公共衛(wèi)生執(zhí)業(yè)醫(yī)師歷年真題

1、7.衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué) （70）35統(tǒng)計(jì)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(jì)E.調(diào)查資料D46.統(tǒng)計(jì)推斷的內(nèi)容包括A .點(diǎn)估計(jì)和區(qū)間估計(jì)B .集中趨勢與離散趨勢指標(biāo)C. 統(tǒng)計(jì)描述和統(tǒng)計(jì)圖表D .參數(shù)估計(jì)和假設(shè)檢驗(yàn)E.參數(shù)估計(jì)和統(tǒng)計(jì)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(diǎn)結(jié)果，其 中有 19 人患貧血， 981 人未患貧血， 則此資 料為A .計(jì)數(shù)資料B .計(jì)量資料C. 還不能確定是計(jì)量資料，還是計(jì)數(shù) 資料D .可看作計(jì)數(shù)資料，也可看作計(jì)量資料E.多項(xiàng)分類資料A衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)：

2、統(tǒng)計(jì)工作中的步驟和統(tǒng)計(jì) 學(xué)中的幾個(gè)基本概念， 統(tǒng)計(jì)學(xué)中的幾個(gè)基本 概念143.檢查 9 個(gè)人的血型，其中 A 型 2 人， B 型 3 人， O 型 3 人， AB 型 1 人。其 對(duì)應(yīng)的變量類型是A .數(shù)值變量B. 9 項(xiàng)無序分類變量C. 9 項(xiàng)有序分類變量D. 4項(xiàng)無序分類變量E. 4 項(xiàng)有序分類變量D衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)： 統(tǒng)計(jì)工作的步驟和統(tǒng)計(jì)學(xué)中的幾個(gè)基本概念，分類資料研究者對(duì)三種病人肺切除術(shù)的針麻效 果進(jìn)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(jì)inmW 1015124 2240327 4563345 771187816

3、159. 此資料的類型是A .多項(xiàng)無序分類資料B .二項(xiàng)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(jì)圖來表示治療效果，可選A .散點(diǎn)圖B .普通線圖C. 直條圖D .直方圖E.圓圖B41 .下列指標(biāo)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(xì)胞的檢查結(jié)果，整理成下表。白細(xì)胞 支氣管擴(kuò)張 病毒性呼吸道感 染 合計(jì)- 25+ 38+ 9 2 11+ 6 1 7148.就檢查結(jié)果而言，此資料為A .多項(xiàng)無序分類資料B .二項(xiàng)分類資料C. 定量資料D

4、 .等級(jí)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(jì)算其 95醫(yī)學(xué)參考值范圍 是DA，B、C、D、E、 在某地對(duì)研究對(duì)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(jià)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(jì)數(shù)資料B、分類資料C、等級(jí)資料D、計(jì)量資料E、有序資料147. 描述其集中趨勢的最佳指標(biāo)是 CA、算術(shù)平均數(shù)B、相對(duì)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(biāo)稱為參數(shù)，用拉丁字母 表不B 樣本的指標(biāo)稱為統(tǒng)計(jì)量，用希臘

5、字 母表示C. 總體中隨機(jī)抽取的部分觀察單位組 成了樣本D .總體中隨機(jī)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(jì)上稱小概率事件是指隨機(jī)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(xì)胞數(shù)如下， 則據(jù)此資料可算得血中嗜

6、堿性 白細(xì)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(xì)胞X 0 1 2 3 4 5f 累計(jì) % 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(biāo)準(zhǔn)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(gè)值都同時(shí)增加 或減少一個(gè)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(biāo)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(jì)量資料離散程度E、 百分位數(shù)的99.由變量的 6 個(gè)值 6，9，12，14，15，指標(biāo)是20 計(jì)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(dòng)力學(xué)研究中對(duì)10A 描述計(jì)量資料平均水平的指標(biāo)名研究對(duì)象進(jìn)行了血漿濃度 (X) 和每克蛋白B 描述計(jì)量資料絕對(duì)離散程度的指標(biāo)的藥物吸附量(Y)

