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成年早期体重状态及至中年时期体重变化与高甘油三酯的关系
目的:探讨成年早期的体重状态以及成年早期至中年时期的体重变化与中年时期高甘油三酯(TG)之间的关系。
方法:选取参加1998年“九五”攻关课题的我国12个省市15组人群样本,均为整群随机样本,每个样本人群调查1000人左右(男女各半,年龄在35~59岁)进行心血管病危险因素横断面调查。调查内容包括问卷、人体测量和实验室检测。问卷包括询问调查对象在25岁时的体重。高TG定义为1998年调查时血清TG水平≥1.7 mmol/L。根据调查对象25岁时的体重和调查时测量的身高计算其25岁时的体重指数(BMI),参照中国肥胖问题工作组对中国成人BMI分类标准分为低体重组(BMI<18.5 kg/m2)、正常体重组(18.5~23.9 kg/m2)、超重组(24~27.9 kg/m2)和肥胖组(≥28 kg/m2)分别表示成年早期的体重状态。按25岁至中年时期的体重变化分为<-7.5 kg、-7.5~2.5 kg、-2.5~2.5 kg、2.5~7.5 kg、7.5~12.5 kg和>12.5 kg共6组,分别进行单因素和多因素Logistic回归分析。 -
成年早期体重状态及其至中年时期体重变化与高血压患病率的关系
目的:探讨成年早期的体重状态以及成年早期至中年时期的体重变化与中年时期高血压患病率之间的关系。
方法:选取参加1998年“九五”攻关课题的我国12个省市15组人群样本,均为整群随机样本,每个样本人群调查1000人左右(男女各半,年龄在35~59岁)进行心血管病危险因素横断面调查。调查内容包括问卷、人体测量和实验室检测。问卷包括询问调查对象25岁时的体重。人体测量包括身高、体重、血压。高血压定义为1998年调查时收缩压≥140 mmHg(1 mmHg=0.133 kPa),或舒张压≥90 mmHg,或调查时服用了降血压药物。根据调查对象25岁时的体重和调查时测量的身高计算其25岁时的体重指数(BMI),参照中国肥胖问题工作组对中国成人BMI分类标准分为低体重组(BMI<18.5 kg/m2)、正常体重组(18.5~23.9 kg/m2)、超重组(24~27.9 kg/m2)和肥胖组(≥28 kg/m2)分别表示成年早期的体重状态。25岁至中年时期的体重变化以现测体重与25岁时体重差值<-7.5 kg、-7.5~-2.5 kg、-2.5~2.5 kg、2.5~7.5 kg、7.5~12.5 kg和>12.5 kg分为6组,以体重变化-2.5~2.5 kg为稳定体重。分别进行单因素和多因素Logistic回归分析。 -
在1983年至1993年间诊断的前列腺癌Gleason评分的趋势
〔Gilland F D,et al.J Urol,2001,165:846〕 在20世纪80~90年代,中等分化前列腺癌病例的数量和比率有所增长。这种增长被认为是由于广泛应用前列腺特异性抗原(PSA)进行筛查的结果。作者在以人口为基础的研究中考察这种增长。为了报告肿瘤分级的趋势,作者进行一项设盲的标准病理学研究,并回顾在PSA应用前后(1983~1984年间以及1992~1993年间)诊断病例(为分层随机样本)的医疗记录。回顾存档的肿瘤活检标本或经尿道切除的前列腺标本以确定肿瘤的诊断以及Gleason评分。结果:Gleason评分为2、3和4分的肿瘤比率减少,而7、8、9和10分的肿瘤比率未变。Gleason评分的这种变化导致平均Gleason评分轻度增加,但无统计学意义。在肿瘤发现方法方面有显著变化,早期以偶然发现为主,近期以筛查发现为主。由于筛查所发现肿瘤的比率增加而这些肿瘤的平均Gleason评分显著高于偶然发现的肿瘤,总Gleason评分增加。(张民摘译顾方六校)
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单组设计、配对设计、交叉设计定量与定性资料差异性检验时样本含量与检验效能估计
本期讲座中,我们将向读者介绍单组设计、配对设计、交叉设计定量与定性资料差异性检验时的样本含量与检验效能估计.一、单组设计定量与定性资料差异性检验时样本含量与检验效能估计单组设计是指对来自某个总体的一个随机样本在一个特定条件下观测其定量或定性指标的取值.其特点是仅涉及一个试验因素的一个特定水平,受试对象未按任何其他试验因素或区组因素分组.
