研究生医学统计学Ch11研究设计

1、dept of epidemiology and biostatisticsschool of public heath, njmu研究设计design of experiments研究生医学统计学课程研究设计design of experiments3 3实验设计简介n1935年,fisher 系统介绍研究设计，首次提出研究设计的基本原则。the design of experiments.ra fisher(18901962)nr.a. fisher(1925)系统介绍近代统计学方法the statistical methods for research workers4 4研究分类n实验

2、研究(experiment)n临床试验(clinical trial)n现场调查(survey)5 5主要内容n概述n实验设计的基本原则n常用的实验设计方法6 6概述p研究设计的作用p研究设计的形式p研究因素与混杂因素p研究指标7 7研究设计的作用n研究设计是医学研究的必不可少的重要环节之一。n医学研究的步骤：研究设计收集资料分析资料结论表达8 8研究设计的作用 p合理安排试验因素，提高研究质量。如规定实验组的条件，配置适当的对照组，选择研究方法等。p控制误差，使研究结果保持较好的稳定性。如对混杂因素的处理，对不同来源变异的分析，维护必要的均衡性等。p通过较少的观察例数，获取尽可能丰富的信息。

3、如采用定量指标，选择线性或非线性回归分析，为使用高效率设计创造条件等。 9 9研究设计的形式n前瞻性与回顾性n试验研究与调查研究n前瞻性试验研究n前瞻性调查研究n回顾性试验研究n回顾性调查研究1010例:doll和hill关于吸烟与肺癌关系的研究 (19481948 19521952年)n回顾性病例-对照研究 组别 合计 不吸烟 吸烟 or p男病例 649 2 647 14.043 0.000 对照 649 27 622女 病例 60 19 41 2.466 0.026 对照 60 32 281111例:doll和hill关于吸烟与肺癌关系的研究n前瞻性研究(19511976年) 4次阶段小

4、结：1954,1956,1964,1976 共随访59600位医生，得到40701位的满意答复。 吸烟者肺癌死亡率0.9， 不吸烟者肺癌死亡率0.07， rr12.86。 1212研究设计的三个要素n处理因素n受试对象 n实验效应n观察某药物的降压效果,采用阳性对照n处理: 服用试验药、对照药(一个处理因素,两个水平)n对象: 原发性，轻、中度高血压 n效应: 收缩压、舒张压的下降值 1313研究因素与混杂因素n研究因素：主要研究指标， 与研究结果(效应)相联系。n混杂因素：干扰研究结果的指标。n能对研究结果产生作用n在组间分布不均衡1414例：电针引产n研究因素：产妇状况。产妇状况 成功 失

5、败 合计 成功率 初产 428 176 604 70.9% 经产 128 39 167 76.6% p=0.145 1515例：电针引产n混杂因素：胎膜状况。胎膜状况 成功 失败 合计 成功率 已破 318 80 398 79.9% 未破 238 135 373 63.8% p=0.000 1616例：电针引产n混杂因素在两组的分布 胎膜产妇状况 已破 未破 已破率 初产 331 273 54.80% 经产 67 100 40.12% p=0.0011717例：电针引产n混杂因素不同状态时，研究因素的分析。胎膜 产妇状况 例数 成功 成功率 p已破 初产 331 258 77.9% 0.030

6、 经产 67 60 90.0%未破 初产 273 170 62.3% 0.332 经产 100 68 68.0% 1818常见的混杂因素n年龄、性别n病程、病情n疾病史、家族史、伴发疾病n职业、工种n年龄、性别、种系、体重、窝别1919年龄作为一种混杂因素正常人老年痴呆患者脑组织中某糖的含量年龄2020对混杂因素的处理：采用良好的设计：排除，平衡；n将混杂因素作为一个实验条件加以控制，即把它控制在不起作用的水平上或使各组处于同一水平上。n平衡法，如患者的病情严重程度常常是影响药物疗效判定的一个混杂因素，若试验组与对照组患者的病情严重程度分布是均衡的，则两者在病情严重程度这个因素上就是可比的。n

7、转为实验因素，有时将明显的混杂因素就作为一个实验因素来对待。2121对混杂因素的处理：设计时考虑：改为修饰因素(协变量)。n在资料分析阶段用统计学手段控制：在实验中无法控制的混杂因素，可先记录下来，在资料分析时采用统计学手段来调整。n标准化法n分层分析(stratified analysis)n协方差分析(ancova)n多元回归分析 等2222研究指标n客观指标与主观指标n定量指标与定性指标n指标的连续性与非连续性2323例：小儿成长过程之免疫水平变化组 序： 1 2 3 4 5 6年龄段：03月6月1岁3岁7岁14岁缺点： (1) 6个均数，未能形成免疫水平动态变化的完整概念； (2) 各

