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可信区间在分析法定传染病发病趋势中的应用
在疾病控制实际工作中,对疾病发病与流行趋势的分析是极其重要的一环,科学而准确的分析势必对卫生行政部门制定疾病预防与控制策略产生举足轻重的影响.本文利用可信区间法对深圳市龙岗区1996-2000年肺结核发病的监测数据进行分析与预测,探索适合该区实际的防治策略,从而为该区制订肺结核防治规划提供科学依据.
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秩和比法在护理质量综合评价和因素分析中的应用
目的 探讨秩和比法在护理质量综合评价和因素分析中的应用,为提高护理质量、 加强护理管理提供科学依据.方法 应用基于秩和比的可信区间法综合评价某医院2006-2010年护理质量相关数据,并找出影响护理质量的主要因素.结果 除2006年与2007年、2008年与2009年、2009年与2010年两两年度护理质量之间的差异无统计学意义(P>0.05)外,其他两两年度护理质量之间的差异有统计学意义(P<0.05);其中2010年优,2008年和2009年处于中等水平,2006年和2007年处于较低水平.除X7与X4、X5与X1和X3、X1与X3、X3与X6、X6与X2两两指标之间的差异无统计学意义(P>0.05)外,其他两两指标之间的差异均有统计学意义(P<0.05);其中患者满意率和三基考核为主要影响因素,护理文件书写、分级护理和医院感染控制为次要影响因素.结论 该医院急诊科护理质量呈逐年升高趋势;该医院应采取针对性措施,不断提高患者满意率,强化三基训练和考核,同时应重视护理文件书写、分级护理和医院感染控制工作,提高护理质量和护理管理水平.
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秩和比法在学生地方性氟中毒健康教育效果综合评价中的应用
目的 应用秩和比法综合评价吉林省学生地方性氟中毒健康教育效果,并探讨其实际应用价值.方法 应用基于秩和比的可信区间法评价2009-2012年和3个项目县(区)健康教育前后学生氟中毒防治知识知晓率情况.结果 从不同年度学生健康教育效果看,除了教育前和教育后两两年度之间、健康教育后2010年和2012年之间的差异有统计学意义(P＜0.05)外,其余两年度之间的差异均无统计学意义(P＞0.05);从不同县区学生健康教育效果看,除了教育前和教育后两两县区之间、教育前镇赉县和宁江区之间、教育后宁江区与镇赉县和前郭县之间的差异有统计学意义(P＜0.00333)外,其余两两县区之间的差异均无统计学意义(P＞0.00333).结论 秩和比法用于评价不同年度不同县区健康教育前后效果综合评价的原理自明,操作简单可行,可以进行多重比较,值得推广应用.
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应用功效系数法评价健康教育干预后艾滋病传播途径知识知晓率
目的 评价三类特定人群经过健康教育干预后对艾滋病传播途径知识知晓率的效果,为行为指导干预工作提供客观依据.方法 应用基于功效系数的可信区间法评价某市疾病预防控制中心以暗娼、孕产妇和性病门诊男就诊者为调查对象,不记名调查的形式获得的健康教育干预后艾滋病传播途径知识知晓率资料.结果 通过计算得到3类特定人群艾滋病传播途径知识知晓率的总功效系数的排序为:①共用针具传播＞②血传播＞③母婴传播＞④同桌吃饭传播＞⑤蚊虫叮咬传播＞⑥安全套降低传播危险＞⑦外表识别感染者＞⑧单一性伴降低传播危险,①与⑤～⑧、②③与⑥～⑧、④⑤与⑦⑧、⑥与⑦两两之间的差异有统计学意义(P＜0.05),其余两两之间的差异无统计学意义(P＞0.05).结论 该市3类特定人群健康教育的重点是单一性伴降低传播危险、外表识别感染者和安全套降低传播危险,应采取得力措施开展行为干预措施,有效控制艾滋病在人群中的流行.
