超大三下學(xué)期復(fù)習(xí)考試統(tǒng)計(jì)題庫(kù)

第一章

PD.P

P0.05PE.P

P E.角度資144名婦女生育情況如下：05人、125人、270人、330人、4胎14人。該資料的類型是（ 空腹血糖測(cè)量值，屬于（C）化3人、死亡1人。該資料的類型是 6094ABO血型分布資料如下：O1823、A1598、B2032、AB 100名18歲男生的身高數(shù)據(jù)屬于（C 究以英國(guó)成年男子為總體目標(biāo)，1951年英國(guó)全部注冊(cè)醫(yī)生作為研究總體，按照實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

第二章描述一組偏態(tài)分布資料的變異度，以（D）全 B.標(biāo)準(zhǔn) C.變異系 E.方 B.均數(shù)改變，標(biāo)準(zhǔn)差不C.兩者均不 D.兩者均改 E.以上都不 ）描述其分布的集中趨勢(shì) B.標(biāo)準(zhǔn) C.中位D.四分位數(shù)間 E.方值的變異程度的大小，可選用的最佳指標(biāo)是（EA.標(biāo)準(zhǔn) C.全 A.算術(shù)均 B.中位 尿氟值：0.2～0.6～1.0～1.4～1.8～2.2～2.6～3.0～3.4～3.8～頻數(shù)：75 宜用（B）A.算術(shù)均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差 C.幾何均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差D.算術(shù)均 E.中位數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差A(yù).D.B.A.D.B.E.比較身高和體重兩組數(shù)據(jù)變異度大小宜采用（AA.B.C.D.E.血清學(xué)滴度資料最常用來(lái)表示其平均水平的指標(biāo)是（C B.中位 C.幾何均D.變異系 E.標(biāo)準(zhǔn)最小組段無(wú)下限或最大組段無(wú)上限的頻數(shù)分布資料，可用（C）均 B.標(biāo)準(zhǔn) C.中位D.四分位數(shù)間 E.幾何均A.算術(shù)均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差 C.幾何均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差D.算術(shù)均 E.中位數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差A(yù).算術(shù)均數(shù) B.中位數(shù) 男女男女男女男女男8男8女.死亡率發(fā)病率男63女3295死亡比現(xiàn)患率男63女32950醫(yī) 衛(wèi)生 其

第三章A.對(duì) B.正偏 C.負(fù)偏 D.偏 E.正X是一種（D）A.正 B.近似正 C.負(fù)偏 D.正偏 E.對(duì)95%醫(yī)學(xué)參考值范圍時(shí)，應(yīng)用（A.(x1.96s,xC.(xlgx1.645slgxE.(xlgx1.645slgx

(x1.96sx,x1.96sxD.(x95%醫(yī)學(xué)參考值范圍時(shí)，應(yīng)用（E(x1.96s,x B.(x1.96sx,x1.96sxC.(xlgx1.645slgxE.(xlgx1.645slgx

D.(xX服從二項(xiàng)分布，則從該人群隨機(jī)抽出n個(gè)人，陽(yáng)性數(shù)X不少于k人的概率為（AP(k)P(k1)C.P(0)P(1)E.P(1)P(2)

P(k1)P(k2)D.P(0)P(1)P(kPiosson分布的標(biāo)準(zhǔn)差和均數(shù)的關(guān)系是（ A. B. C.=D. E.與平均每分鐘脈沖計(jì)數(shù)的95%可信區(qū)間為（E 330D.33

330E.(3301.96330)/

33Piosson分布的方差和均數(shù)分別記為2，當(dāng)滿足條件（E）Piosson分布接近0或 D.接近

2較 C.較29.二項(xiàng)分布的圖形取決于CA. B.C.n與D.E.XA. D. E.X B. C.