8、组确切年龄分布不规范； (3) 免疫水平的变化趋势不是简单的线性趋势，如igg先降后升；分段不恰当可能看不到这种趋势。 (4) 总例数60名，而只得到了6个均数，设计效率低。2424研究设计的基本原则n对照(control)n随机(randomization)n重复(replication)n对照的作用n对照的形式n对照组设置的要求n随机化的作用n随机的含义n分层随机、分段随机n重复的作用n重复的次数2525基本原则之一：对照(control)吃黄金搭档一年，小孩长高了5cm，起效了？2626基本原则之一：对照(control)n对照组的作用处理组 处理因素+非处理因素 处理效应+非处理效应对

9、照组 (无) 非处理因素 (无) 非处理效应比较结果 处理因素处理因素 排除“非处理因素”的影响，从而衬托处理因素的作用处理效应处理效应2727设置对照的基本要求均衡性！均衡性！n对等 除处理因素外，对照组具备与实验组对等的非处理因素。n同步 对照组与实验组设立之后，在整个研究进程中始终处于同一空间和同一时间。n专设 任何一个对照组都是为相应的实验组专门设立的。不得借用文献上的记载或以往的结果或其它研究的资料作为本研究之对照。2828基本原则之二：随机(random)客观性！客观性！n抽样随机 每一个符合条件的实验对象参加实验的机会相同，即总体中每个个体有相同的机会被抽到样本中来；n分组随机

10、每个实验对象分配到不同处理组的机会相同；n实验顺序随机 每个实验对象接受处理先后的机会相同。2929随机与随意n随机：random 机会均等， 客观性n随意：as will 随主观意愿，主观性n随机化分组，不仅能控制已知的混杂因素(非研究因素)，而且还能控制未知的混杂因素。3030n简单随机n随机分组n随机排列n分层随机随机的方法3131(1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) (10) 简单随机分组示意136 643 557 604 384 708 218 061 555 871136 643 557 604 384 708 218 061 555 871abb

11、babaaab(1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) (10) a组b组3232随机排列示意(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)(9)(10) 136 643 557 604 384 708 218 061 555 871排列(8)(1)(7)(5)(9)(3)(4)(2)(6)(10) 3333分层随机示例n某新药之多中心临床试验，240例受试者来自5个中心，共分为2组。医院一医院二医院三医院四医院五abbaaabbaabaaabbbbaabababababaababbaabba24个a24个b24个a24个b24个a24个b24个a24个b24个

12、a24个b3434动态随机示例3535基本原则之三：重复(repeated)可靠性可靠性n整个实验的重复。确保实验的重现性，以提高实验的可靠性；n用多个实验单位进行重复(样本含量)。避免把个别情况误认为普遍情况，把偶然性或巧合的现象当作必然的规律，通过一定数量的重复，使结论可信；n同一实验单位的重复观察。保证观察结果的精度。3636影响样本含量的因素n数据的种类n个体的变异n组间的差别n指标间的相关程度n设计方法n各组例数的分配ni型错误和ii型错误n研究的质量3737例：两均数比较时的样本含量估计(两组相等)n：i 类误差，常取0.05n：ii 类误差，常取0.20，0.10n1- ：把握度

13、n：标准差，个体变异n：临床上能接受的最小差别（也可理解为本质差异）221)(2 + += = uunn3838例：两均数比较时的样本含量估计(两组不等)1 ,0, )(11212122121= =+ + + + + + +qqqquuqqnn 221)(2 + += = uunn3939例：降血脂n=20mg/l； =30mg/l；=0.05n1-=90%时 q1:q2 n 1:1 96 4:6 100 3:7 114 2:8 150 1:9 270 1:19 500 nn96时时 q1:q2 1- (%) 1:1 90.0 4:6 89.2 3:7 85.1 2:8 74.0 1:9 51

14、.4 1:19 30.6 4040例： n1 固定， n2 增加时power的变化趋势nn1=20 q1:q2 powerq1:q2 power 1:1 0.5589 1:6 0.7882 1:2 0.6824 1:7 0.7960 1:3 0.7330 1:8 0.8026 1:4 0.7601 1:9 0.8074 1:5 0.7769 1:10 0.8113n=20mg/l； =30mg/l；=0.054141图 n1固定，n2增加时，power的变化趋势( r = n2:n1 )powerr12345678910.5.6.7.8.94242试验组和对照组样本含量不等n两组的比例不超过

