2026年卫生统计学考试题及答案

2026年卫生统计学考试题及答案1.单项选择题（每题1分，共30分）1.1某市连续5年报告肺结核发病率分别为45.3/10万、48.7/10万、52.1/10万、49.8/10万、51.4/10万，若用移动平均法预测2026年发病率，窗口宽度取3年，则预测值为A.49.8/10万B.50.1/10万C.51.0/10万D.51.4/10万答案：B解析：最近三年发病率52.1、49.8、51.4，平均=(52.1+49.8+51.4)/3=51.1，四舍五入得50.1/10万。1.2在横断面调查中，对同一人群间隔两周重复测量血压，两次收缩压相关系数r=0.78，则其信度可表述为A.78%B.61%C.22%D.39%答案：B解析：信度系数即r，r²=0.78²≈0.61，表示61%的变异来自真实差异。1.3某研究欲比较三种降糖药对HbA1c的影响，资料呈正态且方差齐，应首选A.单因素方差分析B.Kruskal-Wallis检验C.卡方检验D.配对t检验答案：A解析：三组正态、方差齐、连续变量，用单因素ANOVA。1.4对罕见肿瘤进行病例对照研究，最佳对照来源是A.医院其他科室患者B.社区随机抽样C.患者邻居D.患者同事答案：B解析：社区随机对照可避免入院率偏倚，代表性好。1.5某疫苗效力试验，接种组发病率2‰，对照组10‰，其保护率与效果指数依次为A.80%，5B.20%，0.2C.8%，1.25D.98%，0.1答案：A解析：保护率=(10-2)/10=80%；效果指数=10/2=5。1.6在R语言中，将数值变量age按中位数拆分为二分类，正确语法是A.age2=ifelse(age>median(age),1,0)B.age2=cut(age,2)C.age2=age>median(age)D.age2=as.factor(age>median(age))答案：A解析：ifelse返回0/1数值，便于后续建模。1.7下列哪项不是随机对照试验的“黄金标准”特征A.分配隐藏B.盲法C.意向性分析D.巢式病例对照答案：D解析：巢式病例对照属于观察性设计，非RCT要素。1.8对生存资料进行Cox回归，比例风险假定检验常用A.Schoenfeld残差B.Deviance残差C.Pearson残差D.Anscombe残差答案：A解析：Schoenfeld残差随时间变化图可直观检验PH假定。1.9某筛检试验灵敏度90%，特异度95%，患病率5%，则阳性预测值约为A.90%B.95%C.49%D.18%答案：C解析：PPV=(0.9×0.05)/(0.9×0.05+0.05×0.95)=0.045/(0.045+0.0475)≈49%。1.10在Meta分析中，若I²=75%，提示A.无异质性B.轻度异质性C.中度异质性D.高度异质性答案：D解析：I²>75%为高度异质，需随机效应模型或亚组分析。1.11对有序多分类自变量进行趋势检验，应使用A.Cochran-Armitage检验B.Mantel-Haenszel检验C.Fisher精确概率D.McNemar检验答案：A解析：Cochran-Armitage检验专用于有序分类趋势。1.12某县2025年人口120万，出生1.2万，死亡0.8万，则其人口自然增长率为A.3.3‰B.3.0‰C.3.5‰D.4.0‰答案：A解析：(1.2-0.8)/120×1000=0.4/120×1000≈3.3‰。1.13对两独立样本均数比较，样本量n1=n2=25，方差不齐，应选A.合并方差t检验B.Welcht检验C.配对t检验D.符号秩检验答案：B解析：Welch校正自由度，适用于方差不齐。1.14在Poisson回归中，过度离散常用哪项指标判断A.AICB.偏差度/自由度C.伪R²D.-2LogL答案：B解析：偏差度/df≈1为良好，>1提示过度离散。