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秩和比法在春运期间车站候车室空气质量综合评价中的应用
目的 应用秩和比法比较分析春运期间长春铁路管辖区3个车站候车室空气质量水平,评价该方法的应用价值.方法 以微小气候、一氧化碳、二氧化碳、噪音、通风换气、有无异味和人员流动情况为评价指标,应用基于秩和比的可信区间法分析长春站、四平站和郑家屯站候车室空气质量检测合格率资料.结果 反映长春站、四平站和郑家屯站空气质量的综合指数RSR分别为0.619 0、0.714 3和0.666 7(排序为四平站＞郑家屯站＞长春站),RSR平方根反正弦变换值的95％CI分别为36.92～66.84、42.73～72.65和39.78～69.70,3个车站空气质量两两之间差异无统计学意义(P＞0.05).结论 3个车站空气质量水平排序之间的差异是由抽样误差引起的;应用秩和比的可信区间法用于评价车站候车室空气质量水平是一个统计推断过程,所得结果和结论更为可靠,具有推广应用价值.
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基于功效系数的可信区间法在公共场所卫生质量综合评价中的应用
目的：探讨基于功效系数的可信区间法在公共场所卫生质量综合评价中的应用价值。方法应用基于功效系数的可信区间法对某地实地检测影剧院、歌舞厅（KTV）、音乐茶座和商场4个公共场所卫生质量资料进行综合评价。结果影剧院的总功效系数及其平方根反正弦代换值y的95%CI为0.6663（39.27~70.15），歌舞厅（KTV）为0.1871（10.19~41.07），音乐茶座为0.3275（19.47~50.35），商场为0.6667（39.30~70.18），其卫生质量排序为商场>影剧院>音乐茶座>歌舞厅（KTV），两两比较表明商场与影剧院、音乐茶座和歌舞厅（KTV）卫生质量之间的差异均无统计学意义（P均>0.05），其余公共场所两两之间的差异均有统计学意义（P均<0.05）。与灰色关联分析法排序结果完全一致。结论应用基于功效系数的可信区间法综合评价公共场所卫生质量原理简单，算法简明，灵敏度高，易于理解，可为提高卫生监督质量、指导卫生监督工作提供客观依据，值得推广应用。
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加权秩和比在麻疹监测质量综合评价中的应用
目的 探讨应用加权秩和比评价麻疹监测质量的应用价值, 为提高麻疹监测质量提供参考依据. 方法 应用基于加权秩和比的可信区间法分析2009—2012年某省麻疹监测质量观测值. 结果 计算得到的2009~2012年的秩和比分别为0.4210、0.4868、0.7632和0.8289,平方根反正弦代换值的95%CI分别为27.09~53.81、30.00~57.60、47.52~74.24和52.21~78.93,2009年和2010年、2011和2012年两两年度麻疹监测质量之间的差异无统计学意义(P均>0.05),其余两两年度之间的差异均有统计学意义(P均<0.05). 结论 应用加权秩和比法可获得比TOPSIS法更丰富的信息,更有利于提高麻疹监测质量,值得推广应用.
