2026年公共卫生执业医师考试统计学知识试题及答案

2026年公共卫生执业医师考试统计学知识试题及答案1.单选题（每题1分，共30分）1.某市2025年对15000名65岁及以上老年人进行高血压筛查，检出患者2250人。若用该数据估计全市同年龄组高血压患病率，其95%置信区间计算所需的关键前提是A.患病率接近50%B.总体方差已知C.抽样可视为简单随机且n·p与n·(1−p)均≥5D.该市人口总数≥100万答案：C解析：当n·p与n·(1−p)均≥5时，二项分布可用正态近似，是构建Wald置信区间的前提。总体方差未知，无需接近50%，也无需知道全市人口规模。2.在配对设计中对两种快速检测试剂的一致性进行评价，首选的统计量是A.PearsonrB.Cohen’sκC.Kendall’sτD.ICC答案：B解析：κ系数校正了机遇一致，专门用于评价两次分类结果的一致性。3.某研究欲比较三种干预对糖尿病患者空腹血糖下降值的差异，但数据呈明显右偏且方差不齐，应选择的检验方法是A.单因素方差分析B.Kruskal-WallisH检验C.配对t检验D.重复测量方差分析答案：B解析：数据非正态、方差不齐时，非参数Kruskal-Wallis检验更稳健。4.对10个县2024年乙肝发病率（1/10万）与该县人均GDP（万元）进行Spearman相关分析，得rs=0.81（P<0.01）。以下解释正确的是A.人均GDP每增加1万元，乙肝发病率平均上升0.81/10万B.两变量存在正向直线相关且因果关系成立C.人均GDP高的县，其发病率等级倾向于更高D.可认为GDP升高导致乙肝传播增加答案：C解析：Spearman衡量等级相关，rs=0.81提示高收入县发病率排位靠前，但相关≠因果。5.某队列研究RR=1.60，95%CI0.98–2.63，则A.暴露组发病率显著高于对照组B.结果在α=0.05水平无统计学意义C.暴露组发病率低于对照组D.需计算P值方可判断答案：B解析：置信区间包含1，差异无统计学意义。6.在样本量估算中，若将检验效能1−β由0.80提高到0.90，其他条件不变，所需样本量会A.减少约10%B.增加约15%C.增加约30%D.不变答案：C解析：效能提高需更大样本，常用公式显示n与(Z1−β)²成正比，0.90对应Z≈1.28，比0.80的0.84高约50%，故n增加约30%。7.对一份生存数据采用Kaplan-Meier法估计，发现某时间点风险人数骤减，最可能原因是A.该时刻大量个体死亡B.该时刻大量失访C.该时刻研究结束D.计算错误答案：B解析：失访或退出会使风险集骤减，曲线出现“台阶”但下降幅度未必大。8.欲评价某新疫苗对流感样病例的保护效果，采用整群随机对照试验，分析时应首选A.简单卡方检验B.随机效应模型调整聚类C.配对t检验D.一般线性模型答案：B解析：整群设计存在组内相关，需用混合效应或GEE调整聚类。9.多重线性回归中，若某自变量方差膨胀因子VIF=8.5，则认为A.无多重共线性B.存在轻度共线性C.存在严重共线性D.模型拟合优度差答案：C解析：VIF>5–10提示共线性明显，系数估计不稳定。10.对一份病例-对照研究资料进行条件Logistic回归，其匹配变量A.应作为自变量纳入模型B.不纳入模型，因匹配已控制C.仅当与暴露有关时才纳入D.需与暴露做交互答案：B解析：条件Logistic以匹配组分层，匹配变量不进入模型。11.某研究用Poisson回归分析人群癌症发病数，发现残差偏离明显，应首先考虑A.改用负二项回归B.增加样本量C.删除异常点D.变量标准化答案：A解析：Poisson要求均值=方差，过离散时负二项更稳健。12.在Meta分析中，I²=62%，表示A.合并效应量可信度低B.约62%变异由随机误差引起C.约62%变异由研究间异质性引起D.需立即采用随机效应模型答案：C解析：I²描述异质性占比，>50%提示明显异质。13.对有序分类结局（治愈/好转/无效）比较两组疗效，首选A.卡方检验B.Wilcoxon秩和检验C.趋势卡方检验D.二分类Logistic回归答案：C解析：趋势卡方检验可判断率随分组剂量或等级变化的趋势。14.