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统计学符号书写要求
统计学符号按GB/T 3358.1-1993《统计学名词及符号》的规定一律采用斜体排印。(1)样本的算术均数用英文小写x-,中位数用M;(2)标准差用英文小写s;(3)标准误用英文小写sx-;(4)t检验用英文小写t;(5)F检验用英文大写F;(6)卡方检验用希文小写χ2;(7)相关系数用英文小写r;(8) q检验用英文小写q;(9)概率用英文大写P( P值前应给出具体检验值,如t值、F值等);(10)比值比用英文大写OR;(11)95%可信区间用95% CI表示。
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统计学符号书写要求
统计学符号按GB/T 3358.1-1993《统计学名词及符号》的规定一律采用斜体排印。(1)样本的算术均数用英文小写x-,中位数用M;(2)标准差用英文小写s;(3)标准误用英文小写sx-;(4)t检验用英文小写t;(5)F检验用英文大写F;(6)卡方检验用希文小写χ2;(7)相关系数用英文小写r;(8) q检验用英文小写q;(9)概率用英文大写P( P值前应给出具体检验值,如t值、F值等);(10)比值比用英文大写OR;(11)95%可信区间用95% CI表示。
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DXH800红细胞新参数在缺铁性贫血中的应用
目的 建立健康人群的低血红蛋白密度(low hemoglobin density,LHD)和小红细胞贫血因子(microcytic anemia factor, MAF)的正常参考区间,研究两参数在诊断缺铁性贫血中的临床价值.方法 随机选取180例健康体检人群,其中男性90例,女性90例;54例缺铁性贫血(iron-deficiency anemia,IDA)患者,50例非缺铁性贫血患者.方法 应用UniCel(R)DxH 800血液分析系统进行血常规检测,根据分析参数的平均血红蛋白浓度(mean corpuscular hemoglobin concentration, MCHC)、平均红细胞体积(erythrocyte mean corpuscular volume, MCV)、血红蛋白(hemoglobin, Hb),计算参数LHD和MAF.结果 健康对照组LHD均值为2.11%, 95%可信区间为0.65%~3.79%.男性大于女性,差异有统计学意义9t=4.45,P<0.010) ; MAF均值为130, 95%可信区间为111.35~146.19.男性大于女性,差异有统计学意义(t=9.14,P<0.01).IDA组LHD明显升高,均值26.19%,与健康对照组相比差异有统计学意义(t=10.93, P<0.0l),与非缺铁性贫血患者组相比差异有统计学意义(t=4.68,P<O.Ol) ; MAF明显降低,均值78.88,与健康对照组相比差异有统计学意义(t=26.10,P<0.0l),与非缺铁性贫血患者组相比差异有统计学意义(t=7.60,P<0.0l).ROC曲线分析结果显示:当LHD取4.09%、MAF取109.9为CUT-OFF值时,诊断IDA的敏感度和特异性都比MCHC提高,MAF的灵敏度和特异性好.结论 建立江宁区LHD和MAF参考范围,LHD、MAF检测对于IDA早期诊断有一定的临床价值.
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单组临床试验目标值法的精确样本含量估计及统计推断
目的:针对结局为二分类变量以率作为终点评价指标的单组临床试验,探讨基于二项分布原理进行单组目标值法样本含量估计及统计推断的精确方法.方法:系统综合和全面论述了单组临床试验目标值法所涉及到的样本含量计算、可信区间估计和假设检验的精确方法.结果:按目标值起点为75%,间隔1%增加,给出预期事件发生率起点为76%,间隔1%增加,与目标值对应的精确样本含量结果,并列表给出β在0.20条件下,α分别取单侧和双侧0.05水平下的两套结果,可供直接查用.提供了可信区间估计及假设检验的精确计算公式.结论:为单组临床试验目标值法的样本含量计算、可信区间估计及假设检验提供了系统、实用的方法学支持.
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刀切法在临床和疾病预防中的应用及Jθ和SJθ的变化规律初步研究
[目的]探讨刀切法在临床和疾病预防中的应用范围,研究刀切统计量(Jθ)和刀切统计量误差(SJθ)的变化规律.[方法]以刀切法的原理和方法,先求出Jθ及SJθ,然后用Jθ±t0.05(n-1)SJθ计算总体率的95%可信区间(CI);根据所计算的数据,找出k值与Jθ值、SJθ值、总体率95%CI的变化规律.[结果]子宫肌瘤患者丁型肝炎的患病率的点估计值为6.51‰,95%CJ为0~1.55%;玫瑰痤疮患病率的点估计值7.826‰,95%CI为0~16.63‰;k与SJθ的回归方程为SJθ=4.482-0.0119k,相关系数r为0.9982.[结论]刀切法可广泛用于临床和疾病预防工作中的小概率事件研究;SJθ与k值呈负相关;Jθ主要与资料本身的特征有关,与人为分组几乎无关.
