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心理学研究中的中介效应分析意义及方法评述
中介效应分析有助于揭示心理现象间复杂的间接关系,也有助于间接分析横断研究中变量间的因果关系.常用的中介效应分析方法有依次检验法、Sobel方法、区间估计法,从统计功效和适用广度来看,区间估计法中的非参数百分位Bootstrap方法为优秀.中介效应分析不仅要探明效应是否存在,还需要计算效应量大小,效应量指数有ab/c、k2和R2三种,相比较而言,R乙在衡量效应量时较为稳定.中介效应分析还处于初级阶段,更复杂中介模型的理论架构及分析方法探讨将是未来中介效应研究的趋势.
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对国内罪犯人格特征研究的元分析
目的:综合国内关于罪犯人格特征的研究(以EPQ为测量工具).方法:对已有的33项研究进行meta分析.结果:精神质、内外向、神经质、掩饰性各维度的综合效应量依次为0.623±0.115、0.064±0.077、0.606±0.062、-0.141±0.059.结论:与正常人相比,罪犯具有高精神质和高神经质的人格特征,而内外倾维度并未达到显著性水平.犯罪案由的不同可能是内外倾维度预测失败的一个理由.
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风险比在生存资料Meta分析中的应用
Meta分析可增加效应量的强度，增强结果的精确性，得出更加可靠的结论，为临床提供参考的信息；同时还可分析不同研究间的差异甚至产生新的假设[1]。
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基线风险变化与二分类数据效应量选择
目的：探讨在二分类数据Meta分析中效应量的选取。方法通过结合已发表实例数据，在考虑基线风险变化模型下，就二分类数据中常见的四种效应量指标即比值比（OR），危险差（RD），相对获益危险度[RR(B)]和相对有害危险度[RR(H)]进行比较。结果当预测基线风险变化时，在绝对获益治疗效应指标中的RR(B)与RR(H)的结果也会随之改变。单纯依据异质性的大小来作为效应量的选取标准，将会导致观察结果与真实结果间存在偏差。结论效应量的选取很大程度上受基线风险变化的影响，而单纯性依赖于异质性进行判定往往会导致结果偏差，与此同时，还需综合考虑经验证据及临床资料特征等相关因素。
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Meta分析中二分类数据效应量的选取
目的 基于实例研究,探讨Meta分析中二分类数据佳效应量的选取.方法 通过系统回顾551篇系统评价及114篇Meta分析,对比值比(OR)、危险差(RD)、相对获益危险度[RR(B)]及相对有害危险度[RR(H)]4个效应指标进行分析比较.结果 经系统回顾551篇Meta所提供的证据显示:在表示结果优越性方面上,RR与OR较RD具有更好功效;同时,与RR相比,OR可能会夸大Meta分析定量的合并结果,甚至产生定性上的不一致.来自于114篇Meta分析结果分析表明,对于预防不良事件的干预试验,基线风险发生率越大绝对获益功效越大,此时应优选RR(H).结论 效应量的选取需要综合考虑基线风险变化原因、效应量可解释性及其数学特性等多方面因素,对于特殊情形下,临床试验特征也是作为效应量选取因素之一.
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医学情境中框架效应的效应量分析
目的 讨论医学情境中5种框架效应的效应量差异.方法 自编医学情境问题,包括药物疗效评价,医嘱依从性,医生及医疗方案决策等,分别采用正、负2种框架描述.500名大学生被随机分为10组,每组被试回答一道决策问题.结果 5种类型的框架均表现出显著的框架效应(t属性框架=3.34,P＜0.01;t目标框架=-2.14,P＜0.05;t亚洲疾病=2.73,P ＜0.01;t不等值风险框架=2.09,P＜0.05;t数字框架=-7.50,P ＜0.01),且表现出从小到大的不同效应量(0.4≤d≤1.2).结论 医疗决策能够受到框架描述的影响.临床实践中应该注意医学描述的标准化.