D.t005/2, E.t005/2,差為4g/L，則其總體均數(shù)的95%可信區(qū)間為（BD.744

E.741.96

信區(qū)間時(shí)，應(yīng)用（A(Xt005/2,sX,Xt005/2,sX B.(X1.96X,X1.96XC.(Xt005/2,s,Xt005/2, D.(X1.96X,X1.96XE.(p1.96sp,p1.96sp應(yīng)用（E(Xt005/2,sX,Xt005/2,sX B.(X1.96X,X1.96XC.(Xt005/2,s,Xt005/2,E.(p1.96sp,p1.96sp

D.(X1.96X,X1.96XA.(X sA.(X s,X s (X1.96,X1.96005/2, 005/2,(Xt005/2,s,Xt005/2,E.(p1.96sp,p1.96sp

(X1.96X,X1.96X關(guān)于以0為中心的t分布，錯(cuò)誤的是 相同時(shí)，t越大，P越 B.t分布是單峰分C.t

SX，是估計(jì)均數(shù)抽樣誤差的大小。可以用來(lái)估計(jì)總體均數(shù)的可信區(qū)間，進(jìn)行假設(shè)檢（2）已知發(fā)生某結(jié)果的概率為，其對(duì)立結(jié)果的概率為（1二項(xiàng)分布B(n,近似服從poissonP(n)（Xt,SX,Xt,SX (Xu,SX,Xu,SX 已知，按正態(tài)分布原理，可信區(qū)間為(X ,X 2男童的95%CI為146.81.96*女童的95%CI為148.11.96*

120120為8.81%，求該鎮(zhèn)人群中登革熱血凝抑制抗體反應(yīng)陽(yáng)性率的95%可信區(qū)間。答:本例中，Sp 2np=312*0.0881=28>5,n(1-p)=284>5pu,Sp2在樣本均數(shù)與總體均數(shù)比較的t檢驗(yàn)中，無(wú)效假設(shè)是 B.樣本均數(shù)與總體均數(shù)相C.兩總體均數(shù)不 D.兩總體均數(shù)相在進(jìn)行成組設(shè)計(jì)的兩小樣本均數(shù)比較的t檢驗(yàn)之前時(shí)，要注意兩個(gè)前提條件。一要考察 兩樣本均數(shù)比較時(shí)，分別取以下檢驗(yàn)水準(zhǔn)，以（E）D.

E.

正態(tài)性檢驗(yàn)，按0.10檢驗(yàn)水準(zhǔn)，認(rèn)為總體服從正態(tài)分布。若該推斷有錯(cuò)，其錯(cuò)誤的概率為（D大于 B.小于 C.等于D.等于，而未 E.等于1，而未 采用配對(duì)t檢驗(yàn)還是兩樣本t用兩樣本u配對(duì)t檢驗(yàn)和標(biāo)準(zhǔn) C.成組t檢驗(yàn)和F檢 D.變異系數(shù)和u檢在兩樣本均數(shù)比較的ttt0052,P0.05，按0.05檢驗(yàn)水準(zhǔn)不拒 B.第Ⅱ類錯(cuò) C.一般錯(cuò) D.錯(cuò)誤較嚴(yán)重E.嚴(yán)重誤童頭圍，資料如下：48.2947.0349.1048.1250.0449.8548.9747.9648.1948.2549.0648.5647.8548.3748.2148.7248.8849.1147.8648.61解檢驗(yàn)假設(shè)H0:0,H1:n20,X48.55,StX0 2.241,vn1201查t臨界值表，單側(cè)t005,191.729,得P0.05,在0.05的水準(zhǔn)上拒絕H0可以認(rèn)為病人編 234病人編 23456789ALb含量H0:d0,H1:dSd td0 2.653,v101查表得雙側(cè)t005,92.262,

解H:22,H:2 S F1 1.51,v115114,v21612S 2查F界值表F005(14,15)2.70,P0.05,在0.05水平上不能拒絕H0可認(rèn)為該資H0:12,H1:1 (n1)S2(n1)S Sc 2 n1n2 1516t X1X vn1n2215162t臨界值表t005,292.045,知P0.05在0.05水準(zhǔn)上尚不能拒絕H0.所以可. H:22,H:2 S F1 2.66,v120119,v22512S 2查F界值表F005(19,24)1.94,P0.05,在0.05水平上拒絕H0可認(rèn)為該資料方H0:12,H1:1t 76.5 10.622 210.626.52(S2S2 20 25v 2 2S S 2x1

10.6 6.5 n2 202520 25

t005,302.042,知P0.05在0.05水準(zhǔn)上拒絕H0所以根據(jù)這份解H0:12,H1:1

n2160,X20.98,S2u 在這里u0.821.96,P0.05,按0.05H0,可以認(rèn)為甲乙兩地3~12歲兒童血漿視黃醇平均水平?jīng)]有差別

第五章 SSSSC.SS總＝SS組間＋SS組E.

