醫(yī)學統(tǒng)計學案例分析.doc

1、醫(yī)學統(tǒng)計學案例分析p 案例分析p 四格表確切概率法 【例1-5】為比擬中西藥治療急性心肌堵塞的療效，某醫(yī)師將27例急性心肌堵塞患者隨機分成兩組，分別給予中藥和西藥治療，結果見表1-4。經(jīng) 檢驗，得連續(xù)性校正2 =3.134，P0.05，差異無統(tǒng)計學意義，故認為中西藥治療急性心肌堵塞的療效根本一樣。表1-4 兩種藥物治療急性心肌堵塞的療效比擬 藥 物 有 效 無 效 合 計 有效率中 藥 129.3324.6714 85.7 西 藥 68.6774.3313 46.2 合 計 18 9 27 66.7   【問題1-5】 1這是什么資料？ 2該資料屬于何種設計方案？ 3該醫(yī)師統(tǒng)計方法是

2、否正確？為什么？ 【分析p 】 (1) 該資料是按中西藥的治療結果有效、無效分類的計數(shù)資料。(2) 27例患者隨機分配到中藥組和西藥組，屬于完全隨機設計方案。(3) 患者總例數(shù)n=2740，該醫(yī)師用2檢驗是不正確的。當n40或T1時，不宜計算2值，需采用四格表確切概率法e_act probabilities in 2×2 table直接計算概率 案例分析p 卡方檢驗一【例1-1】  某醫(yī)師為比擬中藥和西藥治療胃炎的療效，隨機抽取140例胃炎患者分成中藥組和西藥組，結果中藥組治療80例，有效64例，西藥組治療60例，有效35例。該醫(yī)師采用成組t檢驗有效=1，無效=0進展假設檢

3、驗，結果t2.848，P0.005，差異有統(tǒng)計學意義檢驗有效=1，無效=0進展進展假設檢驗，結果t2.848，P0.005，差異有統(tǒng)計學意義，故認為中西藥治療胃炎的療效有差異，中藥療效高于西藥。【問題1-1】   1這是什么資料？2該資料屬于何種設計方案？  3該醫(yī)師統(tǒng)計方法是否正確？為什么？4該資料應該用何種統(tǒng)計方法？ 【分析p 】 (1) 該資料是按中西藥療效有效、無效分類的二分類資料，即計數(shù)資料。 (2) 隨機抽取140例胃炎患者分成西藥組和中藥組，屬于完全隨機設計方案。(3) 該醫(yī)師統(tǒng)計方法不正確。因為成組t檢驗用于推斷兩個總體均數(shù)有無

4、差異，適用于正態(tài)或近似正態(tài)分布的計量資料，不能用于計數(shù)資料的比擬。 (4) 該資料的目的是通過比擬兩樣本率來推斷它們分別代表的兩個總體率有無差異，應用四格表資料的 _2檢驗chi-square test?！纠?-2】 20_3年某醫(yī)院用中藥和西藥治療非典病人40人，結果見表1-1。表1-1  中藥和西藥治療非典病人有效率的比擬 藥 物 有 效 無 效 合 計 有效率中 藥 西 藥 1411.22 4.81416.810 7.228 12 50.0 16.7 合 計 16 24 40 40.0 某醫(yī)師認為這是完全隨機設計的2組二分類資料，可用四格表的 檢驗。其步驟如下：1建立

5、檢驗假設，確定檢驗水準 H0：兩藥的有效率相等，即 12 H1：兩藥的有效率不等，即12 2計算檢驗統(tǒng)計量 值 (1) 計算理論頻數(shù) 根據(jù)公式 計算理論頻數(shù)，填入表7-2的括號內(nèi)。(2) 計算2 值     詳細計算略。3確定P值，做出統(tǒng)計推斷 查附表62界值表，得0.025P0.05，按0.05 水準，回絕H0，承受H1，差異有統(tǒng)計學意義，可認為兩藥的有效率不等，中藥療效高于西藥?！締栴}1-2】 1這是什么資料？ 2該資料屬于何種設計方案？ 3該醫(yī)師統(tǒng)計方法是否正確？為什么？ 【分析p 】 (1) 中西藥的療效按有效和無效分類，該醫(yī)師認為此資料是二分類資料即計數(shù)