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美国《Emerging Infectious Diseases》2009年第15卷第11期有关人兽共患病论文摘译
P1738 豪华游轮上暴发戊肝//Bengü Said, Samreen Ijaz, George Kafatos,等2008年,4名完成环球旅行后返回英国途中的游客被确诊为急性戊肝感染.流行病学调查显示,在提供血清标本的789名游客中,有195人(25%)为血清抗体阳性,33人(4%)的IgM免疫球蛋白含量符合急性感染(其中11例表现为临床症状),162(21%)人仅有IgG阳性,为既往感染.游客年龄均数为62岁,女性居多(426/789,54%),但急性感染者多为男性(25/33,76%).3例病人的RNA测序证实病毒为戊肝病毒基因3型,和欧洲的戊肝病毒基因3型高度同源.急性感染与性别(男性)以及在船上是否饮酒和食用贝类食物显著相关(优势比为4.27,可信区间1.23-26.94,P=0.019).该起暴发可能是一起由共同传染源引起、经饮食传播的戊肝暴发.
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美国《Emerging Infectious Disease》2005年第10期有关人兽共患病论文摘译
P1507 食源性吸虫病//Keiser J and Utzinger J食源性吸虫病在一些国家特别是在东南亚以及西太平洋地区是一个新出现的公共卫生问题.我们简要介绍食源性吸虫的生活史及相关的影响因素.当前,全球受华支睾吸虫、并殖吸虫、肝片吸虫和后睾吸虫威胁的高危人群数量分别为6.01亿、2.938亿、9 110万、7 980万.我们调查了吸虫病与人类栖息地淡水体关系.靠近淡水体的居民感染吸虫病的危险度较远离淡水体的居民高2.15倍(95%的可信区间为1.38-3.36).水产业的高速发展被认为是食源性吸虫病重要的影响因素,我们对过去10~50年一些国家和地区的调查,支持了水产业的发展会引起食源性吸虫病这个观点.本文同时讨论食源性吸虫病的前景以及控制措施.
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双侧卵巢切除或增加糖尿病发病风险等8篇
卵巢激素调节葡萄糖摄取和胰岛素敏感性。虽然手术绝经较为频繁,但是它与糖尿病的关系尚未被广泛研究。为了评价子宫切除、子宫切除加双侧卵巢切除(BSO)、绝经年龄和生殖寿命与糖尿病发病率的相关性。来自路易斯维尔大学流行病学与人口健康部的Appiah等进行了一项研究,发现子宫切除并伴有BSO妇女糖尿病和其它慢性疾病发病风险增高。研究数据来自全国健康和营养检查调查流行病学随访研究中的2597例绝经后妇女,所有受试者基线无糖尿病。采用Cox比例风险回归模型计算校正的危险比和95%可信区间。研究表明,子宫切除并伴有BSO的妇女代表了一类糖尿病和其它慢性疾病风险增高的特殊人群。因此,绝经前在行子宫切除术时,因良性疾病摘除卵巢的决策应当与糖尿病及其潜在并发症的发病风险相平衡。此外,连接BSO与糖尿病的作用机制需要进一步确定。研究结果在线发表于2013年11月5日的美国DiabetesCare杂志上。
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关于对统计结果解释和表达的要求
当 P ﹤0.05(P ﹤0.01)时,应说明对比组之间的差异有统计学意义,而不应说对比组之间具有显著性(或非常显著性)的差别;应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、多个均数之间两两比较的 q 检验等),应尽可能给出统计量的具体值(如 t =3.45,χ2=4.68,F =6.79等)和具体的 P 值(如 P =0.0238);在用不等式表示 P 值时,一般情况下选用 P ﹥0.05、P ﹤0.05和 P ﹤0.01三种表达方式即可满足需要,无需再细分 P ﹤0.001或 P ﹤0.0001。当涉及到总体参数(如总体均数、总体率等)时,在给出显著性检验结果的同时,再给出95%可信区间。
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关于对统计结果解释和表达的要求