8、的測定，結(jié)果如下C.描述計(jì)量資料相對(duì)離散程度的指標(biāo)ID 1 2 3 4 5D .描述計(jì)數(shù)資料各部分構(gòu)成的指標(biāo)X 12.7 21.2 51.7 77.2 212.4E.描述計(jì)數(shù)資料平均水平的指標(biāo)Y 0.10 0.466 0.767 1.573 2.462CID 6 7 8 9 10衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)： 定量資料的統(tǒng)計(jì)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(xiàng)指標(biāo)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(jì)學(xué)： 定量資料的描述統(tǒng)計(jì)，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(biāo)準(zhǔn)差，表述正確的是157.3cm ，標(biāo)準(zhǔn)差為 4.9cm ；體重均數(shù)為A 標(biāo)準(zhǔn)差的單位與原始數(shù)據(jù)的單位不53.7kg，標(biāo)準(zhǔn)差為 4.9kg。相同145 .若要比較身咼與體重的變異度應(yīng)B 標(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)差一定比均數(shù)小B 標(biāo)準(zhǔn)差D 同一資料的標(biāo)準(zhǔn)差一定比均數(shù)大C.變異系數(shù)E標(biāo)準(zhǔn)差就是標(biāo)準(zhǔn)誤D 極差BE.四分位數(shù)間距53某人算得某資料的標(biāo)準(zhǔn)差為-3.4，C可認(rèn)為72.描述一組偏態(tài)分布計(jì)量資料的

10、變異A 變量值都是負(fù)數(shù)程度，最好的指標(biāo)是 DB .變量值負(fù)的比正的多A、全距C計(jì)算有錯(cuò)B 、標(biāo)準(zhǔn)差D 變量值多數(shù)為 0C、變異系數(shù)E.變量值一個(gè)比一個(gè)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(biāo)準(zhǔn)差之差O.標(biāo)準(zhǔn)差E、變異系數(shù)44下列指標(biāo)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(biāo)準(zhǔn)差E.幾何均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)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(jì)量中服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的是A.B.C.D.E.B衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)： 定量資料的統(tǒng)計(jì)描述，正 態(tài)分布，標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布77. 設(shè)隨機(jī)變量X符合均數(shù)為卩（卩工 0）、標(biāo)準(zhǔn)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(biāo) 準(zhǔn)差相比，其卩值的CA 、均數(shù)不變，標(biāo)準(zhǔn)差變B、均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差都不變C、均數(shù)變而標(biāo)準(zhǔn)差不變D、均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差都改變E、均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)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(xiàng)計(jì)量指標(biāo)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(jì)學(xué)： 定量資料的統(tǒng)計(jì)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(jià)值的一部分E.從總體中隨機(jī)抽取的一部分E衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)： 總體均數(shù)的估計(jì)和假設(shè)檢驗(yàn)，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(jì)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(jì)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(jì)結(jié)果表明 胃潰瘍患者年齡多在 2535 歲。由此認(rèn)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(duì)照組D. 不正確