1.15某研究RR=1.5，95%CI0.9-2.4，可认为A.有统计学意义B.无统计学意义C.保护作用D.需增加样本量再观察答案：B解析：CI包含1，P>0.05。1.16对2022-2025年流感监测周度数据建立SARIMA(0,1,1)(0,1,1)₄模型，其季节差分阶数为A.0B.1C.4D.12答案：B解析：括号内第二项为季节差分阶数，(0,1,1)₄中1表示季节差分一次。1.17在多重插补中，插补次数m一般建议A.1B.3-5C.20-50D.100答案：B解析：Rubin规则指出m=3-5即可稳定估计。1.18下列哪项不是造成生态学谬误的原因A.聚合水平不同B.暴露与结局时间错位C.未控制混杂D.个体暴露变异大答案：B解析：时间错位属于“时间偏倚”，非生态谬误核心。1.19对同一批患者术前术后疼痛VAS评分差值进行检验，若差值不服从正态，应选A.独立样本t检验B.配对t检验C.Wilcoxon符号秩D.Mann-WhitneyU答案：C解析：非正态配对资料用Wilcoxon符号秩。1.20在Bayes判别分析中，先验概率若采用等概率，则结果等价于A.线性判别分析B.二次判别分析C.距离判别D.主成分分析答案：C解析：当先验相等，Bayes判别退化为距离判别。1.21某队列研究样本量估算，α=0.05双侧，β=0.20，预期暴露组发病率p1=0.08，对照组p0=0.05，则每组所需人数约为A.900B.1100C.1300D.1500答案：B解析：使用公式n=[Zα√(2p̄q̄)+Zβ√(p1q1+p0q0)]²/(p1-p0)²，代入得≈1100。1.22对二分类资料进行精确Logistic回归，当样本量小且存在完全分离时，最佳策略是A.删除变量B.Firth惩罚似然C.增加样本D.合并类别答案：B解析：Firth惩罚可解决分离问题，减少偏倚。1.23在决策树中，CART算法使用哪项指标进行划分A.信息增益B.Gini系数C.卡方值D.偏差度答案：B解析：CART用Gini不纯度。1.24某研究用GEE处理重复测量二分类资料，工作相关矩阵选exchangeable，若真实相关结构为AR(1)，则A.回归系数估计偏倚B.标准误估计偏倚C.系数与标准误均偏倚D.无影响答案：B解析：GEE系数估计一致，但标准误需稳健估计。1.25对卫生服务调查复杂抽样数据，计算率时应使用A.简单权重B.事后分层权重C.设计权重+事后分层校准D.无需权重答案：C解析：复杂抽样需设计权重，再校准人口结构。1.26在R中，将survey设计对象svy用于计算加权均数，正确函数是A.meanB.weighted.meanC.svymeanD.svytable答案：C解析：survey包提供svymean。1.27某研究用ROC分析，AUC=0.92，Youden指数最大切点对应灵敏度85%，特异度90%，则正确说法是A.阳性似然比8.5B.阴性似然比0.17C.阳性似然比9.0D.阴性似然比0.15答案：B解析：+LR=0.85/(1-0.90)=8.5；-LR=(1-0.85)/0.90=0.17。1.28对卫生经济评价，若ICER=35000元/QALY，人均GDP=80000元，则A.明显具有成本效果B.可能具有成本效果C.不具有成本效果D.需再贴现答案：B解析：ICER<3倍人均GDP，属于可接受区间。1.29在系统评价中，GRADE证据质量“中等”对应A.随机对照研究无重要偏倚B.观察性研究但效应很大C.随机研究但存在严重不一致D.随机研究但精确性不足答案：D解析：GRADE：精确性不足降一级至中等。1.30对2025年全国传染病监测数据，发现某病报告发病率较2024年升高50%，首要应A.立即发布预警B.核实诊断与报告质量C.启动应急接种D.关闭学校答案：B解析：先排除报告因素，再判断真上升。2.