重的偏回归系数均会改变若将上表中以升为单位的肺活量数据替换为以毫升为计量单位，以肺活量为反应变量，身高、体重为自变量，拟合所得的线性回归方程与原表数据所得的方程相比__E___oB.截距会改变，而两个偏回归系数不会改A.B.截距会改变，而两个偏回归系数不会改身高的偏回归系数改变体重的偏回归系数改变变身高的偏回归系数改变体重的偏回归系数改变截距与体重的偏回归系数不会改变，截距与身高的偏回归系数不会改变，截距、身高与体重的偏回归系数均会改变A、B、A、B、C、DE五个备选答案。请从中选择一个与问题关系最密切的答案。某个备选答案可能被选择一次、多次或不被选择。（1〜6题共用备选答案）A.20 B.30 C.40 D.45 E.0.7071根据11对（XY）的样本数据计算获得自变量 X的方差为4.5，反应变量Y的方差为4.0,X与Y的相关系数平方值为0.5oTOC\o"1-5"\h\zX的离均差平方和为 D__。Y的离均差平方和为 C__oX与Y的离均差乘积和为_B___oY关于X的回归平方和为AoY关于X的残差平方和为AoX与Y的相关系数为 E_o（7〜11题共用备选答案）截距不变，但变量Xi的偏回归系数是原偏回归系数的 1/k倍截距不变，且每个偏回归系数为原偏回归系数的1/k倍截距改变，而各个偏回归系数不变截距和每个偏回归系数都扩大到原数值的 k倍截距扩大到原数值的k倍，而各个偏回归系数不变自变量Xi的值扩大到原数值的k倍，会使线性回归方程的__A___oTOC\o"1-5"\h\z自变量Xi的值加上非零的常数k,会使线性回归方程的_C o反应变量Y的值扩大互原数值的k倍，会使线性回归方程的_D___o所有自变量的值同时扩大到原数值的k倍，会使线性回归方程的_B o所有自变量和反应变量Y的值都同时扩大到原数值的k倍，会使线性回归方程的___E__o三、是非题线性回归模型的前提条件是：线性、独立、正态与等方差。 V回归系数较大，表示两变量的关系较密切。 X样本回归系数b0，而且假设检验结果有统计学意义，则可以认为两变量呈负相关。X由样本数据计算获得回归方程，而且假设检验结果有统计学意义，则可以认为变量X与Y间存在因果关系。X对于非线性回归，最小二乘法只适合于仅对自变量进行非线性变换情况而不适用于对反应变量进行非线性变换的情况。 V反应变量Y值的95%预测带要比总体回归线的95%置信带更宽。 V普通残差定义为观测值绻与回归模型拟合值Y之差。V残差图可以简单而又直观地评价回归分析的前提条件（ LINE）是否满足。V整体回归效应的假设检验在a水平下拒绝 H。，表示引入回归方程中的每一个自变量都在a水平下有效地解释了因变量 Y的变异。X改变某一自变量的某一个数值，只会使该自变量的偏回归系数值改变。 ）X改变因变量Y的某一个数值，将会导致回归方程的所有偏回归系数值改变。V在具有k个自变量的多重回归模型基础上，减少一个自变量，会导致回归平方和的减少。V用同一样本数据，无论拟合的多重线性回归模型包含的自变量有多少，其总变异（SST）是不变的。V若有X!、X2、X3三个变量的数据，X2、X3的偏相关系数（「2,31）是X3关于乂!线性回归的残差与X的简单相关系数。X逐步回归选择变量的方法一般情况下与全回归法、 前向性和后向性法所获得的结果相同。X多重共线性是指Y关于各个自变量的回归直线呈重叠状态。 X在n个样本含量的基础上增加一个观测数据后所得的线性回归方程与 n个数据所得的回归方程相比，除截距相同外，各个偏回归系数均有改变。 X四、综合分析1.某研究者测量了16名成年男子的体重和臀围数据，如表所示。16名成年男子的体重与臀围的观测数据体重（kg）67585370456370527676.5037575165.59X.3.3.0.2.0.5.9.6.10.7.3.3.72.8臀围（cm）9789919883919984981058477928610191Y.0.5.0.0.0.0.0.5.5.0.5.0.0.0.0.0（1）请用该数据建立用体重预测臀围的线性回归模型（2）今有2名成年男子的体重分别为62kg和88kg，是否可以利用上述回归模型估计二人的臀围数据若可以， 请计算臀围总体均数的95%置信区间和臀围的95%预测区间。（1）首先绘制以体重为X坐标，臀围值为Y坐标的散点图。从图中点的分布形态来看，体重与臀围之间带有明显的线性趋势， 即随着体重的增加，臀围也有随之增大的趋势。建立以体重为X,臀围为Y的线性回归模型。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则以体重为X,臀围为Y的样本回归方程为：Y?53.1020.648X由于本例样本数据中体重的变量值范围为 (37.3,76.1)kg,故体重为62kg的男子可以利用此模型估计其臀围的大小， 而体重为88kg的男子已超出了本例自变量的范围，不适宜用此模型估计其臀围的大小。