醫(yī)學統(tǒng)計學案例選

案例1-1著手撰寫一份研究計劃書，你所選的研究課題應該關系到人類健康。簡單敘述立2-1（200424卷第862頁）欲觀察丹梔逍遙散治療混合性焦慮抑郁障礙的臨床療效，以某西藥作為對照2-228（19993月153172頁199011998328例單宮頸雙序分組，199510A組，199510B組。A組（米索組）于手術200μg14例；B組（對照字）單純采用常規(guī)流產(chǎn)術機械擴張宮頸后吸宮。作者認為該法“符合2-324pH（199533269頁）3024pH16例晝夜均異常，8例白天異常，2例夜里異常，18pH監(jiān)測200430761293例使用骨松52例。但對開放組患者的特征、所用藥物、用藥方法、觀察方法、是3組之間有無可比性？231234563-1某地（100萬人口）擬開展當?shù)刂欣夏耆朔且葝u素依賴型糖尿病的現(xiàn)況調(diào)查，目的212354-14-24是某研究者在一項回顧性調(diào)查中收集的部分資料，其目的是研究抗生素的表4- 某醫(yī)院內(nèi)、外科25例住院病人使用抗生素的情年齡(歲入院體溫205天為組距，構造住院時間的頻數(shù)分布表，并繪制住院時間的頻數(shù)分布直方圖，觀察374-25中。女的先天性心臟病發(fā)病的危險，對一群20～35歲有吸煙嗜好的孕婦進行了生育考察，在3204人患先天性心臟病。X表示觀察中患先天性心臟病的小孩數(shù)，X83204名小孩患先天性案例5-2根據(jù)對青少年生長發(fā)育大樣本的調(diào)查資料，計算得7歲男童的身高均數(shù)5-4身高范圍身高范圍實際人數(shù)和理論人數(shù)（百分數(shù)）1、隨機事件、概率與隨機變量是研究隨機現(xiàn)象的基本概念。通過隨機變量可用數(shù)學手段2Poisson分布是離散型隨機變量最為常見的分布類型。在醫(yī)療衛(wèi)生領域，若X服從二項分布。X0，1，2，…，n，X=k的概率按下式計算：P(

k)

k!(nk)!

其中π為每次試驗出現(xiàn)陽性的概率，且Pk

k)1Poisson分布主要用于描述在單位時間、面積、空間上某事件的發(fā)生數(shù)。醫(yī)學和衛(wèi)生領域中PoissonX0，1，…，其相應概P(

k)

n大，πPoisson分布。此時計算而項分布概率的工作量很大，可用Poisson分布公式作近似計算。3在解決實際問題時，許多研究指標服從（或近似服從）4采用抽樣研究的方法。3個基于正態(tài)分布的抽樣分布入2分布、t分布、F（g/L*（1976年）所載均數(shù)（轉為法定單位2、標準誤是反映抽樣誤差大小的指標。均數(shù)標準誤的理論值是

,S

p

樣本估計值為Sp p(1p)/37-21硬化、糖尿病、脂肪肝等的病人，男略高于女，參考值范圍分別是男：0.45-1.81mmol/L、女：0.40-1.53mmol/L。如何解釋男女血清甘油三脂的差異？22、假設檢驗的三個步驟：①建立檢驗假設：H0、H1，確定檢驗水準α。②計算檢驗統(tǒng)計P值并作出推斷結論。3、已知總體方差2并且樣本量比較大時，推斷樣本所代表的未知總體均數(shù)μ與已知總體均數(shù)μ0Z檢驗。已知總體方差2n1和n2X1X2Z4Znp介0.1-0.960p0.1-0.9之外，npn(1-p)的5。7H0H0的時候不能下“無差4個因素分別是總體參數(shù)的差異|δ|、個體差異的總體標準差σ，n和檢驗水準α。10P值成為因果聯(lián)系的證據(jù)，前提是要求研究設計符合“重復、對照、9-149-16表9- 4組病人某基因的表達率比X問：（1）（2）9-2A，B，C363只，隨機安排喂3種營養(yǎng)素中的一種；6周后觀察小白鼠增加體重情況(g)9-17的資料：表9- 3種營養(yǎng)素喂養(yǎng)小白鼠所增加體F=6.319P=0.011F=6.670P=0.001問：（1）（2）t檢驗等價，即有如下關系：t2=F。2思想是：在多個總體均數(shù)相等的假設條件下，樣本總變異及自由度可分解為處理和組FF定界值，最后做出是否拒絕檢驗假設的抉擇。345第十章210-1300個采樣10-17數(shù)據(jù)，試比較兩城市空氣質量有無差別。10-17 輕度污（1）

600300

300

...