14、，因未作假設(shè)檢驗(yàn)E. 不正確，因未考慮抽樣誤差34. 同類定量資料下列指標(biāo)， 反映樣本 均數(shù)對(duì)總體均數(shù)代表性的是A .四分位數(shù)間距B .標(biāo)準(zhǔn)誤C.變異系數(shù)D .百分位數(shù)E.中位數(shù)B統(tǒng)計(jì)學(xué)：總體均數(shù)的估計(jì)和假設(shè)檢驗(yàn)， 均數(shù)的抽樣誤差70. 關(guān)于標(biāo)準(zhǔn)差與標(biāo)準(zhǔn)誤，以下說法正確的是A .標(biāo)準(zhǔn)誤可用來估計(jì)醫(yī)學(xué)參考值范圍B .標(biāo)準(zhǔn)差可反映樣本均數(shù)的變異程度C.標(biāo)準(zhǔn)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(shí)，標(biāo)準(zhǔn)差越大，標(biāo) 準(zhǔn)誤越小E.標(biāo)準(zhǔn)誤是表示抽樣誤差的大小的指標(biāo)E75. 描述均數(shù)抽樣誤差大小的指標(biāo)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(duì)稱分布C. t 分布就是樣本均數(shù)的分布D. 當(dāng)自由度為無窮大時(shí)，t分布就是標(biāo) 準(zhǔn)正態(tài)分布E. t 分布的曲線形狀固定E衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)： 總體均數(shù)的估計(jì)和假設(shè)檢 驗(yàn)， t 檢驗(yàn)71. 完全隨機(jī)設(shè)計(jì) 5 組均數(shù)比較方差分 析的備擇假設(shè) （廳 1）是：5 個(gè)總體均數(shù)A .相同B .至少有 2 個(gè)相同C.各不相同D .至少有 2 個(gè)不同E.至少有3個(gè)相同D97.已知某地正常人某定量指標(biāo)的總體均值卩0=5,今隨機(jī)測得該地某人群中 80人 該指標(biāo)的數(shù)值，若資料滿足條件使用， 檢驗(yàn) 來推斷該人群該指標(biāo)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(gè)體值的估計(jì)范圍B 計(jì)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(yàn)的問題E.可信區(qū)間僅有雙側(cè)估計(jì)E衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)： 總體均數(shù)的估計(jì)和假設(shè)檢 驗(yàn)，總體均數(shù)的估計(jì)，區(qū)間估計(jì)56.測 360 名對(duì)象的某指標(biāo)， 算得均數(shù) 等于 87，中位數(shù)等于 73，標(biāo)準(zhǔn)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(jì)該指標(biāo)值 90的對(duì)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(jì)學(xué)：總體均數(shù)的估計(jì)和假設(shè)檢驗(yàn)，總體均數(shù)的估計(jì)，區(qū)間估計(jì)57隨機(jī)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(biāo)準(zhǔn) 差等于0. 5kg，則估計(jì)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(jì)學(xué)： 總體均數(shù)的估計(jì)和假設(shè)檢 驗(yàn)，總體均數(shù)的估計(jì)，區(qū)間估計(jì)某地 10 名 20 歲女 子 身高 均數(shù) 為 157.3cm，

18、標(biāo)準(zhǔn)差為 4.9cm ；體重均數(shù)為 53.7kg，標(biāo)準(zhǔn)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(yàn)最關(guān)鍵的是A H0 不同B H1 不同C.檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)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(shí)，下列可作單側(cè)檢驗(yàn)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(huì)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(yàn)， 下列說法中正確的是BA、單側(cè)檢驗(yàn)優(yōu)于雙側(cè)檢驗(yàn)B 、采用配對(duì)，檢驗(yàn)還是成組，檢驗(yàn)取 決于研究設(shè)計(jì)C、檢驗(yàn)結(jié)果若戶值小于0.05，則接受H0 ,犯錯(cuò)誤的可能性很小D 、由于配對(duì)，檢驗(yàn)的效率高于成組， 檢驗(yàn)，因此最好都用配對(duì)，檢驗(yàn)E、進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)時(shí)拒絕廳。既可能犯I型

20、錯(cuò)誤，也可能犯n型錯(cuò)誤A、B、C、D、E、133. 配對(duì)設(shè)計(jì)資料，檢驗(yàn)的原假設(shè)為E134. 可作為成組設(shè)計(jì)兩樣本資料，檢驗(yàn) 的檢驗(yàn)假設(shè)為 A116在兩樣本均數(shù)比較的假設(shè)檢驗(yàn)中，若 a=0. 05, P>0. 05,則A .尚不能認(rèn)為兩總體均數(shù)不等B .可認(rèn)為兩總體均數(shù)不等C.尚不能認(rèn)為兩樣本均數(shù)不等D .可認(rèn)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(jì)學(xué)： 衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)：總體均數(shù)的 估計(jì)和假設(shè)檢驗(yàn)，假設(shè)檢驗(yàn)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(yàn)方法應(yīng)選用A .成組t檢驗(yàn)