体重为62kg男子的臀围总体均数的点估计值为：Y?53.102 0.64862 93.3(cm)臀围总体均数的95%置信区间为:已知Xp62,Sy,xv'131472.5905,\ 14臀围的95%观测区间为:Sy.X 1n—Sy.X 1n—2XpXlXX2.590511626259.71838.6642.6718Ypt/2,n2&人93.32.1452.6718 (87.57,99.03)cm2•某单位研究代乳粉营养价值时，用大白鼠作实验，得到大白鼠进食量和增加体重的数据见表所示8只大白鼠的进食量和体重增加量鼠号12345678进食量800780720867690787934750(g)增量(g)185158130180134167186133

建立回归模型。求进食量为890g时，大白鼠的平均增量。x6328, xp1ex^0 1X1 2X25048814,X791,y1273p1ex^0 1X1 2X2y159.125,xy1018263进食量为890g时，大白鼠的平均增量为第六章Logistic回归分析一、选择题(一)A1型：每一道题下面有AB、CDE五个备选答案，请从中选择一个最佳答案。logistic 回归对自变量的要求为 D 。A.必须满足正态性和方差齐性 B.必须是二分类资料不能是连续型资料 D •可以为多分类资料或等级资料要有2个或2个以上自变量2.F列各式不能表达logistic回归模型的是 EAA.1X12X2B.logitp1X12X2C.exo01exp01X1 2X21X1 2X2mXmmXmD.mXmE.exp0 1X1 2X23.进行logistic 回归分析时，正确的表述是A.要求反应变量服从正态分布要求反应变量一定是二分类变量C．logistic分析适用于任意资料的分析模型参数估计采用极大似然法估计对样本含量不做要求4.收集住院患者年龄、性别、经济状况、对治疗诊断的知情权、医务人员的服务态度等，评价住院患者对医疗服务的满意程度（满意和不满意），采用的统计方法分析是 D_ 。A.检验B.t检验C.相关分析D.logistic回归分析E.多重线性回归分析5.logistic回归系数0与优势比OR的关系为 AA.OR=expB.OR=ln C. 0，OR1D.0，OR定有统计学意义 E.=1，OR=1在肺癌与吸烟、苯暴露关系的 logistic回归分析中，单独以吸烟为自变量，回归系数为1.2,OR=3.32;单独以苯暴露为自变量，回归系数是0.8,022.23。已知吸烟与苯暴露对于肺癌有正的交互作用，则同时暴露于两种危险因素的 OR为___C 。A.0.96B.2.23C.7.4D.5.55E.3.32根据 D 资料建立的logistic回归模型可以用于预测。从医院收集200例病例，从一般人群中随机抽取 200例对照从发病登记系统收集病例，从邻居1:1配对选取对照普查发现病例，按病例的年龄构成抽取健康对照在队例研究中，比较发病与未发病人群的暴露水平在判别分析中，比较病例与非病例的临床表现特征8．A 资料不适合用logistic回归来分析A8．A 资料不适合用logistic回归来分析A.临床治疗效果评价的随访研究．成组设计的病例－对照研究C.配对设计的病例一对照研究.横断面研究E.随机化临床试验9．应用 9．应用 logistic回归分析结果估计OR的95%置信区间，可以用公式A．?A．?1.96SEexp1.96SEC．C．exp?1.96expSE?D．expexp1.96SE?E．以上都不对10.logistic回归与Cox回归比较，A.两者是一致的 B.logistic 回归一般用于发病资料的分析Cox回归结果较可靠 D.logistic 回归结果较可靠E.Cox回归适用于任意资料11．在500名病例与500名对照的匹配病例对照研究中，有400名病例与100名对照有暴露史。根据此资料，可以计算出优势比 OR为 AA.无法计算 B.20C.18D.10E.16logistic回归按照反应变量的类型可以分为 D 。A两分类反应变量的logistic回归B多分类有序反应变量的 logistic 回归C多分类无序反应变量的 logistic 回归D以上都包括E只包括B、Clogistic回归按照研究设计的类型可以分为 E 。A非条件logistic回归B 1：1的条件logistic回归C.1:m或mn的条件logistic回归D.只包括AE.包括A、B、C二、 是非题logistic 回归中应变量是服从正态分布的。x在病例-对照研究中，优势比(OR的含义是指病例组的暴露优势与对照组的暴露优势之比。Vlogistic 回归是适用于反应变量为分类变量的回归分析。V条件logistic 回归分析和非条件logistic 回归分析的区别是求参数的估计值时是否用到了条件概率。