(完整word版)医学统计学案例分析

1、医学统计学案例分析案例分析四格表确切概率法【例1-5】 为比较中西药治疗急性心肌梗塞de疗效，某医师将27例急性心肌梗塞患者随机分成两组，分别给予中药和西药治疗，结果见表1-4。经检2验,得连续性校正x P,0.05 ,差异无统计学意义，故认为中西药治 =3.134,疗急性心肌梗塞de 疗效基本相同。表1-4两种药物治疗急性心肌梗塞de疗效比较药物有效无效合计有 效率 (,) 中 药 12(9.33) 2(4.67) 14 85.7 西 药 6(8.67) 7(4.33) 13 46.2 合 计 18 9 27 66.7【问题 1-5】(1) 这是什么资料,(2) 该资料属于何种设计方案,(3

2、) 该医师统计方法是否正确, 为什么 ,【分析】(1) 该资料是按中西药de 治疗结果( 有效、无效) 分类 de 计数资料。(2) 27 例患者随机分配到中药组和西药组，属于完全随机设计方案。2(3)患者总例数n=27,40,该医师用x检验是不正确de。当n,40或T,1时，2不宜计算x值，需采用四格表确切概率法(exact probabilities in 2 X2 table) 直接计算概率案例分析, 卡方检验(一 )【例 1-1 】 某医师为比较中药和西药治疗胃炎de 疗效，随机抽取140 例胃炎患者分成中药组和西药组，结果中药组治疗80 例，有效64 例，西药组治疗60例，有效35

3、例。该医师采用成组t 检验 ( 有效 =1，无效=0)进行假设检验，结检验 (有效 =1，无效=0)进行进行果t,2.848 ， P,0.005 ，差异有统计学意义假设检验，结果t,2.848 ， P,0.005 ，差异有统计学意义，故认为中西药治疗胃炎 de 疗效有差别，中药疗效高于西药。【问题 1-1 】(1) 这是什么资料,(2) 该资料属于何种设计方案,(3) 该医师统计方法是否正确, 为什么 ,(4) 该资料应该用何种统计方法, 【分析】 (1) 该资料是按中西药疗效(有效、无效)分类de 二分类资料，即计数资料。(2) 随机抽取140 例胃炎患者分成西药组和中药组，属于完全随机设计

4、方案。(3)该医师统计方法不正确。因为成组t 检验用于推断两个总体均数有无差别，适用于正态或近似正态分布de 计量资料，不能用于计数资料de 比较。 (4) 该资料 de 目de是通过比较两样本率来推断它们分别代表 de两个总体率有无差别，应用四格表 资料 de 检验 (chi-square test) 。【例 1-2】 2003 年某医院用中药和西药治疗非典病人40 人，结果见表1-1 。表 1-1 中药和西药治疗非典病人有效率de 比较药物有 效 无 效 合 计 有效率(,)中药(11.2) (16.8) 28 50.0 1414西 药 2 (4.8) 10 (7.2) 12 16.7合

5、计 16 24 40 40.0某医师认为这是完全随机设计de2 组二分类资料，可用四格表de 检验。其步骤如下 :1(建立检验假设，确定检验水准H:两药de有效率相等，即0冗，冗12H:两药de有效率不等，即1冗？冗122( 计算检验统计量值(1) 计算理论频数根据公式计算理论频数，填入表7-2de 括号内。(2) (2)计算x值具体计算略。3( 确定 P 值，做出统计推断2查附表6( x界值表)，得0.025,P,0.05 ,按水准，拒绝H, 0 a ,0.05，差异有统计学意义，可认为两药de 有效率不等，中药疗效高于西药。【问接受 H1题 1-2 】 (1) 这是什么资料, (2) 该资