6、資料是正確的。(2) 40例患者隨機分配到西藥組和中藥組，屬于完全隨機設計方案。(3) 該醫(yī)師用四格表 檢驗是正確的，但計算 值的公式不對。因為有一個理論頻數(shù)T21=4.8小于5大于1，應用連續(xù)性校正公式計算2值。詳細計算略。查附表62界值表，得0.250P0.100，按0.05水準，不回絕H0，差異無統(tǒng)計學意義，尚不能認為兩藥的有效率不一樣，中藥療效與西藥療效根本一樣。結論與前述相反。案例分析p 卡方檢驗二【例1-3】某醫(yī)師用某種中草藥治療不同類型的小兒肺炎，其中病毒性肺炎60例，細菌性肺炎60例，治療結果見表1-2。該醫(yī)師對此資料采用行×列 檢驗，得2 =7.077，P=0.06

7、9，差異無統(tǒng)計學意義，故認為此種中草藥對不同類型小兒肺炎的療效分布無差異。      表1-2 某種中草藥治療不同類型小兒肺炎的療效比擬 小兒肺炎類型 治  愈 顯  效 有  效 無  效 合  計 病毒性肺炎 21 17 11 11  60 細菌性肺炎 11 13 17 19  60 合  計 32 30 28 30 120 【問題1-3】1該研究是什么設計？2統(tǒng)計分析p 的目的是什么？統(tǒng)計方法是否正確？ 【分析p 】(1) 該資料為完全隨機設計方案。(2) 欲

8、比擬兩組的療效是否有差異，其比擬的結局變量分析p 變量是等級資料，為單向有序分類資料。用2 檢驗不妥，因為假如對其中的兩列不同療效的數(shù)值進展調(diào)換， 值不會有變化，但秩和檢驗統(tǒng)計量有變化，所以該資料應該采用利用等級信息較好的秩和檢驗或Ridit分析p 。經(jīng)秩和檢驗，結果為Z= -2.570，P=0.010，差異有統(tǒng)計學意義。該結論與上述結論相反。案例分析p 卡方檢驗三【例1-4】  某醫(yī)院采用甲乙兩種方法測定60例惡性腫瘤患者體內(nèi)ck20基因表達陽性率，甲法測定陽性率為70.0，乙法測定陽性率為38.3，兩種方法一致測定陽性率為26.7。為比擬甲乙兩種方法的測定陽性率是否有差

9、異，該醫(yī)生首先將資料整理為表1-3。然后采用四格表 檢驗進展假設檢驗，得2=12.118，P0.005，差異有統(tǒng)計學意義，故認為甲乙兩種方法的測定結果有差異，甲法測定陽性率較高。表1-3  兩種方法測定結果比擬 測定方法 陽性數(shù) 陰性數(shù) 合  計 陽性率甲  法 42 18  60 70.0 乙  法 23 37  60 38.3 合  計 65 55 120 54.2 【問題1-4】1這是什么資料？2該資料屬于何種設計方案？  3該醫(yī)師統(tǒng)計方法是否正確？為什么？4該資料應采用何種統(tǒng)計方法？【分析p 】(1) 該資

10、料是按兩種方法測定結果陽性、陰性分類的計數(shù)資料。(2) 該設計為同一受試對象承受兩種不同的處理，屬于自身配對設計方案。(3) 該醫(yī)師用完全隨機設計資料的四格表2檢驗分析p 配對設計資料，其統(tǒng)計表和統(tǒng)計方法均不正確。(4) 比擬甲乙兩種方法測定結果的陽性率是否有差異，應采用配對 2檢驗或McNemar檢驗。案例分析p t檢驗 【例1-1】 某醫(yī)生隨機抽取正常人和腦病病人各11例，測定尿中類固醇排出量mg/dl，結果如表1-1。該醫(yī)生根據(jù)此資料算得正常人尿中類固醇排出量的均數(shù)=4.266mg/dl，標準差S1=0.985mg/dl；腦病病人尿中類固醇排出量的均數(shù)=5.732mg/dl，標準差S2=

