超大三下学期复习考试统计题库

第一章

PD.P

P0.05PE.P

P E.角度资144名妇女生育情况如下：05人、125人、270人、330人、4胎14人。该资料的类型是（ 空腹血糖测量值，属于（C）化3人、死亡1人。该资料的类型是 6094ABO血型分布资料如下：O1823、A1598、B2032、AB 100名18岁男生的身高数据属于（C 究以英国成年男子为总体目标，1951年英国全部注册医生作为研究总体，按照实验设计

第二章描述一组偏态分布资料的变异度，以（D）全 B.标准 C.变异系 E.方 B.均数改变，标准差不C.两者均不 D.两者均改 E.以上都不 ）描述其分布的集中趋势 B.标准 C.中位D.四分位数间 E.方值的变异程度的大小，可选用的最佳指标是（EA.标准 C.全 A.算术均 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～频数：75 宜用（B）A.算术均数与标准差 C.几何均数与标准差D.算术均 E.中位数与标准差A.D.B.A.D.B.E.比较身高和体重两组数据变异度大小宜采用（AA.B.C.D.E.血清学滴度资料最常用来表示其平均水平的指标是（C B.中位 C.几何均D.变异系 E.标准最小组段无下限或最大组段无上限的频数分布资料，可用（C）均 B.标准 C.中位D.四分位数间 E.几何均A.算术均数与标准差 C.几何均数与标准差D.算术均 E.中位数与标准差A.算术均数 B.中位数 男女男女男女男女男8男8女.死亡率发病率男63女3295死亡比现患率男63女32950医 卫生 其

第三章A.对 B.正偏 C.负偏 D.偏 E.正X是一种（D）A.正 B.近似正 C.负偏 D.正偏 E.对95%医学参考值范围时，应用（A.(x1.96s,xC.(xlgx1.645slgxE.(xlgx1.645slgx

(x1.96sx,x1.96sxD.(x95%医学参考值范围时，应用（E(x1.96s,x B.(x1.96sx,x1.96sxC.(xlgx1.645slgxE.(xlgx1.645slgx

D.(xX服从二项分布，则从该人群随机抽出n个人，阳性数X不少于k人的概率为（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分布的标准差和均数的关系是（ A. B. C.=D. E.与平均每分钟脉冲计数的95%可信区间为（E 330D.33

330E.(3301.96330)/

33Piosson分布的方差和均数分别记为2，当满足条件（E）Piosson分布接近0或 D.接近

2较 C.较29.二项分布的图形取决于CA. B.C.n与D.E.XA. D. E.X B. C.

D.t005/2, E.t005/2,差为4g/L，则其总体均数的95%可信区间为（BD.744

E.741.96

信区间时，应用（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应用（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关于以0为中心的t分布，错误的是 相同时，t越大，P越 B.t分布是单峰分C.t

SX，是估计均数抽样误差的大小。可以用来估计总体均数的可信区间，进行假设检（2）已知发生某结果的概率为，其对立结果的概率为（1二项分布B(n,近似服从poissonP(n)（Xt,SX,Xt,SX (Xu,SX,Xu,SX 已知，按正态分布原理，可信区间为(X ,X 2男童的95%CI为146.81.96*女童的95%CI为148.11.96*

120120为8.81%，求该镇人群中登革热血凝抑制抗体反应阳性率的95%可信区间。答:本例中，Sp 2np=312*0.0881=28>5,n(1-p)=284>5pu,Sp2在样本均数与总体均数比较的t检验中，无效假设是 B.样本均数与总体均数相C.两总体均数不 D.两总体均数相在进行成组设计的两小样本均数比较的t检验之前时，要注意两个前提条件。一要考察 两样本均数比较时，分别取以下检验水准，以（E）D.

E.

正态性检验，按0.10检验水准，认为总体服从正态分布。若该推断有错，其错误的概率为（D大于 B.小于 C.等于D.等于，而未 E.等于1，而未 采用配对t检验还是两样本t用两样本u配对t检验和标准 C.成组t检验和F检 D.变异系数和u检在两样本均数比较的ttt0052,P0.05，按0.05检验水准不拒 B.第Ⅱ类错 C.一般错 D.错误较严重E.严重误童头围，资料如下：48.2947.0349.1048.1250.0449.8548.9747.9648.1948.2549.0648.5647.8548.3748.2148.7248.8849.1147.8648.61解检验假设H0:0,H1:n20,X48.55,StX0 2.241,vn1201查t临界值表，单侧t005,191.729,得P0.05,在0.05的水准上拒绝H0可以认为病人编 234病人编 23456789ALb含量H0:d0,H1:dSd td0 2.653,v101查表得双侧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水平上不能拒绝H0可认为该资H0:12,H1:1 (n1)S2(n1)S Sc 2 n1n2 1516t X1X vn1n2215162t临界值表t005,292.045,知P0.05在0.05水准上尚不能拒绝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水平上拒绝H0可认为该资料方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水准上拒绝H0所以根据这份解H0:12,H1:1

n2160,X20.98,S2u 在这里u0.821.96,P0.05,按0.05H0,可以认为甲乙两地3~12岁儿童血浆视黄醇平均水平没有差别

第五章 SSSSC.SS总＝SS组间＋SS组E.