6、料属于何种设计方案, (3) 该医师统计方法是否正确, 为什么 ,【分析】中西药 de 疗效按有效和无效分类，该医师认为此资料是二分类资料即(1)计数资料是正确de。(3) 40 例患者随机分配到西药组和中药组，属于完全随机设计方案。(3)该医师用四格表检验是正确de,但计算值de公式不对。因为有一2个理论频数(T=4.8)小于5大于1,应用连续性校正公式计算 x值。具体计 算 21略。2查附表6( 工界值表)，得0.250,P,0.100 ,按a ,0.05水准，不拒绝H,差别无统计学意义，尚不能认为两药de 有效率不相同，中药疗效与西0药疗效基本相同。结论与前述相反。案例分析, 卡方检验(

7、二 )【例 1-3 】 某医师用某种中草药治疗不同类型de 小儿肺炎，其中病毒性肺炎60例，细菌性肺炎60例，治疗结果见表1-2。该医师对此资料采用行X列 检验，2得% =7.077 , P=0.069,差异无统计学意义，故认为此种中草药对不同类型小儿肺炎de 疗效分布无差别。表1-2某种中草药治疗不同类型小儿肺炎de疗效比较小儿肺炎类型治愈显 效 有 效 无 效 合 计 病毒性肺炎21 17 11 11 60 细菌性肺炎11 13 17 1960合 计 32 30 28 30 120【问题1-3（1）该研究是什么设计,（2）统计分析de目de是什么，统计方法是否正确 ,【分析】（1） 该资料

8、为完全随机设计方案。（2） 欲比较两组de 疗效是否有差别，其比较de结局变量（分析变量）是等级资料，为单向有序分类资料。用 2 %检验不妥，因为如果对其中de 两列不同疗效de 数值进行调换，值不会有变化，但秩和检验统计量有变化，所以该资料应该采用利用等级信息较好de 秩和检验或Ridit分析。（经秩和检验，结果为Z= -2.570 , P=0.010,差异有统计学意义。该结论与上述结论相反。）案例分析, 卡方检验（三 ）【例 1-4】 某医院采用甲乙两种方法测定60例恶性肿瘤患者体内ck 基 20因表达阳性率，甲法测定阳性率为70.0, ，乙法测定阳性率为38.3, ，两种方法一致测定阳性

9、率为26.7,。为比较甲乙两种方法de测定阳性率是否有差异，该医生首先将资料整理为表1-3。然后采用四格表 检验进行假设检验，得 x 2=12.118,P,0.005 ,差异有统计学意义，故认为甲乙两种方法de测定结果有差别，甲法测定阳性率较高。表 1-3 两种方法测定结果比较测定方法阳性数 阴性数 合 计 阳性率 (%)甲法 42 18 60 70.0乙法 23 37 60 38.3合 计 65 55 120 54.2 【问题 1-4】 (1) 这是什么资料,(2) 该资料属于何种设、f 、4计方案 ,(4) 该医师统计方法是否正确, 为什么 ,(4) 该资料应采用何种统计方法, 【分析】

10、(1) 该资料是按两种方法测定结果( 阳性、阴性) 分类 de 计数资料。(2) 该设计为同一受试对象接受两种不同de 处理，属于自身配对设计方案。(3) 该2医师用完全随机设计资料de四格表x检验分析配对设计资料，其统计表和统计方法均不正确。(4)比较甲乙两种方法测定结果de阳性率是否有差别，应采用配对2检验(或McNema检验)。案例分析,t 检验【例 1-1 】 某医生随机抽取正常人和脑病病人各11 例，测定尿中类固醇排出量(mg/dl),结果如表1-1。该医生根据此资料算得正常人尿中类固醇排出量de均数 =4.266mg/dl ，标准差S=0.985mg/dl; 脑病病人尿中类固醇排出

11、量1de均数=5.732mg/dl ,标准差S=1.626mg/dl ,配对t检验结果，t = -3.098， 2P < 0.05 ，故认为脑病病人尿中类固醇排出量高于正常人。表 1-1 正常人和脑病病人尿中类固醇排出量(mg/dl) 测定结果分 组 尿中类固醇排出量(mg/dl)2.90 5.41 5.48 4.60 4.03 5.10 4.97 4.24 4.37 3.05 2.78正 常 人脑病病人5.28 8.79 3.84 6.46 3.79 6.64 5.89 4.57 7.71 6.02 4.06【问题 1-1 】 1( 该资料属于何种设计方案, 2( 该医生 de 统计处

