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靴襻法分析在药物经济学评价中的应用
在药物经济学研究中,国外学者在利用可信区间法进行敏感度分析时,常用的方法有Fieller理论、Tavlor公式和靴襻法(bootstrap method)分析.其中Fieller理论、Taylor公式在计算成本-效果比的可信区间时要求成本和效果数据的分布满足正态分布,而实际上临床试验所得到的数据多数不服从正态分布,因此利用它们来计算增量成本-效果比的可信区间有一定的局限性.而bootstrap分析对数据的分布不作任何要求,因而应用范围更广[1].
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圆分布的平均角及其区间估计方法在传染病发病高峰评估中的应用探讨
目的 探讨圆分布在传染病发病高峰研究中的应用策略.方法 以四类传染病数据为基础,圆分布方法分析各病种流行规律,采用两种区间估计方法计算发病高峰期.结果 圆分布方法适用于单峰分布或略呈现双峰分布的传染病,对于双峰分布传染病,圆分布的雷氏检验并不能给出合理的结果;采用bootstrap计算发病高峰期区间过窄,标准差法结果较为合理.结论 利用圆分布方法研究传染病的流行规律时,应当先作折线图以便对该病种流行规律有宏观了解,流行高峰应当结合折线图和雷氏检验结果观察,对传染病发病高峰期的计算,采用加减标准差法比bootstrap法更具优势.
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集中指数及可信区间的SAS实现
目的 利用SAS软件实现集中指数及其可信区间的计算.方法 以2001年和2005年中国西部地区儿童营养状况的调查数据为例,分别计算两年干预组与对照组的生长迟缓、消瘦和低体重等指标的集中指数及其差值,利用bootstrap再抽样计算集中指数的可信区间.结果 根据集中指数计算公式,我们把SAS程序分为6步,终得到2001年到2005年干预组各营养指标的集中指数差值分别为生长迟缓-0.084,95％可信区间(-0.161,-0.001),消瘦为-0.094(-0.210,0.036),低体重为-0.109(-0.200,-0.004).结论 SAS程序及bootstrap方法具有通用性、实用性和高效性的特点.
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四种方法计算总体率可信区间的比较研究
目的比较一次近似法、校正一次近似法、二次近似法和二项分布精确法计算总体率95%可信区间的精密度、可信度和相对误差,并探讨一次近似法和校正一次近似法的应用条件和注意事项.方法用SAS软件编制MonteCarlo模拟抽样程序,比较4种方法的可信度;以精确法为标准,计算其他方法的精密度和相对误差.结果校正一次近似法的可信度、精密度与精确法相似,相对误差明显小于一次近似法和二次近似法.二次近似法不论是可信度还是精密度均明显差于精确法,并具有显著的相对误差.结论在进行率的区间估计时,建议采用校正一次近似法.
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决定系数的Bootstrap可信区间估计
目的 探讨通过Bootstrap抽样的方法来解决决定系数的可信区间估计.方法 通过实例分析,重复从原始数据中进行有放回的抽样得到Bootstrap样本,然后计算每个Bootstrap样本的决定系数的Bootstrap估计量.结果 Bootstrap估计量的BCa可信区间不仅矫正了非对称性,还对原始数据的异常值给予了矫正.结论 Bootstrap抽样不需要任何理论推导,使用方便,其估计量的BCa可信区间能够自动校正统计量的非对称性,因此更具优良性.
关键词： Bootstrap抽样 决定系数 可信区间 -
成本效果比五种可信区间估计法比较
目的给出成本效果比可信区间的佳估计方法.方法采用理论探讨和实证研究比较盒法、Taylor级数法、椭圆法、Fieller's准则和非参Bootstrap法等5种计算增量成本效果比可信区间估计方法的优缺点.结果传统的统计学方法计算卫生经济学评价中增量成本效果比的可信区间会带来偏倚,Fieller's准则和非参数Bootstrap法的估计较为精确.结论推荐采用Bootstrap法估计增量成本效果比可信区间.
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总体率可信区间计算的一次近似法及其特征
目的在对现有总体率可信区间计算方法优缺点进行评价的基础上,研究计算总体率可信区间的一次近似法.方法根据中心极限定理和连续性校正原理,给出一次近似法和校正一次近似法计算总体率可信区间的公式.结果得出了一次近似法计算总体率1-α可信区间的公式和校正一次近似法计算总体率1-α可信区间的公式,并对这两个公式的可解性、合理性、对称性和实用性等特征进行了讨论.结论在进行总体率区间估计时,一次近似法在理论上优于目前通用的二次近似法.