多项选择题（每题2分，共20分）2.1下列哪些指标属于生命质量调整指标A.QALYB.DALYC.HALED.PYLLE.YLD答案：ABCE解析：PYLL为潜在寿命损失年，未调整质量。2.2造成病例对照研究中回忆偏倚的控制方法有A.采用医院对照B.缩短回忆时间C.采用客观记录D.盲法访谈E.统一培训调查员答案：BCDE解析：医院对照可能引入选择偏倚，非回忆偏倚。2.3关于多重共线性，正确的是A.VIF>10需处理B.条件指数>30提示严重C.可导致系数符号反转D.可通过主成分回归解决E.只影响Logistic回归答案：ABCD解析：共线性影响所有线性模型。2.4下列属于非参数检验的有A.Kruskal-WallisB.FriedmanC.Wilcoxon秩和D.Log-rankE.Welcht答案：ABCD解析：Welcht仍属参数。2.5在卫生经济学成本效果分析中，成本应包括A.直接医疗B.直接非医疗C.间接生产力损失D.无形痛苦E.转移支付答案：ABC解析：无形痛苦属效用，转移支付不增加资源消耗。2.6对复杂抽样数据，正确说法A.需指定PSUB.需指定层变量C.需指定权重D.可用Rsurvey包E.可用SUDAAN答案：ABCDE解析：均正确。2.7下列哪些情况适合用负二项回归A.计数资料过度离散B.零过多C.暴露时间不同D.结局为二分类E.结局为连续正态答案：AC解析：零过多用零膨胀模型，负二项处理过度离散。2.8关于系统评价注册，正确A.PROSPERO专用于干预B.Cochrane需先注册题目C.注册可减小发表偏倚D.注册后方案不可更改E.注册免费答案：BCE解析：方案可更新，需记录更改。2.9在R中，处理缺失可用A.miceB.missForestC.AmeliaD.HmiscE.tidyverse答案：ABCD解析：tidyverse为数据整理，不插补。2.10下列哪些属于疾病监测评价指标A.敏感性B.阳性预测值C.及时性D.代表性E.简单性答案：ABCD解析：简单性为系统特征，非评价指标。3.判断题（每题1分，共10分）3.1在生存分析中，若截尾比例>50%，则中位生存期无法估计。答案：错解析：只要观察到足够结局事件，仍可用Kaplan-Meier估计。3.2对二分类资料，当期望频数<5时，卡方检验一定不可用。答案：错解析：可用Fisher精确或蒙特卡洛。3.3在Meta分析中，固定效应与随机效应估计方向相反时，提示存在小样本效应。答案：对解析：可能发表偏倚或异质性。3.4卫生服务需要等于需求。答案：错解析：需要为流行病学概念，需求含支付意愿。3.5对正态分布资料，均数±1.96SD包含95%个体值。答案：错解析：为95%参考范围，非个体区间。3.6在Logistic回归中，OR>1一定表示危险因素。答案：错解析：需结合P值与CI。3.7采用Bonferroni校正可降低Ⅰ型错误，但增加Ⅱ型错误。答案：对解析：校正后α减小，β增大。3.8对时间序列数据，若ADF检验p<0.05，则序列平稳。答案：对解析：拒绝单位根假设。3.9在R中，ggplot2与base可互相叠加图层。答案：错解析：体系不同，不可直接叠加。3.10卫生统计学中，总体参数是固定未知常数，样本统计量为随机变量。答案：对解析：定义正确。4.简答题（每题10分，共40分）4.1给出队列研究中归因危险度百分比（AR%）的计算公式，并解释其公共卫生学意义。答案：AR%=(Ie-I0)/Ie×100%，其中Ie为暴露组发病率，I0为非暴露组发病率。解析：AR%表示暴露组中多大比例疾病可归因于暴露，若消除暴露，可相应减少的发病比例，直接体现干预收益，便于公共卫生决策优先排序。4.2简述多重插补与单一插补的主要区别，并指出多重插补的合并估计公式。答案：单一插补仅插一次，忽略插补不确定性，导致标准误低估；多重插补通过m次（通常3-5次）插补形成m个完整数据集，分别分析后合并。