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利用原始资料计算百分位数的方法
一、问题的提出百分位数是统计资料描述的重要指标.特别是中位数,不仅具有很好的稳定性,且适用范围广泛,可用于偏态资料,分布不明的资料和分布两端无确定值的资料.
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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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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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常染色体隐性遗传性多囊肾10例报告
小儿多囊肾又称常染色体隐性遗传性多囊肾(ARPKD),国外报道很少,国内罕见报道。现将我院1992~1998年收治的10例报告如下。 一般资料:本文10例中男6例,女4例。确诊年龄7天至11岁(中位数7岁)。此10例的父母均非近亲结婚。10例中3例有家族史:例6的父母及患儿姐妹3人均有腰痛、肾炎史;例1的姐姐现年12岁,1岁时发现肝脾大,10岁起每年呕血1次;例2的姐姐6个月时发现腹部膨大,12岁时因肝大、呕血死亡。
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第8讲计量资料的正确表达和处理(之一)
计量数据是通过客观测量获得的、带有度量衡单位的数据资料.常用均数(包括算术均数-x、中位数M、几何均数G)表示其集中趋势,用标准差(s)、四分位距(25%和75%位数)以及范围(小和大值)表示其离散趋势,其中多见的表达形式为-x±s.究竟采用哪种方式表达,应考虑数据的分布形态,只有正态或近似正态分布的数据资料才适宜用-x±s表示.
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眼科研究中平均视力的几种计算方法
目的:中心视力是衡量视觉器官功能状态,观察眼部疾病严重程度、治疗效果以及评估预后的常用指标.有关平均视力的计算方法较多,但有些方法并不适用于对平均视力的正确评估,因此有必要对平均视力的各种计算方法进行比较.方法:收集在我院眼底病门诊就治的中心性浆液性脉络膜视网膜病变患者21例,采用国际标准视力表随访观察治疗前后的视力结果.应用SPSS一9.0进行统计分析.结果:分别采用不同计算指标计算21例患者治疗前后的平均视力.发现治疗前、后平均视力(算术均数)分别为0.40和0.73;中位数分别为0.40和0.80;几何均数分别为0.34和0.66;LogMAR平均视力为0.34和0.66;调和均数分别为0.29和0.54.经比较算术均数和中位数的平均值均高于几何均数,而调和均数则低于几何均数.结论:由于在偏态资料中受较大数值的影响,算术均数和中位数的平均值均高于几何均数;而调和均数则低于几何均数.因此,在计算平均视力时应以几何均数为佳,有条件者应使用LogMAR视力表进行视力检查.
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孕中期唐氏综合征筛查中血清标志物中位数倍数校正模型
目的 探讨与建立适合我国人群孕中期唐氏综合征筛查的血清标志物中位数倍数校正模型.方法 利用非线性加权回归法构建血清学指标与孕龄的回归模型,根据PRESS统计量和校正决定系数选取优模型校正血清学指标,利用累积和图法与国外常用的筛查软件Lifecycle 3.0、2T软件内置的各中位数进行比较.结果 血清学指标与孕龄间有较好的回归关系,利用自建模型校正后,孕中期孕妇甲胎蛋白、游离人绒毛膜促性腺激素和游离雌三醇的累积和图在0附近,而利用Lifecycle 3.0、2T软件内置的中位数校正后,甲胎蛋白、游离人绒毛膜促性腺激素和游离雌三醇的累积和图远远偏离0.结论 基于我国人群建立的孕中期孕妇血清标志物中位数倍数校正模型比国外筛查软件中内置的中位数模型更适合我国孕中期孕妇的产前筛查.