15、1:4 4:14343例：两个率比较时样本含量的估计212212()(1)2()ccuuppnnpp+=4444例：相关与回归分析时的样本含量估计 2431ln1 + += =+ + + + uun4545例：相关与回归分析时的样本含量估计0.05；0.10 相关系数 n 0.1 10470.2259 0.31130.4620.5380.6250.7170.8120.980.957correlations, r.1.2.3.4.5.6.7.8.9 .95sample size, n00200400600800100012004646实例1n规定实验组适应症为：破膜和总产程都不超过24小时，无感

16、染(无阳性体征，血常规正常)以及第一胎产后本人同意放置宫内节育器者。n另将筛选剩下的827例作为对照组，不放置宫内节育器。n本例，两组除处理因素(放置节育环)不同，受试对象的基本条件也不同，试验组较好，而对照组差，缺乏可比性。 中华妇产科杂志，1985；20(1)：4950。 剖腹产同时放置宫内节育器735例的初步观察将施行剖腹产手术1562例中的735例作为实验组，在剖腹产的同时放置宫内节育器。比较两组被观察对象的术后出血、恶露干净时间和术后副反应等情况。4747实例2 乳腺癌发病危险因素的研究研究采用病例 对照方法调查607对病例与对照，配对的条件是年龄相仿，上下不超过5岁。原文在未作假设

17、检验的情况下，认为“两组年龄相仿”。 年龄 病例组人数 对照组人数20 3 630 72 8440 193 24450 228 19960 101 67 70 10 7n中华流行病学杂志，1981;2(4):2532=17.25，p=0.0044848实例3 对治疗炎症的某注射液作临床试验，以另一注射液为对照。 适应症为生殖道感染疾病或口腔感染疾病。 研究者设计了3个组： 试验组：30例生殖道感染，30例口腔感染 对照组：30例生殖道感染，30例口腔感染 开放组：外科感染疾病28例，滴虫性阴道炎15例。 开放组为了增多试验组病例，研究者将试验组和开放组合并，并与对照组作比较。4949问题所在

18、对照组缺乏均衡性！5050讨论1n欲观察丹栀逍遥散治疗混合性焦虑抑郁障碍的临床疗效，以某西药作为对照组。将64例符合入组和排除标准的病例按诊疗次序交替分组，即单号为中药组，双号为西药组。n请讨论： 该分组方法是否符合随机原则？丹栀逍遥散治疗混合性焦虑抑郁障碍的临床研究(河南中医2004年第24卷第8期第62页)5151讨论2n利多卡因手控定量雾化吸入治疗激素抵抗型哮喘的研究目的是观察定量手控雾化吸入利多卡因治疗激素抵抗型(sr)哮喘的疗效。受试者吸入利多卡因3个月，观察治疗前后临床疗效和口服激素减停剂量的情况。 利多卡因手控定量雾化吸入治疗激素抵抗型哮喘的研究(临床内科杂志2004年6月第21

19、卷第6期415页)5252讨论3n通过回顾分析某院1990年1 月至1998 年3 月期间28例单宫颈双子宫畸形早孕人工流产的结果，发现人流术前先给予米索前列醇素制剂可使流产更容易、安全，减少病人痛苦且可避免并发症的发生。n两组的分组方法为：所有病例按就诊先后顺序分组，1995年10月以后为a组，1995年10月以前为b组。a组(米索组)于术前3小时顿服米索600g或术前1小时后穹窿放置米索200g，然后进行人工流产吸宫术，共14例；b组(对照组)单纯采用常规流产术机械扩张宫颈后吸宫。作者认为该法“符合随机分配法则”。n请讨论：对照组的设置是否合适？单宫颈双子宫畸形28例人工流产分析(中国实用

20、妇科与产科杂志1999年3月第15卷第3期172页)5353讨论4n作者对30例疑为食管源性胸痛患者的24小时食管 ph值监测，其中16例昼夜均异常，8例白天异常，2例夜里异常，18例胸痛与酸暴露相关。得出食管 ph监测是诊断胃食管反流所致的食管源性胸痛的有效方法之结论。n请讨论：该文结果是否成立？用24小时食管ph监测法诊断食管原性胸痛(中华外科杂志1995年33卷第2期第69页)5454问题所在不符合研究设计三原则！5555设计方法分类 单因素 多因素 不控制完全随机设计析因设计 正交设计 单向区组控制 配对设计随机区组设计裂区设计(重复区组) 双向区组控制拉丁方设计交叉设计(重复拉丁方)

21、 三向区组控制希腊-拉丁方设计 不完全设计正交设计 平衡不完全区组设计 不完全交叉设计 不完全拉丁方设计 均匀设计 5656研究设计(1): 完全随机设计n完全随机设计(completely random design)： 单向分组，单因素，多水平 5757完全随机设计例(1)n四种饲料喂养大白鼠后的肝重比值四种饲料喂养大白鼠后的肝重比值(%)(%) abcdx2.622.822.913.922.232.763.023.022.362.433.283.302.402.733.183.04所有数据n444416均均 数数2.40252.68503.09753.32002.8763标准差标准差0.