当 P ﹤0.05(P ﹤0.01)时,应说明对比组之间的差异有统计学意义,而不应说对比组之间具有显著性(或非常显著性)的差别;应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、多个均数之间两两比较的 q 检验等),应尽可能给出统计量的具体值(如 t =3.45,χ2=4.68,F =6.79等)和具体的 P 值(如 P =0.0238);在用不等式表示 P 值时,一般情况下选用 P ﹥0.05、P ﹤0.05和 P ﹤0.01三种表达方式即可满足需要,无需再细分 P ﹤0.001或 P ﹤0.0001。当涉及到总体参数(如总体均数、总体率等)时,在给出显著性检验结果的同时,再给出95%可信区间。
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AIDS相关免疫抑制与成人肿瘤发生无关
近,美国国立癌症研究所Frisch等认为,大多数非A IDS相关肿瘤的发生似乎与HIV感染进展引起的免疫抑制无关(JAMA 2001,285:1736).已往众多研究表明,AIDS患者Kaposi肉瘤、非霍奇金淋巴瘤及颈部肿瘤发生率显著增高. 但HIV感染或AIDS病人其它肿瘤的发生率是否也增高,缺乏系统的研究.因此Frisch等对197 8年到1996年间美国11个地区的AIDS和肿瘤登记资料进行了系统的研究,共包括302834例15 岁到69岁成年HIV感染和AIDS患者.他们先根据同时期普通人群的癌症发生率计算出AIDS病人的预期癌症发病例数,然后将AIDS病人的实际癌症发生例数除以预期癌症发病例数,获得 AIDS病人的癌症发病相对危险度(RR).然后根据下列3项标准确定肿瘤是否与AIDS的免疫抑制有关:①在AIDS发病前60个月到发病后27个月期间癌症发病RR显著升高;②患AIDS病后 4个月到27个月期间癌症RR显著升高.③与AIDS发病前相比,AIDS发病后癌症发病RR有上升趋势.结果显示,AIDS病人中,AIDS相关肿瘤发生率显著增加,但非AIDS相关肿瘤的发生率亦显著增加(4 422例,总RR为2.7,95%可信区间2.7~2.8).对具体肿瘤来说,只有霍奇金病(61 2例,RR为11.5,95%可信区间为10.6~12.5),特别是霍奇金病的混合细胞型(217例,RR为 18.3,95%可信区间为15.9~20.9)和淋巴细胞减少型(36例,RR为35.3,95%可信区间为24.7 ~48.8),肺癌(808例,RR为4.5,95%可信区间为4.2~4.8),阴茎癌(14例,RR为3.9,95% 可信区间为2.1~6.5),软组织恶性肿瘤(78例,RR为3.3,95%可信区间为2.6~4.1),唇癌 (20例,RR为3.1,95%可信区间为1.9~4.8),睾丸精原细胞瘤(115例,RR为2.0,95%可信区间为1.7~2.4)符合所有上述3条标准,可能与免疫抑制相关.作者认为,尽管总体上AIDS患者非AIDS相关肿瘤发病率要比普通人群高,但大多数非AIDS相关肿瘤似乎不受AIDS发展过程中越来越严重的免疫抑制影响.此外,某些肿瘤虽然符合上述三项标准,但HIV感染和AIDS病人发病率增高可能与其它因素有关,如:过度吸烟(肺癌)、与人类疱疹病毒频繁接触(阴茎癌)及记录不准确的Kaposi肉瘤病例(软组织恶性肿瘤).但霍奇金病(特别是混合细胞型和淋巴细胞减少型)、或许还有唇癌和睾丸精原细胞瘤的发生可能确实与免疫抑制有关.摘自<中国医学论坛报>2001年7月26日11版
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一项随机、序贯、开放性的对比索拉菲尼-舒尼替尼与舒尼替尼-索拉菲尼治疗转移性肾细胞癌的疗效和安全性的研究