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剖宫产手术的并发症
近年来,剖宫产手术率呈上升趋势,作为一名妇产科医师,本人结合多年的临床经验,并查阅相关资料,总结了剖宫产手术中一些常见并发症。希望工作者对剖宫手术的指征严格掌握,同时希望广大家属、产妇也要配合,争取尽量阴道分娩。
1剖宫产手术常见并发症
1.1产后出血:产后出血是剖宫产严重的并发症。2002年全国产后出血防治协作组对470例剖宫产进行调查,平均出血量475.35ml ,24小时总出血量平均589.71±280.46ml ,中位数532.14ml ,经阴道分娩24小时平均出血量398.6ml ,中位数是341ml ,可见剖宫产的出血量比阴道分娩的出血量明显增多。产后出血主要原因有以下几个方面:切口创面出血、子宫收缩不良、子宫切口愈合不良致远期产后出血等。 -
2015年承德市8~10岁学生尿碘检测结果分析
目的:监测食用新标准碘盐后承德市11个县(区)8~10岁学生尿碘水平,为碘缺乏病防治工作提供依据。方法:全市11个县(区)按东、西、南、北、中分别抽取 l 所小学,每所小学采集学生尿样40份,进行尿碘含量检测及数据分析。结果:检测尿样2248份,尿碘中位数为217.4μg/L,各县(区)中位数范围在154.8~239.3μg /L 之间。结论:全市8个县(区)儿童尿碘水平达到了适宜量水平,3个县(区)稍高于适宜量水平。食用新标准碘盐后,我市儿童尿碘水平已经降至接近适宜量。
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孕中期产前筛查母血清标志物中位数分析
目的:回顾性分析该地区正常孕妇孕中期母血清产前三联筛查结果,探讨目前采用的唐氏筛查软件内嵌中位数的适用性.方法:采用化学发光法对2 384例(14~21+6周)孕妇血清中甲胎蛋白(AFP)、人绒毛膜促性腺激素(β-HCG)和游离雌三醇(uE3)进行检测,分别按孕龄确定其中位数并与软件内嵌中位数进行比较.结果:该地区正常孕妇血清标志物的中位数与软件给定的中位数有差异(P值:AFP<0.05,uE3 <0.01,β-HCG>0.05).结论:各地区实验室应建立自己的中位数标准,从而提高产前筛查质量.
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沈阳地区孕中期产前筛查母血清标志物水平中位数的探讨
目的:建立沈阳地区孕中期母血清标志物水平的中位数.方法:2001年1月~2003年12月沈阳市内5区及苏家屯、东陵、新城子3个郊区孕中期产前筛查的孕妇24 715例,采用时间分辨免疫荧光法对孕妇血清中甲胎蛋白(hAFP)、游离β-人绒毛膜促性腺激素(Free hCGβ)进行检测,分别按孕龄确定其中位数并与软件给定的西方白种人群相应的中位数进行比较.结果:经过体重校正前后,沈阳地区孕妇血清标志物的中位数值与Multicalc软件内嵌参数源人群(欧洲高加索人)有差异(16~19周).结论:人种和体重对标志物水平均有影响,各地区实验室应该建立自己的中位数并且重视体重的校正,从而提高筛查质量.
关键词: 产前筛查 甲胎蛋白 游离β-人绒毛膜促性腺激素 中位数 -
龙岗区产前筛查标志物AFP、β-hCG及uE3中位数与出生缺陷的临床意义
目的:建立深圳市龙岗区血清标志物AFP、β-hCG及uE3的中位数,分析其与出生缺陷的临床意义.方法:采用时间分辨荧光免疫分析仪检测7323例孕中期孕妇血清AFP、β-hCG及uE3浓度建立中位数,分析中位数调整前、后高风险检出率及风险值的差异.结果:AFP、uE3中位数值与软件内嵌值差异有统计学意义(P<0.05),但β-hCG中位数差异无统计学意义(P>0.05);中位数调整前、后高风险检出率和风险值差异无统计学意义(P>0.05).结论:三联筛查方案中其中位数对出生缺陷风险值的影响要综合分析.
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改革Medicare与Medicaid
美国公共医疗保险中,重要、惠及面广的是联邦医疗保险计划(Medicare)和医疗补助计划(Medicaid).但随着美国人口结构的变化和医疗价格的上涨,预计未来Medicare和Medicaid将保持持续的高增长态势,给财政预算带来沉重压力.联邦政府也一直在考虑如何改革医疗补贴制度,以减少成本过快增长.制约两大计划发展瓶颈Medicaid与Medicare二者的差异很大(见表).Medicaid属于中位数检验计划,是由联邦政府部分出资,以参保者需求为目标提供的社会福利计划,并不属于社会保险计划,因此对于参加者有收入水平的资格限制.参加Medicaid计划的基本条件只有收入水平和财力.