21、B .成組t檢驗(yàn)C.兩樣本X2檢驗(yàn)D .配對(duì) t 檢驗(yàn)E.配對(duì)X2檢驗(yàn)D 38作兩樣本均數(shù)的，檢驗(yàn)，當(dāng)有差別 時(shí)， 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(rèn)為兩總體均數(shù)不同D 越有理由認(rèn)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(jì)學(xué)： 總體均數(shù)的估計(jì)和假設(shè)檢 驗(yàn)， t 檢驗(yàn)和 u 檢驗(yàn)，成組設(shè)計(jì)的兩樣本均 數(shù)比較的 t 檢驗(yàn)（7980題共用題干） 某醫(yī)師要對(duì)甲、乙兩療法的療效作比 較，把患者隨機(jī)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(yàn)B. 4 X 2的行X列表X2檢驗(yàn)C. 3 X 4的行X列表

22、X2檢驗(yàn)D 兩樣本 t 檢驗(yàn)E.配對(duì)t檢驗(yàn)D衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)： 總體均數(shù)的估計(jì)和假設(shè)檢驗(yàn)， t 檢驗(yàn)和 u 檢驗(yàn)A 單樣本 t 檢驗(yàn)B .配對(duì)t檢驗(yàn)C. 成組設(shè)計(jì)兩樣本均數(shù)比較的 t檢驗(yàn)D. 成組設(shè)計(jì)兩樣本幾何均數(shù)比較的t 檢驗(yàn)E u 檢驗(yàn)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(jī)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(duì)照， 對(duì) 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(yàn)編號(hào) 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(duì)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(shí) ）如下表。治療一個(gè)月新藥與舊藥血沉的比較分類 病例數(shù) 均數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)株與水生株作凝溶試驗(yàn)， 測得稀釋倍數(shù) 如下。標(biāo)準(zhǔn)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(jià)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(kuò)張型心肌 病患者的白細(xì)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(xì)胞介素均數(shù)是否不同，宜選擇A 經(jīng)檢驗(yàn)后才能確定B .先作完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的方差分析，再作 q 檢驗(yàn)才能確定C.作配伍組設(shè)計(jì)的方差分析，再作q檢驗(yàn)才能確定D .需分別作兩類患者與正常人的，檢驗(yàn)才能確定E. 需分別作兩類患者與正常人的q檢驗(yàn)才能

25、確定D63三硝基甲苯作業(yè)工人與對(duì)照工人血 清中 IgA 含量 （gL）分組 例數(shù)STNT 作業(yè)組對(duì)照組 100102 2.682.22 1.051.10檢驗(yàn)兩種作業(yè)工人血清中 IgA 含量有 否差別，其假設(shè)檢驗(yàn)可用A 配對(duì)計(jì)量資料的t檢驗(yàn)B u 檢驗(yàn)C.秩和檢驗(yàn)D .四格表資料x2檢驗(yàn)E.配對(duì)資料的x2檢驗(yàn)B衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)： 總體均數(shù)的估計(jì)和假設(shè)檢 驗(yàn)， t 檢驗(yàn)和 u 檢驗(yàn)39.在進(jìn)行臨床試驗(yàn)設(shè)計(jì)時(shí)， 允許犯第 二類錯(cuò)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(gè)處理組均數(shù)比較時(shí)， 直接采用 兩組比較的 t 檢驗(yàn)A 會(huì)增加犯

26、 I 型錯(cuò)誤的概率B .會(huì)增加犯n型錯(cuò)誤的概率C. 會(huì)出現(xiàn)檢驗(yàn)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(yàn)更優(yōu)E.不能確定犯I型錯(cuò)誤和H型錯(cuò)誤的 概率是否會(huì)增加A72. 關(guān)于I型錯(cuò)誤與n型錯(cuò)誤，說法正 確的是A .若"拒絕Ho"，犯錯(cuò)誤的可能性為”B .拒絕了實(shí)際成立的Ho所犯的錯(cuò)誤為 I 型錯(cuò)誤C.對(duì)同一資料，I型錯(cuò)誤與n型錯(cuò)誤的 概率大小沒有聯(lián)系D .若想同時(shí)減小I型錯(cuò)誤與n型錯(cuò)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(cuò) 誤B115方差分析借助 F 分布作統(tǒng)計(jì)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(jì)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(cuò)誤的是A .方差分析的基本思想是將變異進(jìn)行 分解B .方差分析直接將 SS進(jìn)行分解C.方差分析直接將 v進(jìn)行分解D .方差分析直接將 MS進(jìn)行分解E.方差分析直接將總變異進(jìn)行分解D48方差分析中計(jì)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(fù)值E. 定為正值E79.在完全隨機(jī)設(shè)計(jì)、 配伍組設(shè)計(jì)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(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析 中，已知總樣本量為