为了前瞻性地评估多酶抑制剂的使用顺序,对比索拉菲尼-舒尼替尼(So-Su)与舒尼替尼-索拉菲尼(Su-So)两种治疗方案对转移性肾细胞癌患者的疗效,在未接受全身性治疗的转移性肾细胞癌患者中进行了一项多中心、随机、开放性的三期临床研究,并依据 Memorial Sloan Kettering 肿瘤中心的风险评分对患者进行分层(有利的或者居中的).患者被随机分为索拉菲尼400 mg 2次/d-舒尼替尼50 mg 1次/d与舒尼替尼400 mg 2次/d-索拉菲尼50 mg 1次/d 两组.主要疗效指标为无进展生存期的提高,通过二线治疗期间的随机进展或死亡来评估.次要疗效指标包括总生存期和安全性.研究中365例患者被随机分为 So-Su 组(182例)和Su-So组(183例),两组之间总的无进展生存期无显著差异(中位数分别为12.5、14.9个月,风险比为1.01,90%可信区间0.81~1.27,P=0.5).两组的总生存期相近(So-Su 与Su-So分别为31.5、30.2个月,风险比为1.00,90%可信区间0.77~1.30,P=0.5).So-Su组比 Su-So 组有更多的患者达到了本研究定义的二线治疗(57% vs 42%).两治疗组之间的不良反应发生率大体相同,索拉菲尼的常见不良反应为腹泻(54%)和手足皮肤反应(39%);舒尼替尼的常见不良反应为腹泻(40%)和疲劳(40%).综上所述,通过本研究我们发现调整索拉菲尼和舒尼替尼的用药顺序不能提高进展期/转移性肾细胞癌患者的总的无进展生存期;So-Su 与 Su-So 这两种治疗方案均对进展期/转移性肾细胞癌患者有效。
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一项随机、序贯、开放性的对比索拉非尼-舒尼替尼与舒尼替尼-索拉非尼治疗转移性肾细胞癌的疗效和安全性的研究
为了前瞻性评估多酶抑制剂的使用顺序,对比索拉非尼‐舒尼替尼(So‐Su)与舒尼替尼‐索拉非尼(Su‐So)两种治疗方案对转移性肾细胞癌患者的疗效,一项多中心、随机、开放性的三期临床研究在未接受全身性治疗的转移性肾细胞癌患者中进行,并依据 Memorial Sloan Kettering肿瘤中心的风险评分对患者进行分层(有利的或者居中的)。患者被随机分为索拉非尼400 mg BID‐舒尼替尼50 mg QD与舒尼替尼400 mg BID‐索拉非尼50 mg QD两组。主要疗效指标为无进展生存期的提高,通过二线治疗期间的随机进展或死亡来评估。次要疗效指标包括总生存期和安全性。研究中365例患者被随机分为 So‐Su组(182例)和 Su‐So 组(183例),两组之间总的无进展生存期差异无显著性(中位数分别为12.5、14.9个月,风险比为1.01,90%可信区间0.81~1.27,P=0.5)。两组的总生存期相近(So‐Su组与Su‐So组分别为31.5、30.2个月,风险比为 1.00,90%可信区间0.77~1.30,P=0.5)。So‐Su组比 Su‐So组有更多的患者达到了本研究定义的二线治疗(57% v s 42%)。两治疗组之间的不良反应发生率大体相同,索拉非尼的常见不良反应为腹泻(54%)和手足皮肤反应(39%);舒尼替尼为腹泻(40%)和疲劳(40%)。综上所述,通过本研究我们发现调整索拉非尼和舒尼替尼的用药顺序不能提高进展期/转移性肾细胞癌患者的总的无进展生存期;So‐Su与Su‐So这两种治疗方案均对进展期/转移性肾细胞癌患者有效。
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肾功能不全肝移植受者免疫抑制剂的使用探讨
肝移植后肾功能不全一直是移植领域关注的热点.肝移植后肾功能不全的发生随着移植时间延长逐步增多,特别是在术前本身就有肾功能不全或长期肝肾综合征导致的肾功能减退的患者中[1].但也有报道提出,钙调磷酸酶抑制剂(CNI)肾毒性是肝移植后肾功能不全的主要原因,并建议肝移植后应撤除CNI以降低其肾毒性.但撤除CNI是否能够改善肝移植受者的肾功能呢?之前确实有一些研究支持出现肾功能不全的肝移植受者从以CNI为基础的方案转换为西罗莫司(SRL)方案.但这些研究纳入的患者数量较少(一般仅20~30例),观察时间较短,且部分为回顾性研究.而且有研究提示,随着时间的延长,转换后获得的肾功能改善优势逐渐减少[2],甚至有研究提示,在转换后3个月时有改善的肾功能在转换后12个月时则改善不再存在[3].近期发表的一项荟萃分析显示,肝移植后将CNI转换为SRL,估算肾小球滤过率(eGFR)的变化为0.077 ml/s(95%可信区间=-1.01~10.26),提示转换后eGFR并无明显改善.同时荟萃分析还表明,将CNI转换为SRL后,药物不良反应有所增加,包括感染、皮疹、溃疡等[4].