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定量方法对比研究重复测量设计Bland-Altman一致限LoA的可信区间估计
目的 本文将介绍两种不同重复测量设计情形一致性评价的Bland-Altman一致限LoA及其可信区间估计方法,并探讨两种不同设计情形中分别涉及的两种不同可信区间估计方法的统计学性能,为方法学的选择应用提供理论依据.方法 根据所测量样本真值是否变化,将重复测量设计分为两种类型,分别给出其Bland-Altman一致限LoA及其可信区间估计的两种方法(一种是Bland-Altman法,简称B-A法;另一种是方差估计反推法,简称MOVER法),借助Monte-Carlo模拟技术,在正态分布假定下,设定不同的样本量、小同的个体内变异性,分别采用B-A法和MOVER法,模拟获得95％ LoA范围的95％可信区间对总体设定的覆盖率,用覆盖率与95％的接近程度评价不同方法的统计学性能,理论上该覆盖率与95％越接近,反映方法的统计学性能越好.结果 用B-A法估计LoA可信区间的覆盖率随样本量的增大而增大,样本量为20以下时覆盖率不足90％,即使在样本量达到250时,其覆盖率仍在94％以下,而MOVER法覆盖率始终紧紧围绕事先设定的可信度95％微小波动,甚至在样本量为10时覆盖率也能接近95％.结论 MOVER法用于方法对比研究重复测量设计的LoA可信区间估计具有很好的统计学性能.
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周期性回归在季节分析中应注意的一个问题
余弦模型和圆形分布方法是常用的季节性统计分析方法，广泛应用于疾病或健康事件的医学周期性现象的研究中。故又被称为周期性回归分析。由于这两种方法的基本计算方法相同，结果一致，均可求分布高峰时点和集中趋势值，且算式简单，A值和r值可相互求得。余弦模型还可作拟合效果分析和预测。因此，在实际工作中更具优越性和实用价值。但在应用中常有时间区间估计不一致，结果分析不准确，或把余弦模型和圆形分布方法视为两种不同的方法等。我们在研究中已进行了深入的探讨并给予更正，但不同样本平均值及集中趋势的显著性检验分析尚需进一步讨论。方法 1.不同样本平均角( )差别显著性检验用Watson和Williams提出的F检验。 2.不同样本集中趋势(r)的大小与其样本平均角可信区间( ±s)的大小呈负相关，其差别的显著性检验方法可用χ2检验，全年为365天，按角度为360度。
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1∶M配对病例-对照研究中两种可信区间的SAS分析方法
1∶M配比的病例对照研究方法资料单因素常用Mantel-Haenzel卡方检验[1-3 ]进行分析,但是目前通用的统计软件大多没有提供计算程序,而手工计算又十分复杂,本文就如何应用SAS软件对1∶M配比资料的Mantel-Haenzel卡方检验的计算方法及对不同的方法计算OR可信区间进行讨论和比较.
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SPSS语句窗口编程在Ridit分析中的应用
多样本有序分类资料(或等级资料)我们一般采用非参数检验--H检验(Kruskal-Wallis法),但其结论只得出三组或多组间总的有差别,若要知道两两间是否有差别,则没有Ridit分析只要一次就能得出两两比较结果那么方便.Ridit分析是一种关于等级资料进行对比组与标准组比较的假设检验方法,其基本思想是先确定一个标准组(常用以往积累资料或样本含量相当大的资料)作为特定总体,求得各等级的R值,标准组平均R值理论上可以证明等于0.5,其他各组与标准组比较,看其可信区间是否与0.5重叠,来判断组间的统计学显著性[1],后得出专业解释.而Ridit分析在SPSS中却没有现成的模块,但我们通过编程可以方便的实现之,兹介绍如下.
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单样本中位数可信区间估计
从某个总体中抽取一个随机样本,样本中位数就是总体中位数的点估计值,但点估计值不能告知所估计的未知总体中位数的可信程度.而总体中位数的区间估计则可以告知对估计的未知总体中位数的可信程度,即总体中位数落入可信区间的概率的大小.估计可信区间时,一般取显著性水平α=0.05或α=0.01,相应的可信系数为1-α,可信度为100(1-α)%,通常按可信度估计可信区间.α=0.05和α=0.01是两个常选用的α值,其相应的可信度为95%和99%.也可根据所取α的不同,制定不同的可信度如80%,85%和90%等的可信区间.估计单样本总体中位数的可信区间有两种非参数方法:①符号检验法;②Wilcoxon符号秩检验法.
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Win Ratio法在比较两组间非正态分布数据中的应用
目的 介绍Win Ratio法的原理及技术,以及此方法在比较两组间非正态分布数据中的应用.方法 以一项随机对照双盲试验为例,采用Win Ratio法比较不符合正态分布的结局变量(孕周)在两组间的差异,并利用Bootstrap法估算相应的置信区间.同时比较与传统非参数检验方法结果之间的差异,所有分析均采用SAS 9. 4软件.结果 Win Ratio法估算干预组孕周高于对照组的概率为52. 83%,置信区间为(1. 04,1. 21).该结果与传统非参数方法一致,但Hodges&Lehmann法估计的置信区间结果中包含0.结论 相比传统非参数检验方法,Win Ratio除能够在区间估计的基础上判断组间差异是否具有统计学意义,还可以估计干预效应,同时可保证良好的可靠性和把握度.