合并公式：点估计Q̄=1/m∑Q̂i；总方差T=W+(1+1/m)B，其中W为组内方差均值，B为组间方差。4.3说明在生存分析中，加速失效时间模型（AFT）与Cox比例风险模型的基本区别，并给出AFT模型对数正态形式。答案：Cox模型估计风险比，不假设基准风险分布；AFT模型直接对生存时间建模，假设协变量加速或减速时间进程。对数正态AFT：lnT=β0+β1x1+…+βkxk+σW，W为标准正态误差，exp(β)表示时间比。4.4给出计算伤残调整寿命年（DALY）的公式，并指出2021年全球疾病负担研究对贴现率和年龄权重的新规定。答案：DALY=YLL+YLD；YLL=∑(L×w)，L为年龄死亡损失年，w为年龄权重；YLD=∑(I×DW×L)，I为发病人数，DW为伤残权重。2021版GBD取消贴现率3%和年龄权重，采用0贴现、无年龄权重，以体现健康平等。5.计算与分析题（共50分）5.1某医院2025年开展新术式治疗肝癌，术后随访资料如下（单位：月）：生存时间：356+810+1215+1822+24其中“+”为截尾。（1）用Kaplan-Meier法计算12月生存率及其Greenwood标准误。（2）若采用指数分布拟合，求平均生存时间及95%CI。（3）比较两种方法估计的12月生存率差异是否显著。答案：（1）按KM法：t=0,n=10;t=3,d=1,n=10,S=0.9;t=5,d=1,n=9,S=0.8;t=6,censored,n=8;t=8,d=1,n=7,S=0.686;t=10,censored,n=6;t=12,d=1,n=5,S=0.549;Greenwood方差=0.549²×[1/(10×9)+1/(9×8)+1/(7×6)+1/(5×4)]=0.030，标准误=0.173。（2）指数分布：总随访时间=3+5+6+8+10+12+15+18+22+24=123月，死亡4例，λ=4/123=0.0325/月，平均生存时间=1/λ=30.8月，95%CI：30.8±1.96×30.8/√4=[0.6,61.0]。（3）指数模型S(12)=exp(-0.0325×12)=0.677，KM估计0.549，差异=0.128，Z=0.128/√(0.173²+0.067²)=0.70，P>0.05，不显著。5.2为评价新降压药对收缩压（SBP）的疗效，将60名高血压患者随机均分两组，基线与4周后SBP如下（mmHg）：安慰剂组：基线148±12，4周后142±10，差值6±5药物组：基线149±11，4周后130±9，差值19±6（1）给出差值均数±SD，计算两组差值之差的95%CI。（2）若将差值视为非正态，用非参数法给出中位数差值的95%CI。（3）计算需治疗人数（NNT）及其95%CI，定义有效为SBP下降≥10mmHg。答案：（1）差值之差=19-6=13mmHg，合并SE=√[(5²+6²)/30]=1.42，95%CI=13±1.96×1.42=[10.2,15.8]。（2）Wilcoxon秩和：中位数差值13，bootstrap2000次得95%CI=[10,16]。（3）药物组有效比例=28/30=0.93，安慰剂组=10/30=0.33，RD=0.60，NNT=1/0.60=1.67，95%CI=[1.3,2.3]。5.3某县2025年1-12月报告手足口病周发病例数如下（周次1-52）：用R建立SARIMA模型，给出建模关键代码及结果解释。答案：```rlibrary(forecast)ts<-ts(hfmd,start=c(2025,1),frequency=52)fit<-auto.arima(ts,D=1,d=1,max.p=2,max.q=2,max.P=2,max.Q=2,stepwise=FALSE,approximation=FALSE)fit输出：ARIMA(1,1,1)(0