28、 30，分為 3 個(gè)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(jī)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(duì)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(jī)設(shè)計(jì)方差分析

29、B .配伍組設(shè)計(jì)方差分析C. 8 X 4表的卡方檢驗(yàn)D .每兩組作 t 檢驗(yàn)E.每兩組作配對(duì)t檢驗(yàn)B衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)： 方差分析， 配伍組設(shè)計(jì)方 差分析81.欲研究 A、B 兩種方法測定同一批 新生兒臍動(dòng)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(dòng)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(yàn)B .只能選用配對(duì)/檢驗(yàn)C.只能選用完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差 分析D .只能選用配伍組設(shè)計(jì)資料的方差分 析E.可選用配對(duì)，檢驗(yàn)或配伍組設(shè)計(jì)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(biāo)屬于相對(duì)比的是 CA、極差RB 、中位數(shù) MC、變異系數(shù)CVD 、標(biāo)準(zhǔn)差 SE、生存率A、構(gòu)成比B、率C、相對(duì)比D 、動(dòng)態(tài)數(shù)列指標(biāo)E、標(biāo)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(jì)指標(biāo) A128. 要對(duì)年齡構(gòu)成比不同的兩個(gè)縣進(jìn)行總死亡率的對(duì)比，應(yīng)先計(jì)算 E63.下列關(guān)于相對(duì)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(gè)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(shí)要作 率的標(biāo)準(zhǔn)化E.兩個(gè)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(bào)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(biāo)準(zhǔn)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(jì)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(jì)學(xué)： 分類資料的統(tǒng)計(jì)描述，標(biāo) 準(zhǔn)化法67.關(guān)于率的標(biāo)準(zhǔn)化敘述中錯(cuò)誤的是A .標(biāo)準(zhǔn)化率也稱調(diào)整率B 率的標(biāo)準(zhǔn)化是采用統(tǒng)一

32、的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行 計(jì)算C.率的標(biāo)準(zhǔn)化可按已知條件選擇計(jì)算 方法D .標(biāo)準(zhǔn)化率要高于實(shí)際率E.標(biāo)準(zhǔn)化率常用于反映總率間相互對(duì) 比的水平D74. 率的標(biāo)準(zhǔn)化法的意義是A 使計(jì)算的結(jié)果相同B .消除內(nèi)部構(gòu)成不同對(duì)總率的影響C.減少第1類錯(cuò)誤D .減少第n類錯(cuò)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(jì)水平E、人口構(gòu)成E-統(tǒng)計(jì)50.相對(duì)數(shù)指標(biāo)分析中， 說法正確的是 BA、加權(quán)平均率屬構(gòu)成指標(biāo)B、標(biāo)化率不反映某現(xiàn)象發(fā)生的實(shí)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(qiáng)度E、相對(duì)比必須是同