11、1.626mg/dl，配對t檢驗結果，t = 3.098，P 0.05，t = 0.014，P>0.05，故認為該縣小學生卡介苗抗體效價無性別差異。表1-2 20_5年某縣30名小學生卡介苗抗體滴度測定結果 分組 卡介苗抗體滴度倒數(shù)男生 40 20 160 40 320 80 40 20 40 80 160 40 80 40 40 40 女生 80 20 160 40 40 160 40 20 40 160 160 40 80 40     【問題1-2】1該資料屬于何種設計方案? 2統(tǒng)計處理是否正確？為什么？ 【分析p 】 (1) 該資料是隨機抽取當?shù)?0名小學男生

12、和女生作為樣本，測定每個觀察對象的卡介苗抗體滴度，屬于完全隨機設計。(2) 由于抗體滴度值是等比資料，服從對數(shù)正態(tài)分布, 各組的平均滴度應用幾何均數(shù)G描繪，其假設檢驗不能直接用完全隨機設計兩樣本均數(shù)比擬的t檢驗, 而應將觀察值進展對數(shù)變換后再用t檢驗。方差分析p 【例6-1】  某研究者為研究核黃素缺乏對尿中氨基氮的影響，將60只Wistar大白鼠隨機分為核黃素缺乏、限食量、不限食量三組不同飼料組。每組20只大白鼠。一周后測尿中氨基氮的三天排出量，結果如表6-1。該研究者對上述資料采用了兩樣本均數(shù)t檢驗進展兩兩比擬，得出結論：三組之間均數(shù)差異均有統(tǒng)計學意義P<0.05。檢驗進展

13、兩兩比擬，得出結論：三組之間均數(shù)差異均有統(tǒng)計學意義P<0.05。表6-1  3組大白鼠在進食一周后尿中氨基氮的三天排出量mg核黃素缺乏組 6.02 3.70 2.46 4.71 3.82 7.04 4.73 4.77 3.93 6.56 8.69 3.44 5.96 3.60 2.36 4.65 3.77 6.94 4.62 4.63 限食量組 3.23 3.47 2.59 3.30 2.60 4.99 3.20 4.27 3.14 8.42 7.14 2.49 3.13 3.26 2.50 3.21 2.61 4.90 3.23 4.07 不限食量組 8.21 5.66 5.

14、34 7.36 6.84 5.20 5.11 4.69 9.33 11.55 9.98 4.04 8.06 5.48 5.19 7.30 6.76 5.08 5.05 4.61 【問題6-1】1這是什么資料？2該資料屬于何種設計方案？3該研究者處理方法是否正確？為什么？ 【分析p 】(1) 由于測定的是三組大白鼠尿中氨基氮含量，屬于多組計量資料。(2) 60只大白鼠隨機分為三組，屬于完全隨機設計方案。(3) 該研究者統(tǒng)計處理方法不正確，因為t檢驗適用于完全隨機設計的兩組計量資料的比擬，不適用于多組計量資料的比擬。(4) 要比擬檢驗多組完全隨機設計計量資料的多個樣本均數(shù)有無差異，需用完全隨機設計

15、計量資料的方差分析p 。2.【例6-2】 某醫(yī)師研究A、B、C三種藥物治療肝炎的效果，將30只大白鼠感染肝炎后，按性別一樣、體重接近的條件配成10個區(qū)組，然后將各配伍組中3只大白鼠隨機分配到各組：分別給予A、B和C藥物治療。一定時間后，測定大白鼠血清谷丙轉(zhuǎn)氨酶濃度IU/L，如表6-7。該醫(yī)師用完全隨機設計資料的方差分析p 方法對資料進展了假設檢驗，F(xiàn)12.63，P0.001，故認為三種藥物的療效不全一樣。表6-2 A、B、C三種藥物治療后大白鼠血清谷丙轉(zhuǎn)氨酶濃度IU/L區(qū)組號 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 處理A 652.40 741.30 675.60 582.80 491.80