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秩和比法在不同灭鼠剂灭鼠前后鸟类数量变化比较中的应用
目的：应用秩和比法比较不同灭鼠剂灭鼠前后鸟类数量变化情况。方法在灭鼠区域设置6条样带，3年内分别采用三种毒饵灭鼠，在灭鼠前后15 d按既定方法观察样带内鸟类数量并计算鸟类密度，应用基于秩和比的可信区间法进行统计分析。结果大隆灭鼠前的RSR及其变量变换值的95%CI分别为0.9167和58.33~88.11，灭鼠后分别为0.2083和12.26~42.04；敌鼠钠盐灭鼠前分别为0.7500和45.11~74.89，灭鼠后分别为0.3056和18.67~48.45；溴敌隆灭鼠前分别为0.6667和39.85~69.63，灭鼠后分别为0.4167和25.31~55.09，除大隆灭鼠前与敌鼠钠盐灭鼠前、敌鼠钠盐灭鼠前与溴敌隆灭鼠前、溴敌隆灭鼠前与溴敌隆灭鼠后、溴敌隆灭鼠后与敌鼠钠盐灭鼠后和大隆灭鼠后、敌鼠钠盐灭鼠后与大隆灭鼠后两两组别鸟类密度之间的差异无统计学意义（P>0.05）外，其余两两组别鸟类密度之间的差异均有统计学意义（P<0.05）。结论单纯从鸟类密度看，应用溴敌隆在保持生态平衡，维持环境质量方面具有重要的意义，应选择溴敌隆作为灭鼠剂。
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秩和比法在餐饮服务监管效果综合评价中的应用
目的 应用秩和比法综合评价某地餐饮服务监管质量,为保证餐饮服务环节食品安全,提高监管质量提供客观依据.方法 应用基于秩和比的可信区间法综合评价某市2007-2012年餐饮服务监管效果资料.结果 反映该市2007-2012年餐饮服务监管效果的综合指数RSR分别为0.5625、0.7396、0.5833、0.3750、0.5312和0.6250,其平方根反正弦代换值的95％CI分别为36.45～60.73、47.18～71.46、37.66～61.94、25.62～49.90、34.65～58.93和40.10～64.38,除2008年与2010年和2011年、2012年与2010年之间的差异具有统计学意义(P＜0.00333)外,其余两两年度之间的差异均无统计学意义(P＞0.00333).结论 秩和比法能较为客观地评价该市餐饮服务监管效果,为保证餐饮服务环节食品安全,提高监管质量提供了客观依据.
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层次结构定量数据组内相关系数的非参数Bootstrap估计
探讨Bootstrap自抽样如何在层次结构数据中实现,为组内相关系数(ICC)可信区间的计算方法提供选择.文中利用混合效应模型估计重复测量数据和两阶段抽样数据的ICC及利用Bootstrap法估计ICC的可信区间,比较不同的自抽样模式下ICC可信区间结果.重复测量实例结果显示Bootstrap整群抽样估计的可信区间包含ICC真值,如忽视数据的层次结构特征,Bootstrap方法得到无效的可信区间估计；两阶段抽样实例结果显示整群Bootstrap自抽样方法估计的ICC均数与原样本ICC偏差小,可信区间宽泛.表明对层次结构数据进行Bootstrap自抽样,需考虑数据的产生机制,即高水平Bootstrap自抽样的统计量估计更接近原样本统计量.
关键词： 层次结构数据 组内相关系数 可信区间 Bootstrap自抽样 -
浮动绝对危险:一种用于估计多水平影响因素可信区间的方法
估计多水平影响因素的相对危险,以便消除人为选择对照组造成的偏倚.通过浮动绝对危险方法 比较多水平影响因素任意两水平间RR值及其95%CI.文中通过英国国家对照研究小组的实例分析,利用浮动绝对危险方法 可以得到多水平危险因素各水平间的RR值及其95%CI.该方法 可以消除人为选择对照组的偏倚,以便无偏的比较多水平影响因素任意两水平RR值的95%CI,该方法 在流行病学研究中具有推广价值.