22、16210.17410.16460.41982.8074ss0.0788750.0909000.0812750.5288002.8073750.779852(2.6850)jjissx= = 2(2.4025)jjissx=2(3.0975)jjissx=2(3.3200)jjissx=2(2.8763)jjissx=5858组间变异 ss组间22()xx 21()xx 23()xx 1x2x3xx2()betweeniissn xx= nsum of squares between groupsn n1 1 n n2 2 n n3 3 n n4 43x24()xx 5959方差分析表变异来源

23、变异来源ssss msmsf fp p总变异总变异2.8073752.8073751515组间组间2.0275252.0275253 30.67580.675810.4010.400.010.26060两两比较： q检验 dcq=1.745a=2p0.05cbq=4.980a=3p0.05q=3.235a=2p0.05baq=7.196a=4p0.05q=5.452a=3p0.05 d c b a 3.3200 3.0975 2.6850 2.40256161结论n方差分析(anova)及snk两两比较结果表明，四种饲料喂养大白鼠后的肝重比值不完全相同(f=10.40,p0.01)，喂养a、b

24、饲料的大白鼠肝重比值比喂养c、d者低(p0.05)。6262完全随机设计例(2) 高粘综合症患者的血沉较快，某大夫观察a、b两个降粘药物对血沉(mm/h)的影响，结果如下，试作统计分析。 a药组病例号1 12 23 34 45 56 67 78 89 91010疗前40433641403738383539疗后36353029302828302730差值4861210910889b药组病例号1 12 23 34 45 56 67 78 89 91010疗前39403943383640414045疗后20253023242024202528差值19159201416162115176363a、b两

25、个降粘药物对血沉(mm/h)的影响 疗前 疗后 差值a药组 38.72.406 30.32.946 8.42.221 b药组 40.12.514 23.93.381 16.23.425 6464分析思路：n疗前两组比较，以分析可比性；n各组疗前疗后差值分别比较，分别确定各自的变化值；n两组疗前疗后差值相互比较，分析两组的效果是否相同？6565分析结果：n疗前两组比较：t=1.2721，p=0.2195； 可以认为两组具有可比性。na组疗前疗后比较：td=11.9594，p0.0001； 可以认为a药治疗后血沉减慢。 b组疗前疗后比较：td=14.9556，p0.0001； 可以认为b药治疗后血

26、沉减慢。n两组治疗前后差值相互比较： t=6.0419，p=0.0001； 可以认为b药降低血沉的效果优于a药。6666结论：n统计分析结果表明，两组疗前具有可比性(t=1.2721, p=0.2195)；无论是a药还是b药，治疗后均使血沉减慢(td=11.9594,p0.0001; td=14.9556, p0.0001)，b药降低血沉的效果优于a药(t=6.0419, p0.0001)。6767完全随机设计例3 研究中药骨碎补对高脂血症的治疗和预防作用。取家兔44只，随机分成四组，每组11只。每间隔5周测定血清胆固醇一次，共测四次（包括给药前一次），整个实验期为15周。各组处理如下：n造型

27、组：每日以0.3g胆固醇灌胃；n治疗组：每日以0.3g胆固醇灌胃，于实验开始的第5 周起每日肌注100%骨碎补液1.7ml/kg；n预防组：每日以0.3g胆固醇灌胃，于实验开始之日起 即每日肌注100%骨碎补液0.8ml/kg；n对照组：每日肌注生理盐水0.8ml/kg。6868血清胆固醇含量，mg% 组别实验前实验后0周5周10周15周造型组885691792132672129064553811008403108195552883001205291963461496424724113691112702043611037592301031102641987101311312310治疗组7679

28、559064801268611752922411072949194300208269182217523612298656869330791246200122103112119491015606028741278318预防组60828179156132731387761771128712095360192114200656610666847711397210701088280662587070809936841216921074对照组5610470756910068617064548279459114927931087182103767192888467120133661047971447836

29、100599059766969各组平均血清胆固醇含量，mg%group实验时间total051015188.36324.00484.90750.50404.05279.45323.00252.55140.90200.33390.09140.09 94.27108.00108.11475.55 88.09 77.90 73.5078.90total83.36216.35224.83264.32195.597070各组各时点平均血清胆固醇含量图示造型组治疗组预防组对照组7171分析思路： 1. 四组是否具有可比性？2. 造型是否成功？3. 对照组是否稳定？4. 骨碎补对高脂血症的预防和治疗效果如何