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冷水浸泡对穿着美式足球制服中暑高热球员的降温效果
对中暑的美式足球球员，目前治疗推荐除去其身上的衣物和装备，将身体浸泡在冷水中进行降温，但穿着全套的美式足球制服是否会影响冷水浸泡（CWI）过程中直肠温度（Tr）的降温效果或体温下降后是否加剧低体温尚不清楚。因此美国学者进行了一项交叉设计试验研究，比较穿着全套美式足球制服或普通制服的中暑者分别接受CWI后Tr从39.5℃降至38.0℃所需时间及CWI后身着制服对Tr的降温效果。共纳入18位男性参与者，平均年龄（22±3）岁，身高（178.8±6.8）cm，体质量（82.3±12.6）kg，体脂（13±4）%，体表面积（2.0±0.2）m2。他们分别穿着普通制服（内衣、短裤、船员袜子、网球鞋）或全套美式足球服（控制T恤，网球鞋，泽西、足球裤子，覆盖膝盖、大腿和尾骨的衬垫，头盔，肩垫）。参与者在约40℃、35%相对湿度的环境中运动，直到Tr达到39.5℃后，脱掉他们的T恤和鞋子，各自穿着制服浸泡在冷水（约10℃）中，记录Tr降至38.0℃的时间，并在浸泡30 min后每5 min测量1次Tr。结果显示，身着全套美式足球服组Tr降至38.0℃所需时间为（6.19±2.02）min，身着普通制服组为（8.49±4.78）min（效应量＝0.48，P＝0.03），降温速度分别为（0.28±0.12）℃/min和（0.23±0.11）℃/min（效应量＝0.44，P＝0.07）。随着时间的推移，两组CWI后Tr没有显著差异（P＝0.59）。据此研究者推测，身着全套美式足球服者降温更快的原因可能是由于他们CWI前皮肤温度更高、较少发抖、以及热传导更快。降温速度在身着美式足球制服者进行CWI被认为是理想的，并且穿着制服没有造成更严重的降温后低体温发生。因此临床医生可能不必关注身体核心温度降低带来的负面影响，可直接对身着全套美式足球服的运动员进行CWI降温治疗。
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WONCA研究论文摘要汇编(四)——减少青少年酒精滥用的干预(荟萃分析研究)
目的 评估物质滥用干预用于治疗减少青少年酒精滥用的有效性. 选择 对64个题目和摘要进行识别,16项研究和26个结果构成研究样本.研究者计算了Hedges g效应量,将随机效应模式用于计算校正后的合并效应量.对显露出来的多项性做了分层分析.主要朝向 物质滥用实施干预以便减少或消除酒精消耗.主要结果测量 完成治疗后1个月～1年,测量戒酒、饮酒频率和饮酒量.结果 标准平均差合并效应提示,干预项明显减少了青少年酒精滥用[Hedges g=-0.61,95%CI(-0.83,-0.40)].分层分析显示,与以基于家庭治疗效果[Hedges g=-0.46,95% CI(-0.66,-0.26)]比较,个体治疗效果要好[Hedges g=-0.75,95%CI(-1.05,-0.40)].结论 青少年物质滥用疗法用于减少酒精使用有效.与基于家庭干预比较,仅用个体干预所产生的效应量要大,所达到的效应量缩短了增加的跟踪期.此外,证明了行为定向治疗有望达到长期效果.
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医院间战略协作联合发展机制模型研究
立足于我国医疗卫生行业实际背景,以探究医院间战略协作联合发展机制为方向,创新性地提出了“资源转化→产品孵化→效益深化”三阶段概念模型,并以国内某医科大学附属医院为研究对象,通过调研统计分析,对运行机制进行深度挖掘,为实际工作提供了系统理论支持及直观数据参考.
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医院间战略协作联合发展机制模型研究
立足于我国医疗卫生行业实际背景,以探究医院间战略协作联合发展机制为方向,创新性地提出了“资源转化→产品孵化→效益深化”三阶段概念模型,并以国内某医科大学附属医院为研究对象,通过调研统计分析,对运行机制进行深度挖掘,为实际工作提供了系统理论支持及直观数据参考.
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线性回归模型中自变量相对重要性的衡量
线性回归模型在实际应用中经常用到,通常研究者需要在多个自变量中分析哪个自变量对y的影响大,哪个对y的影响小,即对自变量的相对重要性进行衡量.在实际工作中,标准化的回归系数、t统计量或P值等是常用的指标.偏回归系数、相关系数及其平方、半偏相关系数及其平方、偏回归平方和等指标都与自变量的相对重要性有关.Dalington[1]认为,如果目的是探索影响因素,偏回归系数是衡量影响力较好的选择.如果用于预测,则半偏相关系数的平方或F统计量是较好的选择.Greenland[-3]和Newman[4]对标准化的回归系数是否适合衡量效应量的大小进行辩论,Newman为标准化的回归系数进行辩护,Greenland 认为标准化的回归系数会受到自变量变异的影响,不适合衡量效应量的大小.
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两变量关联性研究meta分析效应量选择与计算
两变量之间关联性问题研究meta分析,根据两变量的结构和属性不同,以及对变量进行的处理不同(如测量方法不同),相关系数的表达形式及计算公式也不尽相同,这些都对进行此类问题的meta分析带来了诸多不便.根据两变量的结构和属性不同,可分为三种情况:①两个变量均为固有的连续性变量;②两个变量均为固有的二分类变量;③一个变量为固有的连续性变量,另一个为固有的二分类变量.
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几种发表性偏倚评估方法介绍
发表偏倚是指有统计学意义的研究结果比无统计学意义的研究结果更容易被发表,杂志编辑也往往倾向于录用有统计学意义的论文,可能导致Meta分析过分夸大治疗效应量或危险因素的关联强度,从而导致临床上基于循证的个体化治疗与卫生决策上的失误.因此,识别是否存在发表偏倚成了Meta分析前的一项重要工作.