关键词： 浮动绝对危险 相对危险 可信区间 Cox比例风险回归模型 -
睡眠时间和睡眠质量对人群空腹血糖受损的现状研究：基于中国人群的横断面调查
目的探讨睡眠时间和睡眠质量对中国成年人空腹血糖受损的影响及交互作用。研究对象15145名符合调查要求的18～75岁的当地居民。主要和次要结果的测量用匹兹堡睡眠质量指数将睡眠质量分为好、中、差；以空腹血糖水平评估空腹血糖受损程度；每晚平均睡眠时间分为＜6h、6～8 h、＞8 h。运用非条件Logistic回归模型分析睡眠时间和睡眠质量与2型糖尿病的关系，通过Bootstrap法计算相对超额危险度比（ RERI）、归因比（ AP）和交互作用指数（ S）及其95％可信区间来评价睡眠时间和睡眠质量之间的交互作用。结果调整潜在的混杂因素后，相比睡眠质量好且睡眠时间在6～8h者，睡眠质量差且睡眠时间短的人空腹血糖受损严重（比值比＝6．37，95％CI：4．66～8．67， P ＜0．001）。调整潜在的混杂因素后，睡眠质量差和睡眠时间短的交互作用的RERI、AP 和 S 及95％CI 可信区间分别是1．69（0．31～3．76）、0．42（0．15～0．61）和2．85（2．14～3．92），睡眠质量好和睡眠时间长的交互作用的RERI、AP和S及95％CI 可信区间分别是0．78（0．12～1．43）、0．61（0．26～0．87）和－0．65（－0．94～－0．27）。结论结果提示睡眠质量差和睡眠时间短可能对空腹血糖受损存在交互作用。
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比数比可信区间的统计学核查方法
在病例对照研究中，比数比（OR）及其可信区间（CI）是为重要的统计分析指标［1，2］。然而在实际工作和已发表的论著中，我们发现：比数比可信区间的计算错误时有发生，有的甚至导致结论错误而未被研究者察觉［3-5］。作者提出一种可供研究者、审稿者、读者在不同阶段、不同已知条件下，对OR可信区间进行统计学核查的方法，以期减少这类错误的发生。 一、原理与方法 1.已知原始数据：计算OR值及可信区间的4个原始数据是：病例组暴露人数，病例组未暴露人数，对照组暴露人数，对照组未暴露人数，依次记为a、b、c、d。按Woolf法［1，2］，比数比的计算公式为：OR＝ad/bc。假定OR的对数近似服从以0为中心的正态分布，则经自然对数变换后的lnOR方差为：
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第十讲如何在论文中正确表达和解释统计结果
医学论文中的结构主要由摘要、引言、材料与方法、结果、讨论5个部分组成.据我们的粗略统计,医学期刊发表的研究论著,2/3以上涉及统计结果的表达和解释问题.例如在论文的"摘要"部分,要报告处理组和对照组的均数(中位数、率)、标准差(标准误)、P值、两组均数(率)之差、95%可信区间(CI)、OR值及多个观察指标的相关系数等.在论文的"引言"部分,除简要说明研究背景和研究目的外,还需要给出文献复习的综合结果,如文献报告的组间差别及P值等.其他重要的统计表达和解释主要集中在论文的"材料与方法"、"结果"和"讨论"三个部分,现分述如下.
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关于来稿中统计学方法描述的要求
(1)统计学分析方法的选择：对于定量资料,应根据所采用的设计类型、资料所具备的条件和分析目的,选用合适的统计学分析方法,不应盲目套用 t 检验和单因素方差分析；对于定性资料,应根据所采用的设计类型、定性变量的性质和频数所具备的条件及分析目的,选用合适的统计学分析方法,不应盲目套用χ2检验。对于回归分析,应结合专业知识和散布图,选用合适的回归类型,不应盲目套用直线回归分析；对具有重复实验数据检验回归分析资料,不应简单化处理；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做出全面、合理的解释和评价。(2)统计学符号：按 GB3358.1—2009《统计学词汇及符号》的有关规定书写,一律采用斜体排印。(3)资料的表达与描述：用-x ± s 表达近似服从正态分布的定量资料,用 M(P25,P75)表达呈偏态分布的定量资料；用相对数时,分母不宜小于20,要注意区分百分率与百分比。(4)统计结果的解释和表达：当 P <0.05(或 P <0.01)时,应说对比组之间的差异具有统计学意义,并写明所用统计学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)、统计量的具体值(如：t =3.452,χ2=4.683,F =6.794等)；在用不等式表示 P 值的情况下,一般选用P >0.05、P <0.05和 P <0.013种表达方式即可满足需要,无需再细分为 P <0.001或 P <0.0001。当涉及总体参数(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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关于来稿中统计学方法描述的要求