30、？5. 预防和治疗的显效时间？6. 预防和治疗的持续时间？7272(1) 给药前四组的比较 预防组造型组 治疗组 对照组均数： 90.09 88.36 79.45 75.55方差： 444.25 390.47 333.47 290.69方差分析 f=1.474, p=0.2360服从齐性检验 2=0.489, p=0.9213说明4个组的初始条件一致。7373(2) 造型是否成功？以实验时间为x（周）以对应时间点的胆固醇含量之均数为y造型组的直线回归分析：n x： 0 5 1015n y：88.36324.00484.90 750.50 t = 15.855,p 0.5 说明对照组在实验期内血

31、清胆固醇含量不随时间而改变，是稳定的。81.2110-0.3268yx= 7575(4) 第5周时四组均数的比较 n 造型组 治疗组预防组 对照组n均数：324.00 323.00140.09 88.09 f=5.45, p0.005 第5周时预防组与造型组的均数间差别有统计学意义，而与对照组差别无统计学意义。说明在第5周时已有预防作用。7676(5) 第10周时四组均数的比较 n 造型组 治疗组 预防组 对照组n均数： 484.90 252.55 94.27 77.90 f=9.78, p0.001 第10周时治疗组与造型组的均数间差别有统计学意义，与预防组、对照组差别无统计学意义。说明治疗

32、已起效，预防组有持续效果。7777(6) 第15周时四组均数的比较 n 造型组 治疗组 预防组 对照组n均数：750.50 140.90 108.00 73.50f=9.78, pa+b)a0abb负交互作用(aba+b)a0abb无交互作用(ab=a+b)9090党参()党参()考的松(+) 考的松() 考的松(+) 考的松()26.6131.842.7101.655.2123.730.267.270.2320.1102.9138.767.9177.957.6170.525.5136.1104.1123.435.1224.978.790.6128.3361.483.2145.079.3183

33、.566.3186.1188.4105.285.661.0195.171.3117.7( )34.1285.2228.82 42.52( s2 )22析因设计例(2)考察党参与考的松对atp酶活力的影响x9191各处理组均数党参,a考的松,btotal61.0195.1135.571.3117.798.6total65.8156.4117.69292交互作用 不用党参50100150200用党参两者均不用用考的松用党参，用考的松用党参9393方差齐性检验n方差不齐: 2=10.9357，p = 0.012。n作对数变换log(x)后，方差到达齐性: 2=1.6353， p = 0.651。94

34、9422析因设计的方差分析(对数变换值) 变异来源 ssvms f p a ,党参0.165510.1655 0.820.3729 b ,考的松6.531016.531032.250.0000 a*b1.041411.0414 5.140.0305 residual6.2780310.2025 total14.2868340.4202stata：anova x a b a*b9595结论n无论是否用党参，考的松均有降低atp酶活力的作用(p0.0001)；n单独用党参可增加atp酶活力；但同时用考的松时，此种作用相互抵消了(p=0.0305)。96962232析因设计n(2232析因设计)在培

35、养钩端螺旋体时，除已固定因素外，拟研究以下4个因素不同水平的效应，求最佳组合。na血清种类(2水平)： 兔血清， 胎盘血清nb浓 度(2水平)：5%， 8%nc基 础 液(3水平)： 缓冲液， 蒸馏水， 自来水nd维 生 素(2水平)： 加维生素，不加维生素97972 22 23 32 2析因试验的钩端螺旋体计数a(血清种类)b=5%浓度b=8%浓度c=缓冲液c=蒸馏水c=自来水c=缓冲液c=蒸馏水c=自来水d加 不加加不加加不加加不加加不加加不加兔血清1426648684 1763 1182580 1260 1144875 1447 1220 17891183 1246 1430 1241

36、1512 1026 1599 1877 2250 1883 1095 12152000 1398 1165 1381 1450 1026 1410 1671 1871 1896 17002022 2421 1385830 2416 1845 1962 1926 2372 1651胎盘血清604830867920 1243 1126 1108578 1115933 12836851081853771709 1115 1176886669698 1024 1142546487441403848416 1280831643791 1092677595624 10303705

37、74533 1212 1159 100255974253456698982 22 23 32 2析因试验钩端螺旋体计数 各水平组合之均数ab(血清种类血清浓度)cd(基础液维生素)缓冲液蒸馏水自来水加不加加不加加不加兔血清5%1555.25 1050.25 1325.25 1701.50 1382.25865.50兔血清8%1671.25 1634.25 1739.50 1788.00 1596.75 1522.25胎盘血清5%699.00 788.50 602.75762.75 826.75 1198.50 胎盘血清8%996.00723.00790.75947.75909.00598.00