16、 412.20 494.60 379.50 679.48 588.78 處理B 624.30 772.30 632.50 473.60 462.80 431.80 484.90 380.70 634.93 474.56 處理C 445.10 432.50 362.70 348.70 345.90 312.80 296.30 228.40 372.26 352.77 【問題6-2】 (1) 該資料是什么資料？ (2) 該研究是什么設計？ (3) 統(tǒng)計分析p 方法是否恰當？ 【分析p 】 (1) 由于測定的是血清谷丙轉(zhuǎn)氨酶濃度IU/L，屬于多組計量資料。(2) 30只大白鼠，按性別一樣、體重接近劃

17、分為10個區(qū)組。每個區(qū)組3只大白鼠隨機采用A、B、C三種藥物治療，故屬于隨機區(qū)組設計方案。(3) 該醫(yī)師應用完全隨機設計計量資料的方差分析p 進展檢驗是不正確的，應該選用隨機區(qū)組設計的方差分析p 方法進展檢驗。案例分析p 秩和檢驗 例1-1】 某醫(yī)師用改進的Seldingers插管技術對8例經(jīng)臨床和病理證實的惡性滋養(yǎng)細胞腫瘤進展選擇性盆腔動脈插管灌注化療。測定治療前后血中的HCG含量如表1-1。該醫(yī)師考慮到數(shù)據(jù)相差較大，采用對數(shù)變換后進展兩樣本均數(shù)比擬的t檢驗，得t =2.460，P0.05，差異有統(tǒng)計學意義，故認為治療前后血中HCG的含量有差異。表1-1 灌注化療前后HCG含量測定結果pmo

18、l/L病例號 (1) 灌注前_1(2) 灌注后_2(3) lg_1 (4) lg_2 (5) 1 1280000 210000 6.1072 5.3222 2 75500 3300 4.8779 3.5185 3 12450 2210 4.0952 3.3444 4 1500000 9.3 6.1761 0.9685 5 10000 2500 4.0000 3.3979 6 9700 1203 3.9868 3.0803 7 15588 4825 4.1928 3.6835 8 4223 914 3.6256 2.9609 【問題1-1】 1這是什么資料? 2該實驗屬于何種設計方案？ 3該醫(yī)師

19、統(tǒng)計方法是否正確？為什么？ 【分析p 】 (1) 該資料為計量資料。(2) 該實驗屬自身配對設計方案。(3) 該醫(yī)師統(tǒng)計方法不正確。首先，配對資料一般采用對每對數(shù)據(jù)求差值后進展比擬，而該醫(yī)師采用完全隨機設計資料的檢驗方法，統(tǒng)計方法與設計類型不符；其次，該醫(yī)師考慮了數(shù)據(jù)相差較大，即不滿足t檢驗的前提條件正態(tài)分布，采用了對數(shù)變換，根本思想正確。但治療前后的數(shù)據(jù)經(jīng)對數(shù)變換后，其差值的變異仍然較大經(jīng)正態(tài)性檢驗，P0.05，因此仍不滿足配對t檢驗的條件，故該資料宜采用非參數(shù)檢驗方法，即Wilco_on配對設計的符號秩和檢驗，目的是推斷配對資料的差值是否來自中位數(shù)為零的總體?！纠?-2】 某醫(yī)生用某種中藥

20、治療I型糖尿病患者和II型糖尿病患者共45例，結果見表1-2。為評價該中藥對兩型糖尿病的療效有無差異，該醫(yī)生對此資料進展2檢驗，得25.289，P0.05，差異無統(tǒng)計學意義，故認為該中藥對兩型糖尿病患者的療效根本一樣。表1-2 某種中藥治療兩型糖尿病的療效比擬 療效等級 I型糖尿病 II型糖尿病 合 計 無 效 9 3 12 好 轉(zhuǎn) 8 9 17 顯 效 5 11 16 合 計 22 23 45 【問題 1-2】 1該資料是什么資料？ 2該研究是什么設計？ 3統(tǒng)計分析p 中有無不妥之處？ 【分析p 】 (1) 該資料的分組變量兩型糖尿病是二分類資料，分析p 變量療效等級是等級資料，稱為單向有序