(1)统计学分析方法的选择：对于定量资料,应根据所采用的设计类型、资料所具备的条件和分析目的,选用合适的统计学分析方法,不应盲目套用t检验和单因素方差分析；对于定性资料,应根据所采用的设计类型、定性变量的性质和频数所具备的条件及分析目的,选用合适的统计学分析方法,不应盲目套用χ2检验。对于回归分析,应结合专业知识和散布图,选用合适的回归类型,不应盲目套用直线回归分析；对具有重复实验数据检验回归分析资料,不应简单化处理；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做出全面、合理的解释和评价。(2)统计学符号：按GB3358.1-2009《统计学词汇及符号》的有关规定书写,一律采用斜体排印。(3)资料的表达与描述：用x± s表达近似服从正态分布的定量资料,用M( P25,P75)表达呈偏态分布的定量资料；用相对数时,分母不宜小于20,要注意区分百分率与百分比。(4)统计结果的解释和表达：当P<0.05(或P<0.01)时,应说对比组之间的差异具有统计学意义,并写明所用统计学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)、统计量的具体值(如：t=3.45,χ2=4.68,F=6.79等)；在用不等式表示P值的情况下,一般选用P>0.05、P<0.05和P<0.013种表达方式即可满足需要,无需再细分为P<0.001或P<0.0001。当涉及总体参数(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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肝硬化患者肝储备功能对TIPSS术后近期疗效的影响
目的:探讨肝硬化门脉高压上消化道出血患者的肝储备功能对于TIPSS术后近期肝细胞损害和预后的影响.方法:收集肝硬化门脉高压合并上消化道出血经TIPSS术治疗的患者病历资料,采用回顾性的分析方法,对肝功能进行Child-Pugh分级和MELD评分,用χ2检验和t检验进行统计学分析.结果:TIPSS术对肝储备功能不同的肝硬化患者产生不同程度的肝细胞损害.Child-Pugh分级中A,B,C级损害率分别4.76%,30.00%,69.50%,三者之间差异具有显著性(P＜0.01).死亡率分别为4.76%,3.30%,13.00%.MELD评分中细胞损害率分别为6.25%,22.20%,90.00%,三者之间差异具有显著性(P＜0.01),死亡率分别为4.20%,3.70%,15.0%.MELD评分中＞20肝细胞损害率的95%可信区间为68-99%,而Child-Pugh C级肝细胞损害率的95%可信区间为47-87%.结论:TIPSS术对肝硬化患者具有明确的降低门脉压力的疗效,但同时对肝细胞也会产生不同程度的损伤加重;术前正确评价肝储备功能,恰当选择适应证将会减少死亡率.对于TIPSS术预后的判断,MELD评分优于Child-Pugh分级.
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结肠充气CT对检测大肠肿瘤的敏感性和特异性
目的:评价结肠充气CT对检测大肠肿瘤的敏感性和特异性.方法:对100例临床怀疑大肠肿瘤的患者进行结肠充气CT和结肠镜检查.结果:结肠镜检测出大肠癌13例,大肠息肉23例,共46个息肉(11个直径大于或等于1 cm,14个直径在6-9 mm,21个直径≤5 mm).结肠充气CT检测出大肠癌15例(其中假阳性1例),大肠息肉16个(9个直径大于或等于1 em).结肠充气CT对检测大肠癌的敏感性100%(95%可信区间(confidence interval,CI)(75-100%),特异性93%(95%CI66-100%);对检测大肠癌+直径大于或等于1 cm息肉的敏感性92%(95%CI73-99%),特异性96%(95%CI78-100%).结肠充气CT还检测出结肠镜未发现的大肠癌1例,2例大肠癌患者的远处转移和1例其他肿瘤.结论:结肠充气CT对检测大肠癌和直径1cm以上息肉有很高的敏感性和特异性,但对直径1cm以下息肉检出率低.对于临床可疑的大肠癌患者,结肠充气CT可作为检测结肠癌的初步检查手段.