38、 9999缓冲液500100015002000自来水加 不加2 22 23 32 2析因试验钩端螺旋体计数各水平组合之均数蒸馏水加 不加加 不加兔血清8%兔血清5%胎盘血清8%胎盘血清5%1001002 22 23 32 2析因试验的方差分析变异来源 ssdf msfpa2313.0912812313.0912897.860.0000b159.355891159.355896.740.0114c19.9424129.971210.420.6574d4.7589614.758960.200.6550a*b107.827441107.827444.560.0361a*c118.72306259.3

39、61532.510.0882a*d33.47928133.479281.420.2379b*c34.79318217.396590.740.4826b*d12.46147112.461470.530.4701c*d153.65960276.829803.250.0445a*b*c116.64290258.321452.470.0919a*b*d139.725521139.725525.910.0175a*c*d24.14539212.072700.510.6022b*c*d8.4754124.237700.180.8362a*b*c*d138.10438269.052192.920.0603r

40、esidual1701.763247223.63560total5086.949439553.54684stata：anova x a b c d a*b a*c a*d b*c b*d c*d a*b*c a*b*d a*c*d b*c*d a*b*c*d1011012 22 23 32 2析因试验钩端螺旋体计数 各水平组合之均数a计数兔血清1486.00胎盘血清820.43b计数5%1063.198%1243.04102102主效应结果的解释na(血清种类)： 用兔血清培养优于用胎盘血清。nb(血清浓度)： 用8血清浓度培养优于用5血清浓度。1031032 22 23 32 2析因试验钩端

41、螺旋体计数 各水平组合之均数ab计数兔血清5%1313.33兔血清8%1658.67胎盘血清5%813.04胎盘血清8%827.43cd计数缓冲液加维生素 1230.38缓冲液不加维生素 1049.00自来水加维生素 1178.69自来水不加维生素 1046.06蒸馏水加维生素 1114.56蒸馏水不加维生素 1300.00104104一级交互作用效应的解释nab(血清种类血清浓度)：n用兔血清培养时，8的浓度优于5的浓度；n而用胎盘血清培养时，8的浓度与5的浓度相差甚微。ncd(基础液维生素)：n用缓冲液或自来水作基础液时，加维生素培养优于不加维生素；n而用蒸馏水作基础液时，不加维生素培养优

42、于加维生素。1051052 22 23 32 2析因试验钩端螺旋体计数 各水平组合之均数ab维生素加不加兔血清5%1420.921205.75兔血清8%1669.171648.17胎盘血清5%709.5916.58胎盘血清8%898.58756.25106106二级交互作用效应的解释nabd(血清种类血清浓度维生素)：n用5兔血清或8胎盘血清时，加维生素优于不加维生素；n而用5浓度胎盘血清时，不加维生素优于加维生素培养；n至于用8浓度兔血清培养时，加或不加维生素培养效果无差别。107107三种组合方案n 8浓度兔血清，用蒸馏水作基础液，不加维生素；n 8浓度兔血清，用缓冲液作基础液，加维生素；

43、n 8浓度兔血清，用自来水作基础液，加维生素。108108设计不完全不平衡例 n阿霉素联合4-羟苯维胺酯对膀胱癌细胞生长抑制与凋亡的影响(中华实验外科杂志2004年3月第21卷第3期273页)目的是通过观察盐酸阿霉素(adm)联合4-羟苯维胺酯(4-hpr)对人膀胱移行癌细胞的生长抑制和诱导凋亡作用，探讨两药对膀胱行癌细胞是否存在协同作用，即交互作用。109109设计不完全不平衡例 n原文涉及两个因素：adm和hpr，nadm的3个剂量水平：0, 0.05, 0.50(mg/l)nhpr的4个剂量水平：0, 10-6, 510-6, 105(mol/l)adm(mg/l)4-hpr(mol/l

44、)010-6510-610-500.050.50110110当交互作用存在时，如何评价主效应？n在统计学上，当交互作用存在时，对主效应的评价要非常小心。n建立统计学模型时，如果主效应没有统计学意义，而其所参与的交互作用有，那么最终模型中应当同时包含主效应和交互作用。whats occams razor?n交互作用存在时，对其中某一主效应进行两两比较时应当在另一因素不同水平时进行比较111111正确应用析因设计n析因设计各处理组间在均衡性方面的要求与完全随机设计一致，各处理组样本含量应尽可能相同；n析因设计对各因素不同水平的全部组合进行试验，故具有全面性和均衡性；析因设计可以提供三方面的重要信息