21、分類資料。(2) 研究設計為完全隨機設計。(3) 統(tǒng)計分析p 不正確。該醫(yī)生的研究目的是比擬中藥治療兩型糖尿病的療效，用2檢驗只能說明各處理組的效應在分布上有無不同，而不能說明各處理組效應的平均程度有無差異，也就是說2檢驗沒有利用等級信息，因此效率較低。該資料宜用非參數(shù)檢驗的Wilco_on秩和檢驗。案例分析p 直線相關與回歸分析p 【例1-1】 為評價環(huán)境噪音強度對社區(qū)居民生活的影響程度，某市疾病預防控制中心監(jiān)測了該市10個社區(qū)的環(huán)境噪音強度，同時調(diào)查各社區(qū)居民的失眠患病率，結果見表1-1。經(jīng)對噪音強度數(shù)量化+ =1，+ =2，+ =3，+ =4，+ =5后，某醫(yī)師對該資料采用Pearson

22、直線相關分析p ，得r0.853，P0.005，認為環(huán)境噪音強度與居民失眠患病率之間存在正相關關系。表1-1 某市10個社區(qū)環(huán)境噪音強度與居民失眠患病率 社區(qū)編號 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 噪音強度 + + + + + + + + + + 失眠患病率 21.20 23.40 11.40 16.90 17.50 26.30 13.60 25.60 11.60 25.30 【問題1-2】 1這是什么資料？ 2該醫(yī)師處理方法是否正確？為什么？ 3該資料應該用何種統(tǒng)計方法分析p ？  【分析p 】 (1) 該資料包含環(huán)境噪音強度與居民失眠患病率兩個變量，一個屬于等級資料，一個

23、屬于計量資料。(2) 該醫(yī)師處理方法不正確，因為環(huán)境噪音強度為等級資料，不服從正態(tài)分布，因此，不能用Pearson直線相關分析p 。(3) 該資料應選用非參數(shù)統(tǒng)計方法，可采用Spearman的等級相關Spearmans rank correlation來分析p 兩者的關系?！纠?-2】某地對血吸蟲流行區(qū)進展血吸蟲與大腸癌關系的調(diào)查研究，抽查39個鄉(xiāng)的資料，各鄉(xiāng)抽查人數(shù)一樣。血吸蟲感染率最低為8.9，最高為79.3。將血吸蟲感染率作_，大腸癌標化死亡率1/10萬為y，作相關回歸分析p ，得r0.6315，P0.01，b0.1344，a4.152?！締栴}1-2】 (1)能否用直線回歸方程描繪兩者的

24、關系，為什么？ (2)假設血吸蟲感染率為20，那么大腸癌標化死亡率平均是多少？ (3)假設血吸蟲感染率為90，大腸癌標化死亡率平均又是多少？ 【分析p 】 (1)能用直線回歸方程描繪兩變量間的關系，因為回歸系數(shù)的假設檢驗與相關系數(shù)的假設檢驗等價，既然r的假設檢驗P0.01，可認為兩變量有直線關系，所以能用直線回歸方程來描繪兩變量間的關系：4.152+0.1344_ (2)將_=20代入方程，求得 y6.84，那么血吸蟲感染率為20時，大腸癌標化死亡率平均是6.84/10萬，因為沒有提供所需的數(shù)據(jù)，不可能求大腸癌標化死亡率的容許區(qū)間，所以到此完畢。(3)由于血吸蟲感染率的實測值范圍是8.979.

25、3，90已超出此范圍，不宜用該回歸方程來估計大腸癌標化死亡率。案例分析p -實驗設計 1.案例11-1  某醫(yī)師觀察某新藥治療急性氣管炎的療效，用氨芐青霉素作對照。病人入院時，體溫在39以下分入治療組，39及以上分入對照組，結果新藥療效優(yōu)于氨芐青霉素?！締栴}11-1】1該醫(yī)師的結論是否正確？2實驗設計有何缺陷？3應該怎樣正確設計？    【分析p 】(1) 該醫(yī)師的結論不正確。(2) 該實驗設計違犯了平衡性原那么和隨機化原那么，實驗結果沒有可比性。因為體溫在39及以上者病情較重，39以下者病情較輕，治療組和對照組病人的病情程度不同即病情不平衡，治療組為輕病人，對照