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美国年轻医生财务状况调查
对于年龄小于35岁的年轻医生们而言,生活依然是一场"战斗",作为这样一个团体,他们的财务状况在近4年里依然没有得到改观.《医学经济(Medical Economics)》杂志在2001年进行财务调查时发现,年轻医生的家庭收入还不能够随着通货膨胀的幅度而上调,到了4年后的2005年,该杂志再次进行此项调查时,情况依然如故.一般而言,年轻医生的家庭收入(包括工作所得,投资和配偶的收入)已经在增长,但是34岁或者更年轻医生收入年平均增长1万元,尚不及通货膨胀的速度.在过去的4年里,通货膨胀率增加了9个百分点,而年轻医生的家庭收入中位数仅仅增加了7个百分点,为16万美元(见表1).
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人群健康研究的统计学方法第二讲计量资料的统计描述
计量资料的统计描述包括三部分:平均水平描述、离散程度描述和正态分布.1 平均水平描述平均数(average)是描述计量资料常用的统计指标,它说明一组观察值的平均水平或中心位置.常用的平均数指标有算术均数(arithmetic mean)、几何均数(geometric mean)和中位数(median).
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在成功清除HCV的非肝硬化患者中,基线GGT的水平与肝细胞癌密切相关
【据《J Hepatol》2014年5月报道】题:在成功清除HCV的非肝硬化患者中,基线GGT的水平与肝细胞癌明确相关性(作者Huang CF等)
丙型肝炎肝硬化患者尽管获得了持续病毒学应答,但仍然有进展为肝癌的风险。
为了探索获得持续病毒学应答的非肝硬化患者中肝癌的发病率以及进展为肝癌的风险因素。Huang CF等人对应用聚乙二醇干扰素α-2a联合利巴韦林治疗后获得持续病毒学应答的642个患者,进行了中位数为53个月的随访期(从6到133个月)。在2324.8的人年随访期间,其中33个患者发展为肝癌。COX回归曲线显示肝硬化为肝癌的强预测因素,其次是年龄和基线GGT水平。在肝硬化患者中,肝癌的发病率与GGT水平无明显关联,但在非肝硬化患者中肝癌的发病率与GGT水平密切相关,高GGT的患者肝癌发病率明显高于低GGT的患者。Cox回归分析显示获得持续应答的非肝硬化患者的肝癌发生与GGT水平以及年龄明显相关。而在年龄大的患者中,高GGT非肝硬化者和肝硬化者的肝癌发病率无差异。 -
尿碘砷铈催化分光光度测定方法的改进
中华人民共和国卫生行业标准WST107-1999检验规程中标注:尿碘砷铈催化分光光度法的线性范围为0~300μg/L碘,而我地区尿碘水平的中位数为351.19μg/L,在0~300μg/L的检测样本只有50%,再者消解液的配制也比较麻烦.为适应实际监测工作的需要,我们对尿碘砷铈催化分光光度测定法进行了一些探索和改进,改进后消解液的配制不仅省时、省事、经济,而且检测的线性范围在0~700μg/L碘之间仍有良好的线性响应.
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河北省地方性氟中毒重病区地方性氟中毒流行状况抽样调查
河北省为饮水型地方性氟中毒重病区之一[1],根据2001年统计,全省174个县(区、市)中126个为病区县,有8 889个病区村,其中重病区村851个、中病区村3 080个、轻病区村4 958个.病区总人口930.87万人,占全省总人口的13.96%.各级政府历来对防治地方性氟中毒工作十分重视,自70年代末就开始进行改水降氟防治地方性氟中毒,多年来始终坚持"先重后轻、建管并重和国家、地方、群众三集资"原则,经过20多年不懈努力,取得了明显成效.为掌握目前地方性氟中毒重病区的病情状况,全省开展了饮水型地方性氟中毒重点调查,考虑到居民饮水氟含量和儿童尿氟含量分布的不确定性,笔者用中位数和含氟量的合格率等指标对调查结果进行分析.
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老年重症急性胰腺炎52例分析
1 临床资料2002年9月-2008年11月在本院住院的老年重症胰腺炎(SAP)患者52例,占同期收治SAP的41.6%(52/126),所有病例均符合中国急性胰腺炎诊治指南制定的诊断标准.其中男性41例,女性11例,年龄60~80岁.发病至就诊时间为1~96 h(中位数16 h).并发胆石症18例,高m压病10例,高胆固醇血症10例,冠状动脉粥样硬化性心脏病6例,糖尿病7例,陈旧性脑梗死4例,其他疾病5例.