45、：n各因素不同水平的效应大小n各因素间的交互作用n通过比较各种组合，找出最佳组合n析因设计比一次只考虑一个因素的实验效率高，比如，22析因设计是一次考虑一个因素实验的1.5倍。从得到的信息来看，它节省了组数和例数；n当考虑的因素较多，处理组数会很大(比如，4个因素各3个水平的处理数为3481种)，这时采用析因设计不是最佳选择，可根据实际情况选用正交设计等其他方法。n析因设计的优点之一是可以考虑交互作用，但有时高阶交互作用是很难解释的，实际工作中常只考虑一、二阶交互作用。112112研究设计(3)：配对设计n配对设计(paired design) 总体同质性差， 按某种条件配对，对内随机n异体配

46、对n自身配对(前后对照，左右对照) 113113配对的原则n条件相近n对内同质114114配对设计例n对21名胃癌病人先后用两种泌酸刺激剂，然后分别测定其最大酸排量(meq/h)，以分析两药的效果。 id加大组织胺x x五肽胃泌素y yx-yx-y110.5110.51 8.848.841.671.67212.0512.0510.4910.491.561.56322.2622.2620.2820.281.981.984 3.113.11 1.781.781.331.335 2.032.03 1.761.760.270.276 4.614.61 3.853.850.760.767 1.231.2

47、3 0.910.910.320.328 2.532.53 2.042.040.490.499 3.963.96 2.992.990.970.9710 4.684.68 3.923.920.760.761111.7611.76 9.939.931.831.831214.5614.5612.4912.492.072.0713 9.469.46 8.048.041.421.421411.211.2 9.44 9.44 1.761.761516.5316.5314.1214.122.412.4116 8.058.05 6.676.671.381.3817 4.544.54 3.873.870.670.

48、6718 9.229.22 7.937.931.291.2919 6.086.08 4.924.921.161.1620 8.658.65 7.527.521.131.132113.9213.9211.9311.931.991.99平均平均8.628.627.327.321.301.30115115分析思路：n 配对t检验： , sd=0.6040, t=9.8339, p0.0001 差值的95ci：1.021.57(meq/h)1.2962d =n 回归分析 回归系数的95ci：0.880.92。y-0.44030.9007x=+116116五肽胃泌素与加大组织胺的最大排酸量的线性回归五肽

49、胃泌素，y 加大组织胺，x051015202505101520117117结论：n胃癌病人用加大组织胺后的最大排酸量比五肽胃泌素平均多1.30(95%ci:1.021.57)meq/h；n回归分析显示，五肽胃泌素的最大排酸量是加大组织胺的90(95%ci: 88%92%)。 118118正确应用配对设计n当实验对象的同质性欠佳时，采用配对设计可以提高处理组间的可比性和均衡性；n有些研究必须用配对设计。例如，探索新的诊断方法；有些研究必须配对观察，例如，某症状用药前后的变化。n配对设计的成败取决于配对的条件，只有当两组观察值间的相关大于0时，配对才是成功的，且能提高检验效能；n当采用左右配对设计

50、时，实验因素的效应必须是局部的，不可以通过神经、体液等途径影响对侧；n采用自身前后配对设计时，应考虑到环境、气候或疾病的自然进展等引起的效应改变；n配对设计的资料结合相关或回归分析，有时能得到更丰富的结论。119119研究设计(4)：区组设计n随机区组设计(randomized block design)(randomized block design) 总体同质性差，部分同质性好， 采用区组控制，区组内随机。 是配对设计的扩展 同质性较好时，可以同时考虑两个 因素的分析(不考虑交互作用)。120120随机区组设计区组内同质、随机121121单向区组控制示意区组处理处理水平1水平2水平3水平4

51、123456122122配伍组设计例1 将人的血滤液放置不同时间，测定其血糖浓度。放置时间分4种(0,45,90,135分钟)，取八个健康人的血液，各分成4份，按配伍组设计，结果见下表。受试者编号放置时间合计0459013519595898336229594888436131061059790398498979590380510298978838561121121019441971051039788393895929080357合计808796754697 3055平均101 99.594.387.1标准差6.326.74.684.52 123123配伍组设计的方差分析 变异来源ssdfmsf

52、ptime943.63314.578.490.000block806.27115.228.740.000residual84.16214.007total18343159.16两两比较结果：放置时间,min04590135血糖浓度,mg%101.099.594.387.1124124血滤液的放置时间与血糖浓度的关系 085血糖浓度，mg%放置时间，分45901359095100105ln(103-)0.64940.01584yx=+125125结论：n人血滤液中的血糖浓度在放置0135分钟期间，随时间的延长而下降，起初下降不明显，而后逐渐加快，成指数下降。126126配伍组设计例2n在不同室温