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基于中心效应和临床界值的多中心临床试验评价方法学探讨
多中心临床试验考虑中心效应进行疗效评价时,需参考临床界值(如等效界值或非劣效性界值)进行统计分析,但经对国内外文献检索,发现有关文献报道极少.有小部分等效性或非劣效性研究结果,基于中心效应检验无统计学差异的情况下,计量资料应用两组资料的t检验,分类资料应用两组资料的U检验,或应用均数或有效率的可信区间进行统计分析;多数文献未考虑中心效应,直接应用两组计量资料的t检验,或两组分类资料的U检验,或均数或有效率的可信区间进行统计分析.
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用Bootstrap方法计算中位数的可信区间
临床试验中,除了需要了解两组观察对象的疗效是否存在差别,还希望能了解差别的大小.假设检验能够解决疗效是否存在差别的问题,但不能告知差别的实际大小.ICH GCP规定,在临床试验中,除了假设检验的P值外,还需要在统计分析报告中列出统计推断的可信区间.对于正态分布的数据,通过均数及标准误能够得到可信区间.但当数据分布未知时,此时中位数成为较好的表现数据集中趋势的统计量,然而中位数的可信区间的计算是比较困难的.此时,Bootstrap抽样估计中位数的可信区间成为较好的方法.
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谵妄与髋部骨折后的功能康复不良独立相关
目的：探讨谵妄在髋部骨折外科手术后功能自然康复过程中的作用，而不考虑骨折前病人的身体状况。 设计：前瞻性群组研究。 环境：在一个大的三级学术性医院进行整形外科手术。随访扩展到康复医院、护士之家及社区。 参加者： 126例病人急诊入院进行髋部骨折的外科修复。这些病人的年龄大于 65岁，平均年龄 (79± 8)岁， 79％的病人为女性。 测量：与病人或指定的代理人面谈，详细检查病人的病史记录，以明确病人骨折前的身体状况。与病人面谈的内容包括利用标准的仪器进行 ADL、谵妄症状等的测定，并评价病人的运动能力和骨折前的生活条件。根据医学记录我们获得了医学死亡率，髋部骨折的特性及外科修复。在住院期间，所有病人接受了每日的面试，面试的项目包括：迷你精神状态检查，谵妄症状检查。利用混乱评价方法推导对谵妄进行诊断。在骨折后的第 1个月和第 6个月，再次与病人和代理人联系。并与他们面谈 (同病人刚入院时的相似 )以明确死亡，持续的谵妄， ADL功能的降低，运动能力减退等情况。 结果：在出院时， 52例出现了谵妄症状，其中的 20例病人谵妄一直持续，在出院后的第 1个月， 52例病人中的 15例病人谵妄症状一直持续，在出院后的第 6个月， 52例病人中的 3例谵妄症状一直持续。对年龄在 80岁以上，骨折前就存在认知能力的损害及高医学死亡率的病人更容易发生谵妄。但是对这些因素进行调整之后，谵妄仍与骨折后 1个月的功能愈后不良相关：如 ADL降低 (机会比例 (OR)=2.6；可信区间为 95％， 1.1－ 6.1)，运动能力降低 (OR=2.6;可信区间为 95％， 1.03－ 6.5)，死亡 (OR=3.0％ ,可信区间为 95％， 1.1－ 8.4)。在出院后 1个月出现谵妄的病人与谵妄已经治愈的病人相比，愈后明显不良。 结论：谵妄很常见，而且症状持续。即使调整了骨折前的易感因素，谵妄仍与髋部骨折后 1个月的功能愈后不良相关。仍需进一步的研究以明确谵妄引起功能愈后不良的机制及确定哪一种预防或降低谵妄的治疗方式可以改善髋部骨折后的康复。（J Am Geriatr Sor 2000 Jun(6):618-24）
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未经治疗的血管瘤:生长模式及残余病灶
背景与目的婴幼儿血管瘤具有快速增长及可能损毁容貌的特性,因此,应给予重视.本研究旨在探讨血管瘤的生长模式和残余病灶的危险因素.方法 对1985-2000年间临床监护、未经任何治疗的血管瘤患儿进行随访调查研究.从病案资料中提取相关信息.访问患儿(或其家长)完成问卷调查表,请患儿到我们的门诊,对问卷调查表的相关内容进行讨论,并对患儿行体格检查.对血管瘤的各生长阶段情况进行记录,创建各生长阶段时间轴,如果有残余病灶,对其进行评估.结果 共对97例患儿的137处血管瘤病灶进行评估.48%患儿有前期病变.8个月时瘤体尺寸达到大.消退期平均在患儿2岁时开始,并于平均4岁时结束.69%患儿有残余病灶.表浅结节状血管瘤的残余病灶(74%)明显比深层血管瘤(25%)多(P ＜0.001;优势率8.4;95%可信区间2.4～29.1).97%患儿出现因感染、溃疡、出血未经治疗而产生的瘢痕.结论 血管瘤残余病灶会引起表皮损伤.血管瘤的生长模式与形成残余病灶的危险因素间无关联.这一结论将有助于更详细地预知血管瘤的预后情况,并将有助于判别哪些患儿需要治疗,哪些不需要.