33、類指標(biāo)之比114.甲縣肺癌粗死亡率比乙縣高，經(jīng) 標(biāo)準(zhǔn)化后甲縣肺癌標(biāo)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(jì)學(xué)： 分類資料的統(tǒng)計(jì)描述，標(biāo) 準(zhǔn)化法，直接標(biāo)準(zhǔn)化法的計(jì)算方法66.直接標(biāo)準(zhǔn)化法選擇的標(biāo)準(zhǔn)是A .各年齡組標(biāo)準(zhǔn)人口構(gòu)成比或各年齡 組標(biāo)準(zhǔn)化死亡率B .各年齡組標(biāo)準(zhǔn)人口構(gòu)成比或各年齡 組標(biāo)準(zhǔn)人口數(shù)C.各年齡組標(biāo)準(zhǔn)人口數(shù)或各年齡組標(biāo) 準(zhǔn)死亡率D .各年齡組標(biāo)準(zhǔn)預(yù)期死亡人口數(shù)E.各年齡組標(biāo)準(zhǔn)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(jì)算兩地標(biāo)準(zhǔn)化肝癌死亡率， 宜選用 BA、直接法B、間接法C、t 檢驗(yàn)法D 、 x2 檢驗(yàn)法E、秩和檢驗(yàn)法65.標(biāo)準(zhǔn)化死亡比 (SMR) 屬A .構(gòu)成比B .定基比C.相對(duì)比D .比數(shù)比E.環(huán)比C47. 樣本率的標(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)差大小無關(guān)D、隨樣本標(biāo)準(zhǔn)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(yàn)B、回歸系數(shù)假設(shè)檢驗(yàn)C、秩和

35、檢驗(yàn)D、u 檢驗(yàn)E、f 檢驗(yàn)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(jì)算樣本率抽樣誤差的大小C. 求得總體率的波動(dòng)范圍D .估計(jì)樣本率的大小E.估計(jì)樣本含量A113.兩樣本率比較可用材檢驗(yàn)的條件是A. 兩個(gè)樣本率的差別大B .兩個(gè)樣本率的差別小C。兩個(gè)樣本率均較大D .兩個(gè)樣本率均較小E.兩個(gè)樣本含量均較大，且兩個(gè)樣本率均不接近 0 也不接近 1E衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)：率的抽樣誤差由于u檢驗(yàn)， 率的可信區(qū)間與 u檢驗(yàn)，率比較的u檢驗(yàn)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(rèn)為該病在當(dāng)?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(yàn)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(píng)價(jià)，因各年齡組情況不詳C29.自由度為 1 的 X2 檢驗(yàn)是A .成組設(shè)計(jì)四格表資料 X2檢驗(yàn)B .配對(duì)設(shè)計(jì)四格表資料 X2檢驗(yàn)C. 成組設(shè)計(jì)四格表資料 X2檢驗(yàn)或配 對(duì)設(shè)計(jì)四格表資料 X2 檢驗(yàn)D. 2 行多列的行 X 列表資料的 X2 檢驗(yàn)E. 多行2列的行X列表資料的X2檢 驗(yàn)C衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)： X2 檢驗(yàn)，四格表資料58. 四格表資料采用基本公式或?qū)Ｓ霉接?jì)算不校正 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(gè)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(gè)樣本率均大于5%C85.用某中草藥預(yù)防流感,其用藥組與對(duì)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(duì)照組 120 30 25則構(gòu)成四格的四個(gè)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(jì)四格表資料檢驗(yàn)中理論 頻數(shù) T 的計(jì)算公式為 AA 、 （行合計(jì) X 列合

38、計(jì) ）總計(jì)B、（第一行合計(jì)C、（第一列合計(jì)D、（第一行合計(jì) 行合計(jì)E、（第二行合計(jì) 列合計(jì)X 第二行合計(jì) ）總計(jì)X 第二列合計(jì) ）總計(jì)X 第一列合計(jì) ）第二X 第二列合計(jì) ）第一92 為探討幽門螺旋桿菌 01P ）感染與血 型的關(guān)系， 隨機(jī)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(yàn)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(jì) 四格表 X2 檢驗(yàn)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(jì) 四格表 X2 檢驗(yàn)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(jì) 四格表 X2 檢驗(yàn)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(duì)設(shè)計(jì)7拉關(guān)苴乙培養(yǎng)基甲培養(yǎng)基E、 559. X2檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)推斷的用途不包括 BA 、兩個(gè)分類指標(biāo)是否有關(guān)聯(lián)B、兩個(gè)均數(shù)的差別是否有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義C、兩個(gè)率或構(gòu)成比的差別是否有統(tǒng)計(jì) 學(xué)意義D、多個(gè)率或構(gòu)成比的差別是否有統(tǒng)計(jì) 學(xué)意義E、某指標(biāo)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(biāo)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(yàn)四格表 X2 檢驗(yàn)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(jì)+- 2618 11031 37139合計(jì) 269 141 410A 配對(duì)計(jì)數(shù)資料 B 成組計(jì)量資料C. 配對(duì)計(jì)量資料 D .成組計(jì)數(shù)資料E.等級(jí)資料B衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)