MSMSD.MSMS組間＋MS完全等價(jià)且F B.方差分析結(jié)果更準(zhǔn)1C.t檢驗(yàn)結(jié)果更準(zhǔn) D.完全等價(jià)且t E.1

F005(,)，則統(tǒng)計(jì)推論是（A SS處理不會(huì)小于SS區(qū) B.MS處理不會(huì)小于MS區(qū)C.F處理值不會(huì)小于 D.F區(qū)組值不會(huì)小于E.F B.表示某處理因素的效應(yīng)作用大表示n個(gè)數(shù)據(jù)的離散程 E.表示隨機(jī)因素的效應(yīng)大 B.u檢 C.配對(duì)t檢D.2檢 E.秩和檢 B.u檢 C.成組t檢D.2檢 E.秩和檢0對(duì)k個(gè)組進(jìn)行多個(gè)樣本的方差齊性檢驗(yàn)（Bartlett法，得2 00.05檢驗(yàn)，可認(rèn)為 2,2,,2全不相 B.2,2,,2不全相 C.S1,S2,,Sk不全相 E.12,k

X1X2Xk變量變換中的對(duì)數(shù)變換（xlgX或xlg(X1)，適用于 變量變換中的平方根變換（x 或x X0.5，適用于 組SS總SS組間SS組內(nèi)SS總SSSSSS答：SNK-qX5555X2.9680（XS2S總*

nii

XX SSSSSS組間=12.4629-8.4338=4.0292，=20-MS組間SS組間組間8.43383 SS組 νFP總3按1=3，2=167.51，F(xiàn)11.16P0.01nXS n

i

MS組間SS組 SS組 νFP總2>按1=2，2=59查F界值表，得F 3.93，F(xiàn)1.203.93，故P>0.05。區(qū) 對(duì) A B C D123456ABCDnX15253545556566666X(X(SSS

X2

(XN

n

X)2=17.6613,

SS區(qū)組njXj

X)2=1.1697, （6νFP總45按1=4，2=20P0.01按1=5，2=20查F界值表，得F 3.29，F(xiàn)4.423.29，故P<0.05。解：采用SNK檢驗(yàn)進(jìn)行兩兩比較。

1234QP1與21與314222與332

第六章2分布的形狀（ B.同t分 D.與自由度有 E.與樣本含量n有 B.一定等于 C.等于行數(shù)×列D.等于樣本含量 E.等于格子數(shù)03．5個(gè)樣本率作比較，2 ，則在=0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)下，可認(rèn)為 0A.各總體率不全相 B.各總體率均不 C.各樣本率均不D.各樣本率不全相 E.至少有兩個(gè)總體率相 MNOAB B.2檢 50法檢測(cè)結(jié)果的差別有無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，應(yīng)選用（D B.t檢 C.配對(duì)t檢D.配對(duì)四格表資料的2檢 E.四格表資料的2檢（CA.兩樣本率比較的u檢 B.兩樣本均數(shù)比較的u檢C.四格表資料的2檢 D.配對(duì)四格表資料的2檢639（DA.t檢 B.2檢 C.F檢 組68合A.t檢 B.2檢 C.F檢 當(dāng)四格表的周邊合計(jì)數(shù)不變，若某格的實(shí)際頻數(shù)有變化，則其理論頻數(shù)（CA.增 B.減 C.不 D.不確對(duì)于總合計(jì)數(shù)n為500的5個(gè)樣本率的資料作2檢驗(yàn)，其自由度為 A. B. C. D. E.011．3個(gè)樣本率作比較，2 ，則在=0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)下，可認(rèn)為 0A.各總體率均不 B.各總體率不全相 C.各樣本率均不D.各樣本率不全相 E.至少有兩個(gè)總體率相 594A.秩和檢 B.2檢 A.u檢 B.t檢 C.配對(duì)t檢D.配對(duì)四格表資料的2檢 E.四格表資料的2檢（C兩樣本率比較的u檢 B.兩樣本均數(shù)比較的u檢 非預(yù)防組感染率45.45%。分析該資料，應(yīng)選用（DA.t檢 B.2檢 C.F檢 A.t檢 B.2檢 C.F檢 22差值會(huì)大，則2值也會(huì)大。式；當(dāng)p時(shí)，改用四格表資料的Fisher確切概率法。