12、理是否正确, 为什么 ,【分析】(1) 该资料是随机从两人群( 研究 de 两个总体 ) 中抽取样本，测量尿中类固醇排出量，属于完全随机设计。(2) 该统计处理不正确。对完全随机设计de 资料不宜用配对t 检验。本资料应用完全随机设计两样本均数比较det 检验，目 de 是判断两样本均数分别代表de 两总体均数和是否相同。【例1-2】2005 年某县疾病预防控制中心为评价该县小学生卡介苗抗体效价，随机抽取了30 名小学生，测定结果见表1-2。经完全随机设计两样本均数比较det检验(方差齐，F=0.096, P>0.05) , t = 0.014 , P>0.05,故认为该县小学生卡

13、介苗抗体效价无性别差异。表 1-2 2005 年某县 30 名小学生卡介苗抗体滴度测定结果分卡介苗抗体滴度( 倒数 ) 组男 40 20 160 40 320 80 40 20 40 80 160 40 80 40 40 40 生女 80 20 160 40 40 160 40 20 40 160 160 40 80 40 生【问题1-2】 1(该资料属于何种设计方案? 2( 统计处理是否正确, 为什么 , 【分析】 (1) 该资料是随机抽取当地30 名小学男生和女生作为样本，测定每个观察对象 de 卡介苗抗体滴度，属于完全随机设计。(2) 由于抗体滴度值是等比各组 de 平均滴度应用几何均数

14、() 描述，其假设检资料，服从对数正态分布, G验不能直接用完全随机设计两样本均数比较det 检验 , 而应将观察值进行对数变换后再用检验。t方差分析【例 6-1 】 某研究者为研究核黄素缺乏对尿中氨基氮de 影响，将60 只Wistar 大白鼠随机分为核黄素缺乏、限食量、不限食量三组不同饲料组。每组20只大白鼠。一周后测尿中氨基氮de 三天排出量，结果如表6-1 。该研究者对上述资料采用了两样本均数t 检验进行两两比较，得出结论: 三组之间均数差异均有统计学意义(P<0.05) 。检验进行两两比较，得出结论: 三组之间均数差异均有统计学意义(P<0.05) 。表 6-1 3 组大

15、白鼠在进食一周后尿中氨基氮de 三天排出量(mg)6.02 3.70 2.46 4.71 3.82 7.04 4.73 4.77 3.93 6.563.44 5.96 3.60 2.36 4.65 3.77 6.94 4.62 4.633.23 3.47 2.59 3.30 2.60 4.99 3.20 4.27 3.14 8.423.13 3.26 2.50 3.21 2.61 4.90 3.23 4.078.21 5.66 5.34 7.36 6.84 5.20 5.11 4.69 9.33 11.554.04 8.06 5.48 5.19 7.30 6.76 5.08 5.05 4.61

16、核黄素缺乏组8.697.14 2.49不限食量组9.98【问题 6-1 】 (1) 这是什么资料,(2) 该资料属于何种设计方案,(3) 该研究者处理方法是否正确, 为什么 ,【分析】(1) 由于测定de 是三组大白鼠尿中氨基氮含量，属于多组计量资料。 (2) 60 只大白鼠随机分为三组，属于完全随机设计方案。(3) 该研究者统计处理方法不正确，因为t 检验适用于完全随机设计de 两组计量资料de 比较，不适用于多组计量资料de 比较。 (4) 要比较检验多组完全随机设计计量资料de 多个样本均数有无差别，需用完全随机设计计量资料de 方差分析。2.【例6-2 某医师研究A、B、C三种药物治疗

17、肝炎de效果，将30只大白鼠感染肝炎后，按性别相同、体重接近de 条件配成10 个区组，然后将各配伍组中3只大白鼠随机分配到各组：分别给予A、B和C药物治疗。一定时间后，测定大白鼠 血清谷丙转氨酶浓度(IU/L),如表6-7。该医师用完全随机设计资料 de方差分析 方法对资料进行了假设检验，F,12.63 , P,0.001 ,故认为三种药物de疗效不全相 同。表6-2 A、B C三种药物治疗后大白鼠血清谷丙转氨酶浓度(IU/L)1 2 3 4 5 6 7 8 9 10区组号652.40 741.30 675.60 582.80 491.80 412.20 494.60 379.50 679.