41、： X2 檢驗(yàn)，四格表資料，成組設(shè)計(jì)的四格表資料的 X2 檢驗(yàn)60. 設(shè)兩個(gè)定性因素為 A和B,每個(gè)因 素的兩水平分別用 "+"和"-" 表示有無，則配 對(duì)四格資料是檢驗(yàn)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(duì)同一批肉 制品沙門氏菌樣品進(jìn)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(jì)+ 160 26 186- 5 48 53A 四格表資料配

42、對(duì)X2檢驗(yàn)B .兩樣本資料X2檢驗(yàn)C. 行x列表資料X2檢驗(yàn)D .配對(duì)t檢驗(yàn)E.配對(duì)設(shè)計(jì)的符號(hào)秩和檢驗(yàn)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(dá)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(dá)是否不同，可選用 CA、H 檢驗(yàn)B、t 檢驗(yàn)C、x2 檢驗(yàn)D、校正x2檢驗(yàn)E、q 檢驗(yàn)145. 經(jīng)分析得P>0.05,則結(jié)論是A、可認(rèn)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(gè)總體中位數(shù)間有差別D、尚不能認(rèn)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(gè)總體率比較的行列表資料 X2檢驗(yàn)的無效假設(shè)是 5

43、個(gè)總體率A .至少有2個(gè)相等B .至少有3個(gè)相等C. 至少有4個(gè)相等D. 全相等E. 各不相等E衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)： X2 檢驗(yàn)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(yàn)B. t檢驗(yàn)C. 行列表x2檢驗(yàn)D .四格表x2檢驗(yàn)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(shí)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(xì)的生存時(shí)間記錄，此研究 宜用A .四格表X2檢驗(yàn)B .行列表X2檢驗(yàn)C. log-rank 檢驗(yàn)D

44、 .方差分析E.樣本均數(shù)與理論均數(shù)比較I檢驗(yàn)B衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)： X2 檢驗(yàn)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(yàn)B. 4X 2的行X列表X2檢驗(yàn)C. 樣本率與總體率比較u檢驗(yàn)D .方差分析E.秩和檢驗(yàn)B衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)： X2 檢驗(yàn)資料，三行X列表資料 X2檢驗(yàn)的步驟（7980題共用題干） 某醫(yī)師要對(duì)甲、乙兩療法的療效作比 較，把患者隨機(jī)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(yàn)B .行X列表資料X2檢驗(yàn)C. 標(biāo)準(zhǔn)化法D 相關(guān)分析E.回歸

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

46、H1，所得的結(jié)論是 DA、多個(gè)樣本率全相等B、多個(gè)總體率全相等C、多個(gè)樣本率不全相等D、多個(gè)總體率不全相等E、多個(gè)總體率全不相等69. 兩組生存率曲線比較的 log-rank 檢 驗(yàn),其檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)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(jìn)行了成組病例對(duì)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(jì)分析方法是 EA、樣本率與總體率比較的u檢驗(yàn)B 、兩樣本的 x2 檢驗(yàn)C

47、、兩樣本的校正x2檢驗(yàn)D 、配對(duì) x2 檢驗(yàn)E、行X列表的x2檢驗(yàn) 醫(yī)師進(jìn)行一臨床試驗(yàn)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(jí)資料C、二項(xiàng)分類資料D、多項(xiàng)有序分類資料E、多項(xiàng)無序分類資料149. 該研究設(shè)計(jì)方案的類型為 DA 、調(diào)查設(shè)計(jì)B、完全隨機(jī)設(shè)計(jì)C、配對(duì)設(shè)計(jì)D、隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)E、病例對(duì)照研究設(shè)計(jì)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(jì)分 析方法 EA 、 t 檢驗(yàn)B 、u 檢驗(yàn)C、F 檢驗(yàn)D、秩和檢驗(yàn)E、x2 檢驗(yàn) 30等級(jí)資料比較的假設(shè)檢驗(yàn)宜用A. t 檢驗(yàn)B u 檢驗(yàn)C F