某实验室每日测定质控血清葡萄糖，连续30天，绘制Levey-Jennings图，发现连续7天结果均高于均值但落在±2s内，应判断为A.在控B.警告，需复查C.失控D.随机误差答案：B解析：7点同侧虽未超2s，但提示系统偏移，按Westgard规则属警告。15.对两独立样本均数比较，若n1=n2=8，数据正态、方差齐，应选用A.配对t检验B.近似t检验C.独立样本t检验D.Mann-WhitneyU检验答案：C解析：满足正态与方差齐，独立样本t检验效率最高。16.某研究采用随机交叉设计比较两种降压药，分析时除处理效应外还需考虑A.顺序效应与遗留效应B.年龄与性别C.中心效应D.区组效应答案：A解析：交叉设计需检验顺序与遗留效应，否则混淆结果。17.在R语言中，summary(glm(Y~X,family=quasipoisson()))输出的“dispersionparameter”估计值远大于1，说明A.模型欠拟合B.存在过离散C.X与Y无关D.需增加变量答案：B解析：准Poisson通过离散参数调整标准误，>1即过离散。18.对某指标建立参考值范围，若数据呈正态分布，则95%双侧范围应为A.均值±1.96标准差B.均值±2.58标准差C.P2.5–P97.5D.中位数±1.5IQR答案：A解析：正态资料95%范围用±1.96s。19.某研究用Cox回归，发现某时依协变量满足比例风险假定的Schoenfeld残差P=0.03，应A.认为变量不显著B.将变量做时依系数或分层C.删除变量D.增加样本量答案：B解析：P<0.05提示非比例风险，需扩展模型。20.对诊断试验进行ROC分析，AUC=0.92，表示A.灵敏度92%B.特异度92%C.随机抽取患者得分高于非患者的概率92%D.阳性似然比92答案：C解析：AUC即c统计量，含义为随机配对下患者得分高于非患者的概率。21.某调查采用分层三阶段PPS抽样，最终获得有效问卷4800份，计算抽样权重时应考虑A.仅分层比B.各阶段入选概率倒数乘积C.仅应答率D.事后分层调整即可答案：B解析：多阶段PPS权重为各阶段入选概率倒数之积，再作非应答与事后分层校准。22.在Bayes判别分析中，若两类先验概率相等，则判别边界对应A.两密度函数交点B.后验概率0.5C.似然比1D.错分率最小答案：C解析：先验相等时，边界即似然比=1。23.某研究对同一样本分别用ELISA与金标准检测，结果如下：ELISA+金标准+180，ELISA+金标准−20，ELISA−金标准+10，ELISA−金标准−290。则ELISA的Youden指数J为A.0.85B.0.90C.0.80D.0.78答案：A解析：Se=180/(180+10)=0.947，Sp=290/(20+290)=0.935，J=Se+Sp−1=0.85。24.对重复测量资料，若忽略组内相关而直接用普通ANOVA，会导致A.Ⅰ型错误概率降低B.Ⅰ型错误概率升高C.检验效能一定提高D.自由度增加答案：B解析：低估标准误，P值偏小，Ⅰ型错误膨胀。25.某研究用Bootstrap5000次重抽样估计均值的95%CI，得到区间2.8–4.6。该区间A.假设数据正态B.对原始样本分布无要求C.一定对称D.需样本量≥1000答案：B解析：Bootstrap非参数，不依赖分布假设。26.对两率差作非劣效检验，设定非劣效界值δ=−0.05，若95%CI为−0.03–0.08，则A.非劣效成立B.非劣效不成立C.优效成立D.需单侧检验答案：A解析：CI下限−0.03>−0.05，提示试验组不比对照组差过界值。27.某研究建立Logistic预测模型，用十折交叉验证得c-index=0.84，说明A.模型过拟合B.预测区分度良好C.校准度完美D.需外部验证答案：B解析：c-index≈AUC，0.84示区分能力较好，但仍需外部验证评估外推。28.对生存数据采用加性风险模型，若回归系数β=0.02，则A.风险比恒为1.02B.风险差恒为0.02C.风险随时间变化D.与Cox结果一定一致答案：B解析：加性模型假定风险差恒定，与Cox的乘性不同。29.某研究比较两疗法住院天数，数据严重右偏且含25%截尾值，应首选A.独立样本t检验B.生存分析比较中位时间C.对数转换后t检验D.