V三、 简答题简述logistic回归与多重线性回归的区别(1)反应变量的类型不同：logistic回归适用于反应变量为分类变量的资料，多重线性回归适用于反应变量为连续性定量变量的资料。(2)模型的基本形式不同：logistic回归模型的基本形式为，logit(P)ln(—匕)0 1X1 2X2... mXm，多重线性回归模型的基本形式为，1PY0 1X1 2X2 mXm。回归模型的参数估计方法不同：logistic 回归模型采用极大似然估计法估计参数；多重线性回归模型采用最小二乘法估计参数。模型和回归系数的的假设检验方法不同： logistic回归采用似然比法对模型整体进行假设检验，采用wald2检验对每个回归系数假设检验；多重线性回归采用方差分析对模型整体进行假设检验，采用 t检验对每个回归系数假设检验。logistic 回归的主要用途是什么logistic 回归主要用途是筛选危险因素、调整或校正混杂因素及预测和判别。简述logistic 回归的回归系数与优势比的关系。logistic回归系数 与优势比OR的关系为ln(OR)，回归系数i的解释为其他自变量不变时，自变量Xi每增加1个单位得到的优势比OR的自然对数OR1，自变量（因素）为危险因素；0,OR1，因素为保护因素； 0,OR1,因素与结局无关联。四、分析题某研究者分析老年人2型糖尿病的可能影响因素，各因素赋值说明及分析结果见表1和表2。表1各变量赋值说明变量赋值2型糖尿病（Y）无=0，有=1年龄（X）连续型变量（岁）糖尿病家族史（X无=0，有=1BMI(XV26=1，26〜=2，30〜=3表2多因素logistic回归分析结果变量回归系数标准误WaldX值P值OF值X0.82030.101964.762V0.00012.271X0.98030.142147.570V0.00012.665X0.42270.100917.569V0.00011.526常数项—0.02381.2300一一一(1)列出logistic回归模型。（2） 解释各回归系数的含义。（1）列出logistic 回归模型为（2） 解释各回归系数的含义年龄（X1）的回归系数10.8203，OR12.2713，解释为：年龄每增加1岁，老年人患糖尿病的危险性增加，患糖尿病的可能性是不患病的 2.2713倍；糖尿病家族史（X2）的回归系数2 0.9803,OR2 2.6654，解释为：有糖尿病家族史相比无家族史者，患糖尿病的危险性增加，有家族史者患糖尿病的可能性是无家族史者患病可能性的2.6654倍；BMI（X）的回归系数3 0.4227，OR3 1.5261，解释为：BMI每增加一个等级，患糖尿病的危险性增加，BMI等级高者患糖尿病的可能性是低一个等级者患病可能性的1.5261倍。为研究骨质疏松的危险因素，某研究者招募骨质疏松者 88人，非骨质疏松者125人，收集了体质指数（BMI）、绝经年限、身高缩减量、家务量、是否补充维生素等相关因素，分析对骨质疏松患病的影响。赋值和结果见表 1和表2。表1各变量编码及赋值变量赋值承担家务量少=1，较少=2，中等=3，较多=4，多=5绝经年限v8年=0，》8年=1身高缩减量v3cmi=0，>3cmi=1是否服用维生素否=0，是=1是否骨质疏松（Y）否=0，是=1表2多因素logistic回归分析结果回归标准Wald OR的95%置信区间变量 P值 OF值-系数 误 X2值 下限上限承担家务量较少-少—0.6220.3054.1510.04100.4540.1491.382中等一少—0.6410.2785.3090.02100.4450.1541.286较多一少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绝经年限0.3540.1545.2730.02101.0331.1103.726身高缩减量0.2980.1593.5230.06021.8180.9743.392是否服用维生—0.2030.1681.4620.22580.6660.3451.287素常数项3.3791.4245.6290.0170 （1） 找出有统计学意义的影响因素。（2） 解释各回归系数的含义。解：（1）找出有统计学意义的影响因素按 0.10的检验水准，多因素logistic回归分析中对骨质疏松患病有影响的因素为承担家务量、体质指数BMI、绝经年限和身高缩减量。（2）解释各回归系数的含义控制或调整其他自变量（影响因素）作用后，承担家务量对是否患骨质疏松有影响，相比承担家务量少者，承担家务量较少和中等者更不容易患骨质疏松，而承担家务量较多和多者，患骨质疏松的可能性与家务量少者相比， 差异无统计学意义。体质指数BM越大者更不容易患骨质疏松。而绝经年限越长，身高缩减量越大更容易患骨质疏松。第七章综合评价一、选择题（一）A1型：每一道题下面有AB、CD