18、48588.78 处理 A624.30 772.30 632.50 473.60 462.80 431.80 484.90 380.70 634.93474.56 处理 B445.10 432.50 362.70 348.70 345.90 312.80 296.30 228.40 372.26352.77处理C【问题 6-2】 (1) 该资料是什么资料,(2)该研究是什么设计,(3)统计分析方法是否恰当,【分析】(1)由于测定de是血清谷丙转氨酶浓度(IU/L)，属于多组计量资料。 (2) 30 只大白鼠，按性别相同、体重接近划分为10个区组。每个区组3只大白鼠随机采用A R C三种药物治疗

19、，故属于随机区组设计方案。(3)该医师应用完全随机设计计量资料de方差分析进行检验是不正确de,应该选用随机区组 设计 de 方差分析方法进行检验。案例分析, 秩和检验例 1-1 】 某医师用改良deSeldinger s 插管技术对8例经临床和病理证实de恶性滋养细胞月中瘤进行选择性盆腔动脉插管灌注化疗。测定治疗前后血中deHCG量如表 1-1 。该医师考虑到数据相差较大，采用对数变换后进行两样本均数比较det 检验，得t =2.460 ， P,0.05 ，差异有统计学意义，故认为治疗前后血中HCGde含量有差别。表1-1灌注化疗前后HCG量测定结果(pmol/L) 病例号 灌注前 (X)

20、灌注后 (X) lgX lgX 1212(1) (2) (3) (4) (5)1 1280000 210000 6.1072 5.32222 75500 3300 4.8779 3.51853 12450 2210 4.0952 3.34444 1500000 9.3 6.1761 0.96855 10000 2500 4.0000 3.39796 9700 1203 3.9868 3.08037 15588 4825 4.1928 3.68358 4223 914 3.6256 2.9609【问题 1-1 】1(这是什么资料?2( 该实验属于何种设计方案,3( 该医师统计方法是否正确, 为什

21、么,【分析】(1) 该资料为计量资料。(2) 该实验属自身配对设计方案。(3) 该医师统计方法不正确。首先，配对资料一般采用对每对数据求差值后进行比较，而该医师采用完全随机设计资料de 检验方法，统计方法与设计类型不符 ; 其次，该医师考虑了数据相差较大，即不满足t 检验 de 前提条件正态分布，采用了对数变换，基本思想正确。但治疗前后de 数据经对数变换后，其差值de变异仍然较大(经正态性检验，0.05),因此仍不满足配对检验dePt条件，故该资料宜采用非参数检验方法，即Wilcoxon 配对设计de 符号秩和检验，目de 是推断配对资料de 差值是否来自中位数为零de 总体。【例1-2】某

22、医生用某种中药治疗I 型糖尿病患者和II 型糖尿病患者共45例，结果见表1-2。为评价该中药对两型糖尿病 de疗效有无差异，该医生对22此资料进行x ,5.289 , ,0.05 ,差异无统计学意义，故认为该中检验，得XP药对两型糖尿病患者de 疗效基本相同。表 1-2 某种中药治疗两型糖尿病de 疗效比较疗效等级I 型糖尿病II 型糖尿病合 计9 3 12 无 效10 9 17 好 转5 11 16 显 效22 23 45 合 计【问题 1-2 】1(该资料是什么资料,2( 该研究是什么设计,3( 统计分析中有无不妥之处,【分析】(1) 该资料 de 分组变量 ( 两型糖尿病) 是二分类资料