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重症监护病室重症腹膜炎患者死亡率的预测因素
简介:重症腹膜炎死亡率的预测因素有待明确.公开发表的研究文件多数集中于不需进入重症监护病室(ICU)治疗的中度腹膜炎.本研究的目的是要确定患有严重腹膜炎的ICU患者死亡率的预测因素.方法:作者对1994年~1999年间诊断为腹膜炎被收入外科ICU的患者(社区获得性或术后腹膜炎)进行了前瞻性研究.比较存活者(S)与未存活者(NS)的人口学、微生物学数据和后果,采用Mann-Whitney和CHi平方检验进行无变量分析.多变量分析则用分步逻辑回归方案.计算出机率与95%的可信区间(95%CI).P<0.05时有显著性.
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听觉诱发电位(AEP)的神经生物学基础及临床应用(9)
AP和SP的绝对振幅有很大的个体差异,SP和AP的振幅比则较恒定.一般将SP/AP比值大于或等于0.45(或者≥0.4)视为异常.然而Coats(1986)报告在正常人,当AP振幅由1 μV增加到4 μV时,SP/AP比值则由0.4减至0.25.因此,只简单地用SP/AP比值单项来判断是否正常是不够的.Coats提出用"AP-修正SP"振幅比来弥补其不足.图33中的两线之间为正常SP-AP振幅关系的95%可信区间,任何高于此区间的都为异常(即在此界限上方的都视为SP/AP振幅比大于正常).Goin等(1982)也有类似的报告.在具体分析时还应考虑作ECochG检查时电极位置、声刺激的参量等对SP、AP记录的影响.
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膝关节的低场MRI与关节镜检查的前瞻性对照研究
摘自Fortschr Rntgenstr,1999,170∶35-40目的:确定低场磁共振系统对创伤性膝关节损伤的诊断准确性.材料和方法:由2位不同经验、水平的检查者分别对150例急性膝关节损伤的磁共振检查进行前瞻性评价.检查序列包括斜矢状面PD加权、冠状面T2Flash-2D序列、横断面STIR、斜冠状面T2-TSE以及3D成像(DESS序列).75例病人接受了保守治疗,另75例接受了手术治疗(关节镜或开放手术).结果:以关节镜检查为金标准,一位检查者对内侧半月板损伤诊断的敏感性、特异性、准确性均为92%;对外侧半月板撕裂为83%、93%和92%;对前交叉韧带断裂为95%、96%和96%;对关节软骨损伤为74%、93%和85%;对后交叉韧带断裂为100%.另一位检查者的结果分别为:81%、74%和77%(内侧半月板);61%、86%和80%(外侧半月板);79%、96%和91%(前交叉韧带);48%、91%和73%(关节软骨);100%(后交叉韧带).统计学上(Fisher Exact Test,95%可信区间)两者无显著差异.结论:使用检查时间较长的序列,经验丰富的检查者在低场磁共振所得的结果与中高场相近.虽然本研究统计学上两者无显著差异,但临床上与检查者的经验水平明显相关.
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心血管疾病治疗药物(续二)
1.8 临床试验研究①心力衰竭恶化:Ⅲ期临床试验,纳入4 133例心力衰竭恶化的患者,除标准治疗外,随机分配,口服托伐普坦30 mg,qd(n=2 072)或安慰药(n=2 061),平均疗程9个月,双重主要终点为全因病死率(优效性和非劣效性)和心血管死亡或因心力衰竭住院(仅优效性);次级终点包括呼吸困难、体重和水肿的变化.结果:托伐普坦组和安慰药治疗组分别有537例(25.9%)和543例(26.3%)患者死亡,危险比率(HR)为0.98,95%可信区间(CI)为0.87~1.11(P>0.05).
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应用Ridit法综合评价医院医疗质量
医疗质量是医院的核心,如何评价医疗质量是医院管理的重要工作.反应医疗效果的指标主要有治愈率、好转率、病死率等,但是用单一指标来评价医院医疗质量则不够全面和准确,需采用综合评价方法.常见的综合评价方法有模糊评价法、秩和比法、Topsis法、Ridit法等.而Ridit法[1]是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(常为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.可以证明:标准组R值的均数R标为0.5,假设对比组系来自标准总体的随机样本,则可信度为(1-a)时,对比组总体R值的可信区间包括0.5的概率为(1-a);反之,若此区间不包括0.5,则可根据检验水准a拒绝假设,而认为对比总体与标准总体有差别.本文应用Ridit法对某院的医疗质量进行综合评价,以此说明Ridit法在医院管理中的应用价值.
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两患病率之比的显著性检验对新沂市肺结核病防治效果的评价
利用两患病率之比的可信区间法,有助于说明两患病率的关系,较U检验和χ2检验更为可靠.