300

1P查2

=9.49，2

=13.28，22

，P<0.01。按α=0.053立性的卡方檢驗和列聯(lián)系數(shù)來描述關聯(lián)性。關聯(lián)性分析卡方檢驗所用公式與兩個或多個頻數(shù)分布比較的卡方檢驗所用公式是一樣的，但它的設計和意義有根本區(qū)別，作關份或多份樣本，談不上關聯(lián)性問題。第十一章非參數(shù)檢驗-11-1某醫(yī)生為評價甲乙兩種藥物對皮膚廯菌的殺菌作用，以咪康唑散為對照藥物，將315104例、105106例。11-9，試比較甲乙兩藥物治療淺部真菌的療效如何？表11- 某藥物治療某病的療 nnn1=9.997df=6P<0.125,考慮到理論數(shù)小于5的格子數(shù)太多，用 r FisherP=0.107,在α=0.05的檢驗水準上，不能夠認為甲乙兩藥與對照組的療因為其推斷方法與總體分布無關，不應理解為與所有分布（例如有關秩的分布）2312-110年乙腦發(fā)病率（1/10Y7月小時，預報因子Ysin

Y?1.1970.0068X

SY.

X237.43lxx5690，n=10。19907X0=260α=0.05SY

(260 (26095%（0.571-（0.00008080.000119795%可能在：0.08～11.97/10Y在一定范圍內(nèi)波X的取值來實現(xiàn)。這是回歸應用的另乙方面。（XTSH水平（Y）數(shù)據(jù)建立的直線回歸方程為Y?=2.993+0.9973X.,SYX=0.3285TSH5mU/L，可認為新生兒缺乏碘，應該對妊娠產(chǎn)婦采取補碘干預TSHTSHα=0.05XY的影響之后，Y本身對回歸直線的離散程度為t2,df(雙側)或t,df（單側df=10-2=8,t界值表，單側t0.05,8=1.86095%?Y?1.86SYX2.99430.9973X1.8600.32853.60530.9973X當Y?=5X=1.3985mU/LTSH1.3985mU/L水平以上，95%TSH5mU/L。變量Yi與回歸方程預測值Y?（linear（indenpdenceX進行變換之后，如果呈現(xiàn)線性關系，可進行回歸分析；如果需要Y進行線性變換后才滿足線性，則需要進行非線性回歸分析。13-1606小時觀察測量該患者的體溫和13-3。體溫呼吸次數(shù)（次/分鐘（0.7507，0.985413-2219例資料整理乘表13-2療效1ρ>0表示正相關，ρ=0表示不相關，ρ<03PearsonSpearman4PearsonXY服從雙變量正態(tài)分布，并且在5XYtr=tb6XYSpearson7XYSpearson9H0：ρ=0P<α時，是判斷ρ≠0。僅能說明兩14-13種尿干化學分析儀進行平行測定結果的符合程度，同時觀察3干化學分析儀及配套試紙條對60例門診和病房送檢的新鮮陽性尿液標本（葡萄糖GLU、PROBLDLEU1項試陽性）4處理將各項指標分別計算陽性檢出率并計算2（GLU（PRO14-3 2 P 14-2檢 中國FA與日本 中國FA與匈牙利 日本US與匈牙利指標 SNKpaap3、S/N比值是指測量信號與影響測量信號識別的噪聲的比值，用于已知真值的條件下對測SNR4、Kappa值是評價臨床定性測量結果的一致度和信度的一種重要指標，常常用于評價不同（Sp果正確判為有病的概率，1-Se是假陰性率；特異度是實際未患病且檢測結果正確判為沒病的概率，1-Sp是假陽性率。此外，Youden指數(shù)綜合了靈敏度和特異度兩個指標的值，預測6、ROC1-Sp為橫坐標，Se為縱坐標按照連續(xù)變化的診斷閾值，由不同靈敏度和特異度繪制的曲線。ROC曲線繪制可以采用原始數(shù)據(jù)分組和ROCROC曲線的圖形和綜合評價統(tǒng)計兩?。前者可以直觀描述診斷效果及靈敏度特異度之間的變化關系，后者可理解為在所有定量資料的分析，后者適合等級資料分析。ROC曲線下面積比較，有成組設計和同源配對Delong給出的非參數(shù)計算方15-1（6216415頁）目的是觀察手控定量霧化吸入利多卡因治療激素抵抗型（SR）3個月，觀察臨床療效和口服激素減停劑量的情原文沒有設立平行對照，而采用單盲、自身前后對照。153個月后，咳嗽、喘（P<0.001<0.02，F(xiàn)EV1%FEVI的水平，并能成功地減少口服激素。15-43個主要因素，A：加水量，B：煎煮時間，C238、10、120.5、1和1.51、2、34-例-對照研究通過回顧性調(diào)查過去某段時間內(nèi)各種可能的危險因素的暴露史，測量并比較病ORRR值。16-1新藥臨床試驗研究是典型的實驗研究，在復方甘露醇注射液、甘露醇注射液治療16-2在胸腔積液良惡性（癌性與結核性胸腔積液）鑒別診斷研究中，發(fā)現(xiàn)胸水中的乳120例。請討論下列問題：100例？1003調(diào)查設計）類型、效應指標（觀察指標）6機抽樣在無限總體時可對各層參數(shù)估計值進行加權后按照單純隨機抽樣的估算公式進量估算。Log-rank檢驗時樣本量17-1某研究探討鋅對熱應激大鼠β內(nèi)啡肽的影響，取鋅飼料和熱暴露時間兩個因素，其中飼料中的鋅含量有高中低三個水平；熱暴露時間有：無人暴露（對照組5分30604D72617-β-530605分鐘時高，飼料鋅水平對熱暴露大鼠β-內(nèi)啡肽含量的影響：無論哪一個時間點上，高鋅、中鋅17-1鋅和熱暴露對大鼠血漿β-內(nèi)啡肽含量（pg.mg-1）的影響（XS3×4*6的析因設計，但所用方法僅僅時單獨效應的方差分析，14519-1101224周、364個時間點上谷丙轉氨酶（ALT）19-3。19-3A藥品治療慢性乙型肝炎不同時間谷丙轉氨酶（ALT）水平12243619-2為研究國產(chǎn)某藥品與同類型進口藥品對慢性乙肝患者谷丙轉氨酶（ALT）水4ALT水平，試驗結果如下。ALT19-13兩種藥品治療慢性乙型肝炎不同時間谷丙轉氨酶（ALT）水平122436t檢驗要求同一對子的兩個實驗單位的觀察結果分別與差值互相獨立，（Huynh-（Eplison）Green-Geisser，Huy-FeldtLower-bound3種方法，參235頁，SPSS操作部分。5個部分。如果5t20-1CYX1X2的關系，某研究20-15CYX1X2的關系。20-15CYX1X2CYX2的回歸方程:Y?-建立C反應蛋白YX1X2Y?-（1（2Y相關嗎？1（即殘差）服從正態(tài)分布，當樣本量比較21-84033.254399.003667.50。Yt檢驗或方差分析，其結果為：F=27.928，P<0.0001,差別有統(tǒng)（F=10.679,P=0.002，（F=9.220，P=0.004FSPSS軟件作協(xié)方差分析，F(xiàn)值的影響。測得每頭豬的初始重量（X）和增重（Y21-921-93種飼料喂養(yǎng)豬的初始重量和增重（3（回歸線平行）即要求各樣本回歸系數(shù)有顯著性，但是各個樣本回歸系數(shù)3、協(xié)方差分析的變量可以是連續(xù)變量和等級變量，但不能是影響處理的變量。協(xié)變量是（變量差分析或多元線性回歸的方法。logistic案例22- 為了探討糖尿病與血壓、血脂等因素的關系，研究者對56例糖尿65例對照者進行病例對照研究，收集了性別、年齡、學歷、體重指數(shù)、1122-122-2。 男=1，女 男=1，女小學以下=1，小學=2，初中高中=4，大專及以上<24=1，24<26=2，無=1，有不吸=1吸正常=1,高對照=0，病例表22- 糖尿病與血壓、血脂等因素的關系研究的數(shù)體 總