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慢性静脉溃疡的当代概念
Tassiopoulos AK,et al.Eur J Vasc Endovasc Surg,2000,20(3):227 据估计，在欧洲和西方人群中继发于慢性静脉疾病(chronic venous disease,CVD)的下肢溃疡约占0.5%～1.0%。有报道，约有12%～14%的CVD病人存在静脉溃疡(临床分级C5和C6)。出现于20世纪80年代的静脉多普勒超声检查使人们对CVD的病因加深了理解及对功能不全的静脉段做精细估价。对静脉溃疡病人静脉返流分布及其重要性已有大量报道，但对每个静脉系统所起作用尚未达成一致。该研究用于评价静脉溃疡病人中静脉返流的分布情况。 查阅1980～1998年的文献，以使用多普勒超声扫描为检查手段，病例数大于30例的报告为入选标准。静脉溃疡的临床分级采用CEAP分级标准，主要为临床C5C6级共筛选出符合标准的13个研究报道，计1249条静脉溃疡肢体。但大多数报道未给出有关交通支静脉返流的详细资料。同时还注意到已明确的深浅静脉血栓形成(DVT)问题。数据结果用95%可信区间和卡方检验进行处理。 结果：所选病人的平均年龄为59岁。1153例(92%)患肢可检测到静脉返流。45%的患肢返流仅限于浅静脉，12%仅限于深静脉，43%同时累及两者。浅静脉受累者总计占88%，深静脉受累者总计占56%(P<0.0001)。关于交通静脉的返流包含于上述结果中。部分介绍交通静脉返流情况的报道分析结果表明，28%的返流仅存在于浅静脉中，6.6%的返流仅存在于深静脉中，交通支静脉仅为3.3%。浅静脉与交通支静脉同时存在返流为16%，深静脉与交通静脉同时存在返流为3.2%，与前述结果并不矛盾。 结论：88%的静脉溃疡肢体有浅静脉返流，45%的静脉溃疡肢体仅存在浅静脉返流，12%静脉溃疡肢体仅存在深静脉返流。这些结果提示，手术切除返流的浅静脉大多数病人可获得良好临床效果。(丁红光摘译张强审校)
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肌钙蛋白Ⅰ在临床应用中应注意的问题
肌钙蛋白Ⅰ作为心肌细胞损伤的标志物已得到临床一致认可,但肌钙蛋白Ⅰ并不是反应心肌损伤敏感的标志物,而肌红蛋白加肌钙蛋白Ⅰ才是诊断心肌损伤的佳标志物组合.肌钙蛋白Ⅰ翻译后的修饰非常复杂,因此,目前肌钙蛋白Ⅰ测定的标准化很难实现.再则,鉴于实验室建立自己的参考区间又不现实.因此,呼吁各试剂生产厂家联合相关部门确定参考区间,是好的现实选择.
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关于投稿的统计学要求
作者在投稿时，应在研究方法中写明所用统计分析方法的具体名称(如成组设计资料的t检验、两因素析因设计资料的方差分析等)和统计量的具体值(如t=3.45)，并尽可能给出具体的P值(如P=0．023)；当涉及到总体参数时，在给出显著性检验结果的同时，再给出95%可信区间。对于符合偏态分布的定量资料，应采用 M( QR )方式表达，不应采用x ± s方式表达。对于定量资料和定性资料，应根据所采用的设计类型、资料所具备的条件和分析目的，选用合适的统计分析方法，前者不应盲目套用t检验和单因素方差分析，后者不应盲目套用χ2检验。要避免用直线回归方程描述有明显曲线变化趋势的资料。不宜用相关分析说明两种检测方法之间吻合程度的高低。对于多因素多指标资料，要在一元分析的基础上，尽可能运用多元统计分析方法，以便对因素之间的交互作用和多指标之间的内在联系作出全面、合理的解释。使用相对数时，分母不宜小于20；要注意区分百分率与百分比。统计学符号按GB3358-82《统计学名词及符号》的有关规定书写，一律用斜体。