(ATT

(adbc)2(ab)(cd)(ac)(bd當(dāng)n40，但有1T52Fisher校正公式：c

(ab)(cd)(ac)(bd(adbcn2)2(adbcn2)2 2檢驗(yàn)以及Pearson列聯(lián)系數(shù)進(jìn)行分析。的通常是多個(gè)等級(jí)資料的比較，此種單向有序R×CRiditR×C表R×C2×23的診斷試驗(yàn)配伍設(shè)計(jì)。其研究目的通常是分析兩種檢驗(yàn)方法的一致性，此時(shí)宜用一致性檢驗(yàn)（或稱Kappa檢驗(yàn)。R×C表R×CR×C答：（1）H0:H1:單側(cè)本例00.01，1010.010.99，n1000u p u1.589，P>0.05,按0.05H0,尚不能認(rèn)為該地新生兒染色體H1:1單側(cè)本例00.01p13694000.9225,p2477500pc(369477)400500)0.94u p1 緩解率5H012H1:12雙側(cè)n=58T=23259.91442 (1551820)2 2 352333

2(0

3.84，P<0.05,在0.05+—+—2H1:B

雙側(cè)

2 1024.083，P<0.05,0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)下，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為兩種方法ⅠⅠⅡⅢⅠ50ⅡⅢ0H0:

nR×CnR

1) 2250( 2740 27130 10840 10880 11580(31)(31)2129.8，P<0.05,0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)下，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為兩種檢測(cè)指標(biāo)有關(guān)聯(lián)，進(jìn)一步計(jì)算Pearson列聯(lián)系數(shù)，以分析其關(guān)聯(lián)密切程度。列聯(lián)系數(shù)rp 第七章 A．正秩和與負(fù)秩和的絕對(duì)值不會(huì)相差很大B．正秩和與負(fù)秩和的絕對(duì)值相等 設(shè)配對(duì)資料的變量值為X1和X2，則配對(duì)資料的秩和檢驗(yàn)是（EA．把X1和X2的差數(shù)從小到大排序 B．分別按X1和X2從小到大排序C．把X1和X2綜合從小到大排序 E．把X1和X2的差數(shù)的絕對(duì)值從小到大排序下列哪項(xiàng)不是非參數(shù)統(tǒng)計(jì)的優(yōu)點(diǎn)（DA．不受 A．秩和檢驗(yàn)B．F檢驗(yàn) C．t檢驗(yàn) D．2檢驗(yàn) E．u 5．在進(jìn)行成組設(shè)計(jì)兩樣本秩和檢驗(yàn)時(shí)，以下檢驗(yàn)假設(shè)哪種是正確的（D。 以下檢驗(yàn)方法中，不屬于非參數(shù)檢驗(yàn)方法的是（EA．Friedman檢驗(yàn) D．Wilcoxon檢驗(yàn) E．t檢驗(yàn) 件；（4）兩樣本比較的秩和檢驗(yàn)（Wilcoxon）用于完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的兩個(gè)樣本的比較，（LDH表7-18份血清用原法和新法測(cè)血清乳酸脫氫酶（U/L）的比較 12345678H1:Md計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量T①求各對(duì)的差 ②編 ③求秩和并確定統(tǒng)計(jì)量T。T

T 取T5.5n8，T5.5，查附表TP0.05；按照0.05檢驗(yàn)水準(zhǔn)，拒絕H0，接受H1。認(rèn)為用方法一和方法二測(cè)得乳酸脫氫酶含量差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。7-48（U/L）1--2--3--4--556227--8--T T煙者的HbCO(%)含量是否高于非被動(dòng)吸煙者的HbCO(%)含量？7-2HbCO(123低8中4高404計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量TT11909T21237.5n139n240，故檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量T1909n139，需要用u檢驗(yàn)；又因等級(jí)資料的相同秩次過(guò)多，故：u C1(t3t)(N3N)1(333)(31331)(27327)(14314)(43