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TNF-α基因启动子多态性与HBV感染转归的关系
目的:探讨中国汉族人肿瘤坏死因子-α(tumor necrosisfactor-α,TNF-α)基因启动子单核苷酸多态性与乙型肝炎病毒(hepatitis B virus,HBV)感染结果之间的关系.方法:慢性乙型肝炎患者131例,HBV感染自愈者165组应用聚合酶链反应-限制性片段长度多态性分析方法,检测HBV感染自愈者和慢性乙型肝炎患者TNF-α基因启动子-238G/A,-308G/A,-857C/T和-863C/A单核苷酸多态性位点基因型.结果:对慢性乙型肝炎组和HBV感染自愈组人群TNF-α基因启动子区域的-238G/A,-308G/A,-857C/T和-863C/A 4个SNP位点进行基因型分析,共发现12种启动子基因型,以GG·GG·CC·CC,GG·GG·CC·CA,GG·GG·CT·CC和GG·GA·CC·CC基因型多见,约占85%.通过对慢性乙型肝炎患者和HBV感染自愈者TNF-α基因启动子4个位点基因型联合分析发现,GG·GG·CC·CC,GG·GG·CC·CA和GG·GA·CC·CC基因型在慢性乙型肝炎组和HBV感染自愈组分布差异有显著性,其中携带GG·GG·CC·CC基因型的个体患慢性乙型肝炎的机会比(odds ratio,OR)为2.15,95%可信区间为1.34-3.45;而携带GG·GG·CC·CA或GG·GA·CC·CC基因型的个体患慢性乙型肝炎的OR分别为0.48(95%可信区间为0.27-0.86)和0.35(95%可信区间为0.14-0.89).HBV感染的清除可能与GG·GG·CC·CA(X2=6.14,P=0.013＜0.05)和/或GG·GA·CC·CC(X2=5.18,P=0.023＜0.05)基因型有关.进一步对各位点单核苷酸多态性分析发现,慢性乙型肝炎患者和HBV感染自愈者TNF-α基因启动子-238G/A、-857C/T位点基因型分布频率差异无显著性,而-308G/A,-863C/A位点基因型分布频率差异有显著性(-308G/A位点,X2=6.53,P=0.011＜0.05,OR=3.05;-863C/A位点,X2=4.33,P=0.037＜0.05,OR=1.69).结论:TNF-α基因启动子-308G/A、-863C/A位点多态性与中国汉族人HBV感染后的结果有关,其中TNF0-α308G/A和/或-863C/A位点A等位基因的存在可能有利于HBV感染的清除.
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不同基因亚型幽门螺杆菌对大蒜素的敏感性
目的:研究不同基因亚型幽门螺杆菌对大蒜素的敏感性.方法:从新鲜胃黏膜中分离、培养出Hpylori共5l株.经聚合酶链反应(PCR)鉴定Hpylori菌株的cagA,vacA(sl,mlb,m2)基因亚型.用琼脂稀释法测定51例Hpylori分离株对大蒜素的低抑菌浓度(MIC),并计算MIC5o值.结果:大蒜素对5l株Hpylori菌株表现出良好的抑菌效果,总抑菌率达92.2%(47/51),其MIC5o值为7.97 mg/L,MIC值范围在1.25-40 mg/L.vacAmlb+基因亚型Hpylori菌株较vacAmlb-基因亚型Hpylori菌株对大蒜素敏感(相对中位数潜力0.55,95%可信区间0.30-0.89);vacAm2+基因亚型Hpylori菌株较vacAm2-基因亚型Hpylori菌株对大蒜素敏感(相对中位数潜力0.67,95%可信区间0.44-0.98).cagA+vacAsl+mlb+、cagA+vacAsl+m2+基因亚型组合Hpylori菌株较cagA+vacAsl-mlb-Hpylori菌株对大蒜素敏感(相对中位数潜力0.38/0.37,95%可信区间0.10-0.78/0.11-0.81).结论:大蒜素对Hpylori菌株有良好的抑菌效果,其MIC5o值为7.97 mg/L,MIC值范围在1.25-40 mg/L.并且其抗菌作用随着大蒜素浓度的增高而加强.不同基因亚型及组合的Hpylori菌株对大蒜素的敏感性不同.