23、，分析变量( 疗效等级 ) 是等级资料，称为单向有序分类资料。(2) 研究设计为完全随机设计。(3) 统计分析不正确。该医生de 研究目 de 是比较中药治疗两型糖尿病de 疗效，2用X检验只能说明各处理组de效应在分布上有无不同，而不能说明各处理 组效2应de平均水平有无差别，也就是说 x检验没有利用等级信息，因此效率较 低。该资料宜用非参数检验deWilcoxon 秩和检验。案例分析, 直线相关与回归分析【例1-1】 为评价环境噪音强度对社区居民生活de影响程度，某市疾病预防控制中心监测了该市10 个社区 de 环境噪音强度，同时调查各社区居民de 失眠患病率(%)，结果见表1-1 。经对

24、噪音强度数量化(+ =1 ， + =2， + =3， + =4，+ =5)后，某医师对该资料采用Pearson 直线相关分析，得r,0.853 ，P,0.005 ，认为环境噪音强度与居民失眠患病率之间存在正相关关系。表 1-1 某市 10 个社区环境噪音强度与居民失眠患病率1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 社区编号+ + + + + + + + + + 噪音强度失眠患病率21.20 23.40 11.40 16.90 17.50 26.30 13.60 25.60 11.6025.30 (%)【问题 1-2】 1( 这是什么资料, 2( 该医师处理方法是否正确, 为什么 , 3( 该资

25、料应该用何种统计方法分析,【分析】(1) 该资料包含环境噪音强度与居民失眠患病率两个变量，一个属于等级资料，一个属于计量资料。(2) 该医师处理方法不正确，因为环境噪音强度为等级资料，不服从正态分布，因此，不能用Pearson 直线相关分析。(3) 该资料应选用非参数统计方法，可采用Spearmande等级相关(Spearman' s rankcorrelation) 来分析两者de 关系。【例1-2】某地对血吸虫流行区进行血吸虫与大肠癌关系de调查研究，抽查39 个乡 de 资料，各乡抽查人数相同。血吸虫感染率最低为8.9, ，最高为79.3, 。将血吸虫感染率(,)作x,大肠癌标化

26、死亡率(1/10万)为y,作相关回归分析，得 r,0.6315 ， P,0.01 ， b,0.1344 ， a,4.152 。【问题 1-2】(1) 能否用直线回归方程描述两者de 关系，为什么,(2) 若血吸虫感染率为20, ，则大肠癌标化死亡率平均是多少,(3) 若血吸虫感染率为90, ，大肠癌标化死亡率平均又是多少,【分析】(1) 能用直线回归方程描述两变量间de 关系，因为回归系数de 假设检验与相关系数 de 假设检验等价，既然rde 假设检验 ,0.01 ，可认为两变量有直线P关系，所以能用直线回归方程来描述两变量间de 关系 :,4.152+0.1344 x(2) 将 x=20

27、代入方程，求得y,6.84 ，则血吸虫感染率为20, 时，大肠癌标化死亡率平均是6.84/10 万，因为没有提供所需de 数据，不可能求大肠癌标化死亡率de 容许区间，所以到此结束。(3) 由于血吸虫感染率de 实测值范围是8.9,79.3, ， 90, 已超出此范围，不宜用该回归方程来估计大肠癌标化死亡率。案例分析 -实验设计1 .案例11-1某医师观察某新药治疗急性气管炎de疗效，用氨苇青霉素作对照。病人入院时，体温在39?以下分入治疗组，39?及以上分入对照组，结果新药疗效优于氨苄青霉素。【问题11-1(1)该医师de结论是否正确，(2)实验设计有何缺陷，(3)应该怎样正确设计,【分析】