甘 高密

編 性別年齡學

家族史吸煙血壓指 固

三 脂蛋

SPSSlogistic值變量）logistic回歸。2logisticOR值有關，logistic常常用于流行病學中的病因分logistic回歸分析還可以校正混雜因素的影響。23-126例急性混合型白血病患者，欲120天內(nèi)癥狀是否緩解作=150%=0=012Fisher考慮患者年齡、骨髓原幼細胞數(shù)分組、CD34logisticlog-rank 考慮了患者年齡、骨髓原幼細胞數(shù)分組、CD34表達、性別這幾個變量，采用多因Cox分析。23-12是多個時段的累積結果。生存率的啡參數(shù)估計方法有乘積限法（Kaplan-Meier法）和壽命表50%3log-ranktestlog-ranktest有統(tǒng)計響因素后的組間生存比較。屬于比例風險模型，乘法模型。模型中回歸系數(shù)βi的統(tǒng)計學意Xi每變化一個單位所引起的相對危險度改變量，或使得風血病的病人。其中，B細胞急性淋巴細胞核白血?。ˋLL-B）6名，T型細胞急性淋巴細胞cDNA微陣列掃描數(shù)據(jù)（X1-X9。用系統(tǒng)聚類法（類間相似系數(shù)采用重心法核類平均法）Fi