MSMSD.MSMS组间＋MS完全等价且F B.方差分析结果更准1C.t检验结果更准 D.完全等价且t E.1

F005(,)，则统计推论是（A SS处理不会小于SS区 B.MS处理不会小于MS区C.F处理值不会小于 D.F区组值不会小于E.F B.表示某处理因素的效应作用大表示n个数据的离散程 E.表示随机因素的效应大 B.u检 C.配对t检D.2检 E.秩和检 B.u检 C.成组t检D.2检 E.秩和检0对k个组进行多个样本的方差齐性检验（Bartlett法，得2 00.05检验，可认为 2,2,,2全不相 B.2,2,,2不全相 C.S1,S2,,Sk不全相 E.12,k

X1X2Xk变量变换中的对数变换（xlgX或xlg(X1)，适用于 变量变换中的平方根变换（x 或x X0.5，适用于 组SS总SS组间SS组内SS总SSSSSS答：SNK-qX5555X2.9680（XS2S总*

nii

XX SSSSSS组间=12.4629-8.4338=4.0292，=20-MS组间SS组间组间8.43383 SS组 νFP总3按1=3，2=167.51，F11.16P0.01nXS n

i

MS组间SS组 SS组 νFP总2>按1=2，2=59查F界值表，得F 3.93，F1.203.93，故P>0.05。区 对 A B C D123456ABCDnX15253545556566666X(X(SSS

X2

(XN

n

X)2=17.6613,

SS区组njXj

X)2=1.1697, （6νFP总45按1=4，2=20P0.01按1=5，2=20查F界值表，得F 3.29，F4.423.29，故P<0.05。解：采用SNK检验进行两两比较。

1234QP1与21与314222与332

第六章2分布的形状（ B.同t分 D.与自由度有 E.与样本含量n有 B.一定等于 C.等于行数×列D.等于样本含量 E.等于格子数03．5个样本率作比较，2 ，则在=0.05的检验水准下，可认为 0A.各总体率不全相 B.各总体率均不 C.各样本率均不D.各样本率不全相 E.至少有两个总体率相 MNOAB B.2检 50法检测结果的差别有无统计学意义，应选用（D B.t检 C.配对t检D.配对四格表资料的2检 E.四格表资料的2检（CA.两样本率比较的u检 B.两样本均数比较的u检C.四格表资料的2检 D.配对四格表资料的2检639（DA.t检 B.2检 C.F检 组68合A.t检 B.2检 C.F检 当四格表的周边合计数不变，若某格的实际频数有变化，则其理论频数（CA.增 B.减 C.不 D.不确对于总合计数n为500的5个样本率的资料作2检验，其自由度为 A. B. C. D. E.011．3个样本率作比较，2 ，则在=0.05的检验水准下，可认为 0A.各总体率均不 B.各总体率不全相 C.各样本率均不D.各样本率不全相 E.至少有两个总体率相 594A.秩和检 B.2检 A.u检 B.t检 C.配对t检D.配对四格表资料的2检 E.四格表资料的2检（C两样本率比较的u检 B.两样本均数比较的u检 非预防组感染率45.45%。分析该资料，应选用（DA.t检 B.2检 C.F检 A.t检 B.2检 C.F检 22差值会大，则2值也会大。式；当p时，改用四格表资料的Fisher确切概率法。

(ATT

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

(ab)(cd)(ac)(bd(adbcn2)2(adbcn2)2 2检验以及Pearson列联系数进行分析。的通常是多个等级资料的比较，此种单向有序R×CRiditR×C表R×C2×23的诊断试验配伍设计。其研究目的通常是分析两种检验方法的一致性，此时宜用一致性检验（或称Kappa检验。R×C表R×CR×C答：（1）H0:H1:单侧本例00.01，1010.010.99，n1000u p u1.589，P>0.05,按0.05H0,尚不能认为该地新生儿染色体H1:1单侧本例00.01p13694000.9225,p2477500pc(369477)400500)0.94u p1 缓解率5H012H1:12双侧n=58T=23259.91442 (1551820)2 2 352333