uc

793非被動(dòng)吸煙者的HbCO(%)含量總體分布不同7-5HbCO(含 人 秩次

被動(dòng)吸煙者非被動(dòng)吸煙者合 被動(dòng)吸煙 非被動(dòng)吸煙（7（2（6（8（3（123224低8中4高4040—— 1234T6159.59.510，M(610)2(9.510)2(1510)2(9.510)24處理組數(shù)k4，配伍組數(shù)b4M005(4,452M41.552P0.05表7-5 受試者編 防護(hù)服 防護(hù)服 防護(hù)服 防護(hù)服1142234131342421346T13.59107.54M(13.510)2(910)2(1010)2(7.510)2) 號(hào)12442422193134311第八章直線回歸中，如果自變量X乘以一個(gè)不為0或1的常數(shù)，則有 B.回歸系數(shù)改 C.兩者都改D.兩者都不改 E.以上情況都有可如果直線相關(guān)系數(shù)r1，則一定有 SS總SS B.SS殘＝SS C.SS總＝SSD.SS總SS E.以上都不正rr2 1234碘含量（單位患病率DD2X與Y的標(biāo)準(zhǔn)差相等時(shí)，以下敘述（B）A.bB.bC.bD.rX值所對(duì)應(yīng)Y值的均數(shù)可信區(qū)間時(shí)，（E） B.令X值接近其均 C.減小剩余標(biāo)準(zhǔn)D.減小可信 E.以上都可n15r10.8572n28r20.712。在沒(méi)有詳細(xì)資料和各種統(tǒng)計(jì)用表的條件下，可作出的結(jié)論是（A B.因n2n1，故r2有顯著性意C.因r1r2，故r1有顯著性意 D.r1、r2都有顯著性意代碘量法測(cè)定水中溶解氧的含量，應(yīng)選用（B123456789極譜法（微安值碘量法，則 C．不能肯定b有無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意 t檢驗(yàn)B．回歸分 在直線回歸分析中，回歸系數(shù)b C．回歸線對(duì)x軸越平坦 D．回歸線對(duì)x軸越陡 13．直線回歸系數(shù)假設(shè)檢驗(yàn)t，其自由度為（A） B.n C.2n D.2(n E.答：用途：①定量描述兩變量之間的依存關(guān)系：對(duì)回歸系數(shù)bP，代入回歸方程對(duì)預(yù)報(bào)量（即因變量Y）進(jìn)行估計(jì)，即可得到個(gè)體Y值的容許區(qū)間。③利用回歸方程進(jìn)行統(tǒng)計(jì)控制：規(guī)定Y值的變化，通過(guò)控制X的范圍來(lái)實(shí)現(xiàn)統(tǒng)計(jì)控制的目標(biāo)。其中：b

量YSSSS回歸SSF檢驗(yàn)來(lái)判斷回歸方程是否成立。

(y?y)2(y

SS回歸R20.9說(shuō)明回歸能解釋90% 計(jì)；個(gè)體值YX是能精確測(cè)量和嚴(yán)格控制的變量（2）trtb，由于tb計(jì)算較復(fù)雜，實(shí)際中常以r的假設(shè)檢驗(yàn)代替對(duì)b（3）r與b值可相互換算brYiXiiXi和Yi分別為第i個(gè)體的自變量和應(yīng)變量取值。稱為y稱為回歸直線的斜率。i為誤差。X所對(duì)應(yīng)的應(yīng)變量YX上與X值相對(duì)應(yīng)的那個(gè)點(diǎn)的縱坐標(biāo)。 X（歲 Y（KPa078367333799X與Y(X 解 X2 XY(X)(Y)12026.77631224.25 X52.58，Yb

234.960.149，aYbX18.690.14952.5810.856故所求直線回歸方程為Y?10.8560.149XX與Y(Y Y2 4234.141 43.469， n1 blXYXY 34.920， ll

SSSSSS43.46934.9208.549v剩余n2FMS

40.85Sb 間為(0.1492.2280.020.1492.2280.023)(0.090.200)見(jiàn)表 1時(shí)間（分） A1

B Y~X：Y1.7929X8.7，r20.9277（P （2）H0：12計(jì)算t

(YY?)2

(YY)2[(XX)(YY

(XX ? [(XX)(YY(YY) (YY) (YY?)2

(XXS2 (n2)(n 1Sb1

S2cX1 S2cX1 X2