卡方检验答案：B解析：住院天数可视为“时间”事件，含截尾用生存分析合理。30.对罕见病病例-对照研究，计算暴露与疾病关联的最佳指标是A.RRB.ORC.ARD.PAR答案：B解析：罕见病条件下OR≈RR，且病例-对照无法直接算RR。2.多选题（每题2分，共20分）31.下列哪些方法可用于控制混杂A.随机化B.匹配C.分层分析D.多变量回归E.增加样本量答案：ABCD解析：增加样本量不能消除混杂，仅提高精度。32.关于检验效能，正确的是A.与效应量成正比B.与α成反比C.与样本量成正比D.与标准差成反比E.与Ⅱ型错误概率互补答案：ACDE解析：α增大则效能提高，故B错。33.下列哪些属于非概率抽样A.方便抽样B.雪球抽样C.配额抽样D.系统抽样E.目的抽样答案：ABCE解析：系统抽样可属概率抽样，若随机起点且间隔固定。34.在Cox模型中，若出现tiedevent，可采取A.Breslow近似B.Efron近似C.ExactpartialD.连续时间假设E.删除tied答案：ABC解析：tied事件常用三种近似处理，删除会损失信息。35.关于多重比较校正，正确的是A.Bonferroni法降低Ⅰ型错误B.FDR法比Bonferroni更保守C.事后检验必须校正D.探索性分析可不做校正E.预先计划少量比较可不校正答案：ACE解析：FDR较不保守，探索性分析仍建议校正。36.下列哪些指标不受患病率影响A.灵敏度B.特异度C.Youden指数D.阳性预测值E.阴性预测值答案：ABC解析：PPV、NPV受患病率影响。37.在Bayesian框架下，先验分布的选择可依据A.既往Meta分析B.专家意见C.无信息先验D.同期文献数据E.本研究数据答案：ABCD解析：本研究数据用于似然，不用于先验。38.下列哪些图可用于展示生存数据A.Kaplan-Meier曲线B.Nelson-Aalen曲线C.Forest图D.Schoenfeld残差图E.ROC曲线答案：ABD解析：Forest图用于Meta，ROC用于诊断。39.关于缺失数据，正确的是A.MCAR指缺失与观测值无关B.MAR可用多重插补C.MNAR需敏感分析D.删除缺失样本一定导致偏倚E.插补后需合并分析答案：ABCE解析：若MCAR且样本大，删除可接受，未必偏倚。40.在构建预测模型时，可用于变量筛选的方法有A.LASSOB.逐步回归C.弹性网络D.岭回归E.主成分分析答案：ABCD解析：主成分分析降维不筛选原始变量。3.判断题（每题1分，共10分）41.对数转换可使右偏资料更接近正态分布。答案：√42.当样本量足够大时，非参数检验效能一定高于参数检验。答案：×解析：参数检验若假设成立，效能更高。43.在病例-对照研究中可计算发病率。答案：×44.随机效应Meta分析中，τ²=0表示无异质性。答案：√45.多重线性回归的残差呈正态是参数估计无偏的前提。解析：参数估计无偏只需误差零均值、同方差、独立，正态仅关乎CI与检验。答案：×46.对二分类资料，Pearson卡方与似然比卡方结果总是相同。答案：×47.灵敏度与召回率等价。答案：√48.在交叉设计中，遗留效应可通过洗脱期减少。答案：√49.当Cox模型比例风险不满足时，可引入时间×协变量交互项。答案：√50.样本量越大，置信区间一定越窄。答案：×解析：还受标准差与置信水平影响。4.简答题（每题10分，共40分）51.某市拟开展成人糖尿病患病率调查，已知既往患病率约12%，要求绝对误差不超过2%，置信水平95%，采用简单随机抽样，需多少人？若采用设计效应deff=1.5的整群抽样，又需多少人？写出计算过程。答案：（1）简单随机：n=Z²₁−α/₂·p(1−p)/d²Z=1.96，p=0.12，d=0.02n=1.96²×0.12×0.88/0.02²=3.8416×0.1056/0.0004≈1014（2）整群：n_cluster=n×deff=1014×1.5≈1521解析：整群设计降低有效样本量，需扩大样本。52.一项病例-对照研究得到下表：||暴露+|暴露−|合计||----------|-------|-------|------||病例|120|80|200||对照|60|140|200|（1）计算OR及95%CI；（2）若暴露人群中20%携带某基因，对照携带率10%，基因与暴露独立，计算基因调整后OR（提示：用Mantel-Haenszel方法按基因分层）。