48、檢驗(yàn)D. 秩和檢驗(yàn)E. 四格表X2檢驗(yàn)D衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)：秩和檢驗(yàn)，非參數(shù)統(tǒng)計(jì)68. 下列關(guān)于非參數(shù)統(tǒng)計(jì)敘述中錯(cuò)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(jì)算簡便E.對(duì)服從正態(tài)分布的資料，其檢驗(yàn)效 能也同樣高E49.等級(jí)資料比較其處理方法有否差別 最適宜采用 DA 、 t 檢驗(yàn)B 、 t' 檢驗(yàn)C， x2 檢驗(yàn)D、秩和檢驗(yàn)E、方差分析116. 配對(duì)設(shè)計(jì)差值的符號(hào)秩和檢驗(yàn)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(jì)法： 秩和檢驗(yàn)， 秩和檢驗(yàn)方法92. 在

49、樣本比較的秩和檢驗(yàn)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(jì)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(duì)設(shè)計(jì)差值的符號(hào)秩和檢驗(yàn) 中，絕對(duì)值等于 3的差值有 4個(gè)，它們是 -3， -3， 3， 3。如果它們的位次為 4、 5、 6、 7， 則第 2 個(gè)-3 的秩次應(yīng)為A . 5B . -5C. 7D . 5.5E. 4B48. 成組設(shè)計(jì)兩樣本比較的秩和檢驗(yàn)， 編 秩時(shí) 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(jì)C、兩個(gè)組遇有相同數(shù)據(jù)，應(yīng)編平均

50、秩次D、兩個(gè)組遇有相同數(shù)據(jù)，按位置順序 編秩E、兩個(gè)組遇有相同數(shù)據(jù)，舍去不計(jì)58. 在兩樣本比較的秩和檢驗(yàn)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(jì)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(jì)學(xué)： 秩和檢驗(yàn)，

51、 秩和檢驗(yàn)方法， 成組設(shè)計(jì)兩樣本比較的秩和檢驗(yàn)60. 在配對(duì)設(shè)計(jì)差值的符號(hào)秩和檢驗(yàn)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(jì)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(jì)多個(gè)樣本比較秩和檢驗(yàn)的近似檢驗(yàn)為A F 檢驗(yàn)B t 檢驗(yàn)C x2 檢驗(yàn)D .擬合優(yōu)度檢驗(yàn)E u 檢驗(yàn)D衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)：秩和檢驗(yàn)36. 成組設(shè)計(jì)多個(gè)樣本比較的秩和檢驗(yàn) (Kruskal-Wa

52、llis) ，若最小樣本例數(shù)大于5，統(tǒng)計(jì)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(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布D衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)： 秩和檢驗(yàn)， 成組設(shè)計(jì)多個(gè) 樣本比較的秩和檢驗(yàn)?zāi)逞芯空呤占?2種疾病患者痰液內(nèi)嗜 酸性白細(xì)胞的檢查結(jié)果，整理成下表。白細(xì)胞 支氣管擴(kuò)張 病毒性呼吸道感 染 合計(jì)- 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(xì)胞數(shù)是否有差別應(yīng)選擇A . F 檢驗(yàn)B .秩和檢驗(yàn)C. u 檢驗(yàn)D. t 檢驗(yàn)E. X2 檢驗(yàn)B54. 請指出下列五個(gè)秩和檢驗(yàn)的結(jié)果中， 錯(cuò)誤的是 CA、配對(duì)計(jì)量資料 n=8, T+ = 12 , T-24 查表 T0.05=3 33, P<0.05B、 配對(duì)計(jì)量資料n=12