28、(1) 该医师 de 结论不正确。(2) 该实验设计违犯了均衡性原则和随机化原则，实验结果没有可比性。因为体温在39?及以上者病情较重，39?以下者病情较轻，治疗组和对照组病人de 病情程度不同即病情不均衡，治疗组为轻病人，对照组为重病人，这类试验必然导致错误de 试验结果。如果治疗组和对照组交换一下，对照组为轻病人，该新药可能就没有效果。(3) 正确 de 实验设计: 随机抽取足够样本含量de 急性气管炎病人，采用随机方法，将39?及以上病人随机分成治疗组和对照组，将39?以下病人也随机分成治疗组和对照组，两组除了治疗药物不同外，其它条件尽可能相同，采用盲法进行治疗和观察，结果进行假设检验以

29、后再下结论。上述分析表明: 临床科研结果de 好坏取决于临床试验设计de 好坏，良好de 实验设计才能得到较好de 科研结果。2 .案例11-2某研究者欲评价多糖铁复合物治疗儿童轻度缺铁性贫血de疗效，在城北小学抽取60 名确诊为轻度缺铁性贫血de 儿童，服用多糖铁复合物为实验组在城南小学抽取60 名确诊为轻度缺铁性贫血de 儿童，未服用多糖铁复合物为对照组，观察指标是血红蛋白含量。结果城北小学观察对象血红蛋白均值明显上升，城南小学观察对象血红蛋白略有提高，但比城北小学低，故认为多糖铁复合物有升血红蛋白作用，能有效治疗缺铁性贫血。【问题 11-2】(1) 该研究者遵循de 均衡原则是否合理,

30、为什么 ,(2) 该研究 de 混杂因素是什么,(3) 应该怎样正确设计,【分析】(1) 该实验设计de 缺陷是违背了均衡原则，即不清楚两所小学儿童de 家庭经济条件、地理位置、儿童饮食习惯、营养条件是否相同或很相近，如果明显不同，则影响血红蛋白含量de 因素除药物外，也可能是儿童饮食营养条件，不能将血红蛋白量升高这一结果完全归之于多糖铁复合物de 疗效。因此认为这个没计是不均衡设计。(2) 本研究 de 混杂因素是饮食习惯和营养条件等。这些混杂因素得不到控制，就不能得出上述结论。但要通过改变儿童饮食习惯和营养条件来控制这些混杂因素是比较困难 de,可通过交叉均衡设计，以达到均衡目de。(3)

31、正确设计: 将城南小学60 名儿童随机分成两组，30 名服用多糖铁复合物，30 名不服药 ; 城北小学60 名儿童也随机分成两组，30 名服药， 30 名不服药。观察一段时间后，对城南和城北小学分开比较试验组和对照组即服药与不服药de 血红蛋白有无差别，也可将测得城南小学30 名服药儿童和城北小学30 名服药儿童合并，作为实验组求平均值，再将两小学各30 名未服药儿童de测定结果合并，作为对照组求平均值。对实验组和对照组de 平均值进行假设检验，如果实验组de 血红蛋白值高于对照组，且差异有统计学意义，可认为多糖铁复合物对血红蛋白有影响，对儿童轻度缺铁性贫血有治疗作用。3.案例11-3为评价某

32、种国产抗菌新药de疗效，某医生抽取患有某种疾病且符合入选条件de60 例患者，按入院后床位de 单双号分为两组，每组30 人。试验组服用该新药，对照组服用同类公认有效de 进口药，临床观察结果见表11-9。经四格表卡方检验，得卡方=3.750， P,0.05 ，差异无统计学意义，故认为该国产抗菌新药与同类进口药de 疗效基本相同。组 例 数 有 效 有效率 (%) 分30 21 70.0 国产抗菌新药30 27 90.0 同类进口药表 11-1 两组患者用药后有效率比较【问题 11-3】(1) 该研究属何种类型,(2) 在设计 de 过程中是否遵循了实验设计de 基本原则 ,(3) 该临床试验为何种对照,(4) 该医师 de 结论是否可靠, 为什么 ,【分析】(1) 该研究属临床试验设计。(2) 在设计与实施de 过程中，该医生是按照床位号码将入选de60 例患者随意分组，未能按照随机化de 原