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临床实用统计学简述
临床原创性、创新性医学论文质量的核心问题是医学统计学。对照组的设计,P值r值,随机样本的抽取已有很多专家论述过。基层医院条件较大医院差,但疾病谱较大医院完整(因基层大多为综合医院而非专科医院)。就基层医院实用简易常用统计学讨论如下,请同道指正。
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方差齐性的平方秩检验
符合正态分布的计量资料,可以使用F检验或Bartlett检验来判断两样本或多样本所代表的总体方差是否齐性。对于非正态分布的资料或尚不能确定其分布类型的资料,可以使用本检验来判断所比较的总体方差是否有差异。应用条件要求所比较的样本为相互独立的计量资料的随机样本,总体均数可以相等或不等。
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Moses变异度检验
原理与方法该检验由Moses在1963年提出.应用条件要求两个随机样本相互独立,总体分布连续,两样本分别由X1,X2,…,Xn1和Y1,Y2,…,Yn2构成.检验假设①双侧H0为σ1=σ2,即两样本变异度相等;H1为σ1≠σ2,即两样本变异度不等.②单侧:H0为σ1≥σ2,H1为σ1<σ2.③单侧:H0为σ1≤σ2,H1为σ1>σ2.Moses检验的基本思路和方法是,将X和Y样本随机地分别分为含量相等的数个子样本,计算每个子样本中观察值的离均差平方和即∑(X-)2和∑(Y-)2,然后对离均差平方和编排秩次,并应用Mann-Whitney位置检验法检验结果.具体方法及步骤如下.
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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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Levene方差齐性检验
Levene方差齐性检验也称为Levene检验(Levene's Test).由H.Levene在1960年提出[1].M.B.Brown和A.B.Forsythe在1974年对Levene检验进行了扩展[2],使对原始数据的数据转换不但可以使用数据与算术平均数的绝对差,也可以使用数据与中位数和调整均数(trimmed mean)的绝对差.这就使得Levene检验的用途更加广泛.Levene检验主要用于检验两个或两个以上样本间的方差是否齐性.要求样本为随机样本且相互独立.国内常见的Bartlett多样本方差齐性检验主要用于正态分布的资料,对于非正态分布的数据,检验效果不理想.Levene检验既可以用于正态分布的资料,也可以用于非正态分布的资料或分布不明的资料,其检验效果比较理想.
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不同试剂盒检测乙型肝炎核心抗体结果比较
乙型肝炎病毒核心抗体(抗-HBc)是反映乙型肝炎病毒感染的重要指标之一,提高其检测水平,具有重要的临床和流行病学意义[1,2].我们采用美国雅培(ABBOTT)公司的微粒子酶免疫分析技术(Microparticle enzyme immunassay,MEIA)为参比方法,选择国内常见的3个厂家生产的ELISA试剂盒,检测160份临床随机样本,对它们的检测结果差异进行比较.并作初步分析评价.
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低值尿液比密三种检测方法测定结果的比较
文献[1,2]报道尿液比密用折射法、比密计法、试带法对随机样本测定结果无显著性差异,笔者用上述三种方法对低值尿比密尿液进行了比密测定,发现试带法测定的结果高于其它两种方法测定的结果,现报告如下.
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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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统计学系列讲座第8讲基于秩次的非参数检验
大家一定还记得在本系列讲座第5讲和第6讲中所提到的计量资料的t检验和方差分析吧?它们都有其应用条件:两个样本(t检验)或多个样本(方差分析)都是来自于正态分布总体的独立随机样本;各样本的总体方差相等.