2(0

3.84，P<0.05,在0.05+—+—2H1:B

双侧

2 1024.083，P<0.05,0.05的检验水准下，差异有统计学意义，可以认为两种方法ⅠⅠⅡⅢⅠ50ⅡⅢ0H0:

nR×CnR

1) 2250( 2740 27130 10840 10880 11580(31)(31)2129.8，P<0.05,0.05的检验水准下，差异有统计学意义，可以认为两种检测指标有关联，进一步计算Pearson列联系数，以分析其关联密切程度。列联系数rp 第七章 A．正秩和与负秩和的绝对值不会相差很大B．正秩和与负秩和的绝对值相等 设配对资料的变量值为X1和X2，则配对资料的秩和检验是（EA．把X1和X2的差数从小到大排序 B．分别按X1和X2从小到大排序C．把X1和X2综合从小到大排序 E．把X1和X2的差数的绝对值从小到大排序下列哪项不是非参数统计的优点（DA．不受 A．秩和检验B．F检验 C．t检验 D．2检验 E．u 5．在进行成组设计两样本秩和检验时，以下检验假设哪种是正确的（D。 以下检验方法中，不属于非参数检验方法的是（EA．Friedman检验 D．Wilcoxon检验 E．t检验 件；（4）两样本比较的秩和检验（Wilcoxon）用于完全随机设计的两个样本的比较，（LDH表7-18份血清用原法和新法测血清乳酸脱氢酶（U/L）的比较 12345678H1:Md计算检验统计量T①求各对的差 ②编 ③求秩和并确定统计量T。T

T 取T5.5n8，T5.5，查附表TP0.05；按照0.05检验水准，拒绝H0，接受H1。认为用方法一和方法二测得乳酸脱氢酶含量差别有统计学意义。7-48（U/L）1--2--3--4--556227--8--T T烟者的HbCO(%)含量是否高于非被动吸烟者的HbCO(%)含量？7-2HbCO(123低8中4高404计算检验统计量TT11909T21237.5n139n240，故检验统计量T1909n139，需要用u检验；又因等级资料的相同秩次过多，故：u C1(t3t)(N3N)1(333)(31331)(27327)(14314)(43

uc

793非被动吸烟者的HbCO(%)含量总体分布不同7-5HbCO(含 人 秩次

被动吸烟者非被动吸烟者合 被动吸烟 非被动吸烟（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处理组数k4，配伍组数b4M005(4,452M41.552P0.05表7-5 受试者编 防护服 防护服 防护服 防护服1142234131342421346T13.59107.54M(13.510)2(910)2(1010)2(7.510)2) 号12442422193134311第八章直线回归中，如果自变量X乘以一个不为0或1的常数，则有 B.回归系数改 C.两者都改D.两者都不改 E.以上情况都有可如果直线相关系数r1，则一定有 SS总SS B.SS残＝SS C.SS总＝SSD.SS总SS E.以上都不正rr2 1234碘含量（单位患病率DD2X与Y的标准差相等时，以下叙述（B）A.bB.bC.bD.rX值所对应Y值的均数可信区间时，（E） B.令X值接近其均 C.减小剩余标准D.减小可信 E.以上都可n15r10.8572n28r20.712。在没有详细资料和各种统计用表的条件下，可作出的结论是（A B.因n2n1，故r2有显著性意C.因r1r2，故r1有显著性意 D.r1、r2都有显著性意代碘量法测定水中溶解氧的含量，应选用（B123456789极谱法（微安值碘量法，则 C．不能肯定b有无统计学意 t检验B．回归分 在直线回归分析中，回归系数b C．回归线对x轴越平坦 D．回归线对x轴越陡 13．直线回归系数假设检验t，其自由度为（A） B.n C.2n D.2(n E.答：用途：①定量描述两变量之间的依存关系：对回归系数bP，代入回归方程对预报量（即因变量Y）进行估计，即可得到个体Y值的容许区间。③利用回归方程进行统计控制：规定Y值的变化，通过控制X的范围来实现统计控制的目标。其中：b

量YSSSS回归SSF检验来判断回归方程是否成立。

(yˆy)2(y

SS回归R20.9说明回归能解释90% 计；个体值YX是能精确测量和严格控制的变量（2）trtb，由于tb计算较复杂，实际中常以r的假设检验代替对b（3）r与b值可相互换算brYiXiiXi和Yi分别为第i个体的自变量和应变量取值。称为y称为回归直线的斜率。i为误差。X所对应的应变量YX上与X值相对应的那个点的纵坐标。 X（岁 Y（KPa078367333799X与Y(X 解 X2 XY(X)(Y)12026.77631224.25 X52.58，Yb

234.960.149，aYbX18.690.14952.5810.856故所求直线回归方程为Yˆ10.8560.149XX与Y(Y Y2 4234.141 43.469， n1 blXYXY 34.920， ll

SSSSSS43.46934.9208.549v剩余n2FMS

40.85Sb 间为(0.1492.2280.020.1492.2280.023)(0.090.200)见表 1时间（分） A1

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

(YYˆ)2

(YY)2[(XX)(YY

(XX ˆ [(XX)(YY(YY) (YY) (YYˆ)2

(XXS2 (n2)(n 1Sb1

S2cX1 S2cX1 X2