答案：（1）OR=(120×140)/(80×60)=16800/4800=3.5lnOR=1.2528，selnOR=√(1/120+1/80+1/60+1/140)=0.20495%CI=exp(1.2528±1.96×0.204)=exp(1.2528±0.400)=(2.4,5.1)（2）分层：基因+：病例暴露+=120×0.2=24，暴露−=80×0.2=16对照暴露+=60×0.2=12，暴露−=140×0.2=28基因−：病例暴露+=96，暴露−=64对照暴露+=48，暴露−=112MHOR=Σ(ai·di/ni)/Σ(bi·ci/ni)基因+：(24×28)/80=8.4，(16×12)/80=2.4基因−：(96×112)/320=33.6，(64×48)/320=9.6MHOR=(8.4+33.6)/(2.4+9.6)=42/12=3.5解析：暴露与基因独立，调整后OR不变。53.对某新药进行Ⅲ期临床试验，主要终点为连续变量，既往标准药下降值均值=10mmol/L，标准差=6，新药预期非劣效界值δ=−2mmol/L，α=0.025（单侧），效能90%，两组1:1，需多少受试者？若采用t检验，写出公式及结果。答案：n=2[(Z₁−α+Z₁−β)σ/(μ₁−μ₀−δ)]²μ₀=10，μ₁=10（非劣假设），δ=−2，σ=6Z₁−α=1.96，Z₁−β=1.28n=2[(1.96+1.28)×6/(0−(−2))]²=2[19.44/2]²=2×94.6≈190每组总380例解析：非劣检验假设新药不劣于标准，μ₁−μ₀=0。54.某疾控中心对疫苗保护效果进行评价，随机接种1000人，对照1000人，随访一年，接种组发病5例，对照组发病25例。（1）计算疫苗效力VE；（2）若用精确法计算95%CI，给出公式与R代码片段；（3）若随访时间不均，如何调整？答案：（1）VE=1−(5/1000)/(25/1000)=1−0.2=0.80，即80%（2）精确CI基于二项分布：R代码：```ra<5;b<25;n1<1000;n0<1000RR<(a/n1)/(b/n0)logRR<log(RR)selogRR<sqrt(1/a1/n1+1/b1/n0)ci<exp(logRR+qnorm(c(0.025,0.975))*selogRR)VEci<1rev(ci)#得VE95%CI```得VE95%CI：56%–92%（3）若随访时间不均，应以人时发病率计算RR，用Poisson或精确率比法，VE=1−IRR。5.综合应用题（每题20分，共40分）55.某市2025年1–6月监测到手足口病病例3600例，随机抽取其中1200例进行病原分型，发现EV71占30%，其他肠道病毒70%。同期对全市幼儿园儿童（估计人口12万）进行哨点监测，随机抽样3000名，检出EV71阳性180例，其他阳性420例。（1）估算全市幼儿园儿童EV71感染率并给出95%CI；（2）若欲估计EV71感染所致重症风险，需补充哪些信息？（3）提出一种Bayesian模型，利用病例监测与哨点数据估计全市6月累计EV71感染人数，并给出WinBUGS核心代码片段。答案：（1）哨点样本p̂=180/3000=0.06，n=3000selogit=√(1/180+1/2820)=0.077logitCI=log(0.06/0.94)±1.96×0.077=−2.751±0.151→(0.051,0.071)即感染率5.1%–7.1%，估计全市12万×0.06=7200例，95%CI6120–8520例。（2）需补充：重症病例中EV71比例人群感染后重症概率年龄别感染率与重症率就诊与报告率（3）Bayesian模型：设哨点阳性y~Bin(n,π)，病例报告数X~Pois(λ)，λ=N·π·r，其中N为总感染人数，r为报告比例先验。WinBUGS片段：```bugsmodel{y~dbin(pi,n)X~dpois(lambda)lambda<Npirpi~dbeta(1,1)r~dunif(0.01,0.5)