53、下测定家兔的血糖浓度。室温分 7组，用4个不同种属的家兔各7只，按配伍组设计。分析室温对家兔血糖的影响。家兔种属室 温 ( )510152025303511301108282110120140212013011083100140160315014010011012012016041201007482100110130127127配伍组的方差分析 n两两比较结果：室 温 35 35 5 5 30 30 10 10 25 25 15 15 2020血糖浓度 147.5 130.0 122.5 120.0 107.5 91.50 89.25147.5 130.0 122.5 120.0 107.5

54、91.50 89.25变异来源 ssdf msfp 室温 10530.214361755.0357119.120.0000 种属2758.39293919.4642910.020.0004 residual1652.35711891.79762 total14940.964327553.36905128128配伍组设计例2 家兔的血糖浓度随室温()的变化510152025303580100120140160室温()血糖浓度2 = 166.8929+7.732143 +0.2064286 ytt129129配伍组设计例2n结论： 室温由5升至15，家兔的血糖浓度迅速下降，在1520期间到达最低，

55、估计最低点在18.73；由20至30阶段，血糖浓度又逐渐上升，并接近510时的水平；从30升至35期间，继续加快上升，而在35时，超过5时的水平。130130正确应用随机区组设计n配伍组设计是配对设计的扩展，在个体同质性较差时，采用配伍设计可以提高各处理组间的可比性和均衡性；n同一区组内的个体应达到同质；n当处理因素是温度、时间、浓度、剂量、ph值等连续性指标时，结合回归分析可以提取更丰富的信息。此时处理组应在4组以上；n实际上配伍设计是两因素多水平的试验，由于每种组合只作一次试验，故不能分析交互作用；n采用配伍设计时，要尽可能使观察值不缺失，虽然有估计缺失值的统计方法，但缺失时信息的损失是较

56、大的，缺失后的信息是无法弥补的。131131常用的研究设计(5)n拉丁方设计(latin square design)(latin square design) 双向的区组设计 行区组控制，列区组控制 方内随机 132132拉丁方设计:双向区组，双向的误差控制 行区组行区组列区组列区组12345iabcdeiibcdeaiiicdeabivdeabcveabcd133133拉丁方的随机化(1、4行交换 2、4列交换)行区组行区组列区组列区组12345iabcdeiibcdeaiiicdeabivdeabcveabcd134134拉丁方的随机化(1、4行交换 2、4列交换)行区组行区组列区组列区

57、组12345ideabciibcdeaiiicdeabivabcdeveabcd135135拉丁方的随机化(1、4行交换 2、4列交换)行区组行区组列区组列区组12345ideabciibcdeaiiicdeabivabcdeveabcd136136拉丁方的随机化(1、4行交换 2、4列交换)行区组行区组列区组列区组12345idbaeciibedcaiiicaedbivadcbevecbad137137拉丁方的随机化(1、4行交换 2、4列交换)行区组行区组列区组列区组12345idbaeciibedcaiiicaedbivadcbevecbad138138拉丁方设计 n为研究5种防护服对脉

58、搏的影响，考虑到处理的水平数为5，决定用5名受试者，在5个不同日期继续试验。试验按拉丁方设计。试验日期受试者甲乙丙丁戊1d133.4b98.0a114.0e110.8c110.62b144.4e132.8d113.2c119.2a115.23c143.0a123.0e115.8d118.0b103.84a129.8d104.0c114.8b116.2e100.65e142.8c120.0b105.8a110.6d109.8139139拉丁方设计资料的方差分析 变异来源ssdfmsfp处理间 218.02574 54.5064 1.240.3445个体间2853.67334713.418316.

59、270.0001日期间 508.07354127.0184 2.900.0684残 差526.1408 12 43.8451总变异4105.913324171.0797结论：五种防护服对脉搏的影响是相同的(p=0.3445)。 stata：anova x treat individual time140140fisher fisher 在rothamste rothamste 农场进行的拉丁方试验。141141纪念fisher 的拉丁方窗户。142142家兔被注射某种药物后疱疹之大小(cm2)动物编号注射顺序total1234561b 7.5c 6.7a 7.9d 6.1f 7.3e 6.97

60、.12e 8.5d 8.2b 8.1c 9.9a 8.7f 8.38.63c 7.3f 7.3e 6.8a 7.4b 6.0d 7.77.14a 7.4e 7.7c 6.4f 5.8d 7.1b 6.46.85f 6.4b 6.2d 8.1e 8.5c 6.4a 7.17.16d 5.9a 8.2f 7.7b 7.5e 8.5c 7.37.5total7.27.47.57.57.37.37.4143143拉丁方试验资料的方差分析 变异来源ssdfmsfp行 间12.8333 52.56673.910.0124列 间 0.5633 50.11270.170.9701处理间 3.8333 50.7