26、組為重病人，這類試驗必然導致錯誤的試驗結果。假如治療組和對照組交換一下，對照組為輕病人，該新藥可能就沒有效果。(3) 正確的實驗設計：隨機抽取足夠樣本含量的急性氣管炎病人，采用隨機方法，將39及以上病人隨機分成治療組和對照組，將39以下病人也隨機分成治療組和對照組，兩組除了治療藥物不同外，其它條件盡可能一樣，采用盲法進展治療和觀察，結果進展假設檢驗以后再下結論。上述分析p 說明：臨床科研結果的好壞取決于臨床試驗設計的好壞，良好的實驗設計才能得到較好的科研結果。2.案例11-2 某研究者欲評價多糖鐵復合物治療兒童輕度缺鐵性貧血的療效，在城北小學抽取60名確診為輕度缺鐵性貧血的兒童，服用多糖鐵復合

27、物為實驗組；在城南小學抽取60名確診為輕度缺鐵性貧血的兒童，未服用多糖鐵復合物為對照組，觀察指標是血紅蛋白含量。結果城北小學觀察對象血紅蛋白均值明顯上升，城南小學觀察對象血紅蛋白略有進步，但比城北小學低，故認為多糖鐵復合物有升血紅蛋白作用，能有效治療缺鐵性貧血?！締栴}11-2】 1該研究者遵循的平衡原那么是否合理？為什么？ 2該研究的混雜因素是什么？ 3應該怎樣正確設計？ 【分析p 】(1) 該實驗設計的缺陷是違犯了平衡原那么，即不清楚兩所小學兒童的家庭經(jīng)濟條件、地理位置、兒童飲食習慣、營養(yǎng)條件是否一樣或很相近，假如明顯不同，那么影響血紅蛋白含量的因素除藥物外，也可能是兒童飲食營養(yǎng)條件，不能將

28、血紅蛋白量升高這一結果完全歸之于多糖鐵復合物的療效。因此認為這個沒計是不平衡設計。(2) 本研究的混雜因素是飲食習慣和營養(yǎng)條件等。這些混雜因素得不到控制，就不能得出上述結論。但要通過改變兒童飲食習慣和營養(yǎng)條件來控制這些混雜因素是比擬困難的，可通過穿插平衡設計，以到達平衡目的。(3) 正確設計：將城南小學60名兒童隨機分成兩組，30名服用多糖鐵復合物，30名不服藥；城北小學60名兒童也隨機分成兩組，30名服藥，30名不服藥。觀察一段時間后，對城南和城北小學分開比擬試驗組和對照組即服藥與不服藥的血紅蛋白有無差異，也可將測得城南小學30名服藥兒童和城北小學30名服藥兒童合并，作為實驗組求平均值，再將

29、兩小學各30名未服藥兒童的測定結果合并，作為對照組求平均值。對實驗組和對照組的平均值進展假設檢驗，假如實驗組的血紅蛋白值高于對照組，且差異有統(tǒng)計學意義，可認為多糖鐵復合物對血紅蛋白有影響，對兒童輕度缺鐵性貧血有治療作用。3.案例11-3 為評價某種國產(chǎn)抗菌新藥的療效，某醫(yī)生抽取患有某種疾病且符合入選條件的60例患者，按入院后床位的單雙號分為兩組，每組30人。試驗組服用該新藥，對照組服用同類公認有效的進口藥，臨床觀察結果見表11-9。經(jīng)四格表卡方檢驗，得卡方=3.750，P0.05，差異無統(tǒng)計學意義，故認為該國產(chǎn)抗菌新藥與同類進口藥的療效根本一樣。分 組 例 數(shù) 有 效 有效率國產(chǎn)抗菌新藥 30 21 70.0 同類進口藥 30 27 90.0 表11-1兩組患者用藥后有效率比擬  【問題11-3】 1該研究屬何種類型？ 2在設計的過程中是否遵循了實驗設計的根本原那么？ 3該臨床試驗為何種對照？  4該醫(yī)師的結論是否可靠？為什么？ 【分析p 】(1) 該研究屬臨床試驗設計。(2) 在設計與施行的過程中，該醫(yī)生是按照床位號碼將入選的60例患者隨意分組，未能按照隨機化的原那么分組。(3) 該臨床試驗為標準對照。(4) 由于該醫(yī)生未遵循隨機化原那