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样本量估计及其在nQuery和SAS软件上的实现——率的比较(二)
2.1.1.5多分类样本率(单组构成比)的x2检验方法:本文所述的多分类样本率的x2检验实质上是指样本构成比与总体构成比的x2检验.Lachin( 1977)[4]提出的此类资料的样本量估计是建立在非中心的x2分布基础上的.其检验效能的计算公式为:1-β=1-x2(x21-α,(c-1),c-1,n△2) (2-11)式中,c为分类数;△2为效应量,n△2为非中心参数;x2(x,df,np)是非中心x2分布的累积分布函数.
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样本量估计及其在nQuery和SAS软件上的实现——率的比较(五)
2.2.3 多样本率的差异性检验2.2.3.1 多个样本率比较的x2检验方法:Lachin(1977)[4]提出的多样本率检验的样本量估计是建立在自由度为g-1,非中心参数为N△2的非中心x2分布基础上的,检验效能的计算公式为,1-β=1-x2[x21-α,(g-1),g-1,N△2] (2-33)其中,π=8∑j=1rjπj/8∑j=1rjπj,v=8∑j=1rj(πj-(π)2/8∑j=1rj,△2 =v/(π)(1-(π))式中,g为组数;(π)为总阳性率;rj为各组样本量与第一组样本量的比值;v为率的整体标准误;△2为效应量.
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述情障碍与心身疾病的关系
目的 综合国内关于述情障碍与心身疾病关系的研究(以TAS-26为测量工具).方法 对已有研究进行元分析.结果 情感描述困难( Ⅰ)、情感识别困难(Ⅱ )、缺乏幻想(Ⅲ )、外向性思维( Ⅳ )各维度的平均效应量依次为0.80,0.87,0.52,0.71.结论 述情障碍各维度均参与了心身疾病的发生、发展过程.其中,以Ⅱ和Ⅰ维度的作用为显著,其次是Ⅳ和Ⅲ维度.
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述情障碍与神经症的关系
目的 综合国内关于述情障碍与神经症关系的研究(以TAS-26为测量工具). 方法 对已有研究进行元分析. 结果 情感描述困难(Ⅰ)、情感识别困难(Ⅱ)、缺乏幻想(Ⅲ)、外向性思维(Ⅳ)各维度的平均效应量依次为0.52,1.08,0.03,0.69. 结论 述情障碍各维度中,Ⅱ、Ⅳ和Ⅰ参与了神经症的发生、发展过程.其中,Ⅱ和Ⅳ对躯体化障碍的影响为显著,情感描述困难对各类神经症的发生、发展都有一定的影响.
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人格测验的变异性及效应量分析
目的 探讨重复测量中不同人格分量表得分的特点及其变化规律.方法 323名某部官兵在相隔42d两次参加了中国士兵人格问卷(CSPQ)测验.结果 相关结果表明在6个分量表中,除防御性分量表外,测验分数的变异性与相应的人格分数都有显著的相关(r=0.11～0.37).效应量统计结果表明,求异性、敏感特质、分离特质分量表分数的变异性随分数的增加而增加.除防御性分量表外,高分组与中等组之间差别有实际意义(Cohen d＞0.20).结论 人格测验分数的变异性不是完全随机的,是具有一定稳定性或规律性的.
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瑜伽对创伤治疗效应的Meta分析
目的:分析瑜伽辅助治疗创伤的效应.方法:对中国知网数、万方、Pubmed、Psycoinfo、Embase等文献数据库进行检索,运用CMA2.0软件对文献中的效应量d值进行Meta分析.结果:共纳入符合要求的英文文献7篇;Meta分析采用固定效应模型;瑜伽对创伤治疗的效应量范围为0.805～1.666(95％CI),瑜伽对创伤呈大范围的治疗效应;文献不存在严重的发表偏倚.结论:瑜伽对创伤有一定的治疗效应,可考虑作为创伤干预的辅助措施.
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精神分裂症患者与正常人WAIS-Ⅲ测试结果比较
目的:比较精神分裂症病人组和正常成人组在WALS-Ⅲ中文版的得分是否有显著差异.方法:114例精神分裂症患者组成的病人组和114例健康成人组成的正常组分别给予WAIS-Ⅲ中文版的施测.结果:除了言语理解因子以外,病人组和正常组在三项智商以及其他三个因子上的得分都有显著性差异(P≤0.05).效应量显示出两组在言语智商具有较小程度的显著差异,在操作智商、全量表智商,知觉组织因子和工作记忆因子皆具有中等程度的显著性差异.而在处理速度因子上具有较大程度的显著性差异.在分测验上两组也体现出与因子相对应的差异显著程度.结论:精神分裂症病人存在认知功能损害,尤其在工作记忆和加工速度方面损害严重.
