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中国卫生统计杂志
Chinese Journal of Health Statistics 중국위생통계
- 主管单位: 中华人民共和国国家卫生和计划生育委员会
- 主办单位: 中国卫生信息学会 中国医科大学
- 影响因子: 1.17
- 审稿时间: 1-3个月
- 国际刊号: 1002-3674
- 国内刊号: 21-1153/R
- 发行周期: 双月刊
- 邮发: 8-39
- 曾用名:
- 创刊时间: 1984
- 语言: 英文
- 编辑单位: 中国卫生统计杂志编辑委员会
- 出版地区: 辽宁
- 主编: 陈育德
- 类 别: 医药卫生方针政策与法律法规研究
- 论文标题 期刊级别 审稿状态
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麻疹相关知识、态度、行为的结构方程模型研究
目的 通过建立结构方程模型,分析麻疹防治KAP模型的相互作用机制,为制定科学的麻疹综合防治规划提供科学依据.方法 采取分层随机抽样的方法,2013年9月对泰州市高港区的440名调查对象进行问卷调查,采用AMOS 22统计软件对构建的结构方程模型进行拟合和参数估计.结果 结构方程模型的拟合优度指数AGFI=0.967,RMR =0.01,模型较好地拟合了数据;接种史对预防行为的影响大,其总体效果的标准化回归系数为0.732;知识为0.509,态度0.381.结论 结构方程模型在使用上比传统的统计方法更具优势,能够合理地解释麻疹相关知识、态度、行为之间的相互关系.在今后的健康教育中应采取合理有效的健康教育方式,促使人们认识到麻疹传播和流行的危害程度,积极参与防治活动,掌握相应的预防措施.
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中文版MOS-HIV量表信度和效度分析
目的 通过对艾滋病患者生存质量量表的信度和效度分析,了解在国内推广是否有意义.方法 从量表的内部一致性、条目与所属维度的相关性和因子结构3个方面对量表的信度和效度进行评价.结果 量表总的Cronbach's α系数为0.81,各个维度的Cronbach'sα系数介于0.77 ~0.82之间,8个多条目的维度系数均大于0.7;各条目与所属维度得分的相关系数差异均有统计学意义,90%相关系数>0.6;因子分析表明,可以提取3个因子,因子1为精力、情绪功能、认知功能、健康感受、健康痛苦、生活质量和社会功能维度,因子2为角色功能、躯体功能维度,因子3为疼痛维度.结论 从整体上看,MOS-HIV具有较好的信度和效度,可以在国内大力推广.
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等维新息灰色系统GM(1,1)模型在福建省医保统筹基金风险预测中的应用
目的 分析福建省城镇职工医保统筹基金运行状况并对风险进行预测,为医保管理部门制定防范基金支付风险政策提供依据.方法 收集2001-2012年福建省城镇职工医保统筹地区统筹基金收入和支出数据,采用等维新息灰色系统GM(1,1)模型对统筹基金收入、支出进行预测.结果 统筹基金支出的年平均增长率高于收入的增长率,建立的收入和支出灰色系统GM(1,1)模型拟合优度检验均为一级,预测结果显示从2014年到2019年,统筹基金收入出现当期收不抵支现象,2019年统筹基金将出险,不够支付.结论 建议相关部门加强医疗保险基金监管力度,建立统筹基金预警平台,保证基金安全健康运行.
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危重病例率校正Ridit分析法综合评价临床科室医疗质量
目的 通过对某医院2013年度各临床科室的医疗质量进行综合评价分析,为决策者提供可靠参考,挖掘潜力,找出差距,不断提高医院竞争力.方法 危重病例率校正Ridit分析法综合评价临床科室医疗质量.医疗质量以0.5为界,根据(R)值大小确定为四个等级:≥0.6医疗质量为"优",0.5~0.6医疗质量为"良",0.4 ~0.5医疗质量为"一般",≤0.4医疗质量为"差".结果 2013年度心脏外科医疗质量好,且绝大多数科室医疗质量评价较好.结论 危重病例率校正Ridit值可使医疗质量的评价更加准确,加强"三基"训练,提高基础诊疗水平等途径可提高医院竞争力.
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新疆维吾尔自治区肿瘤登记地区2013年恶性肿瘤发病状况分析
目的 了解新疆维吾尔自治区肿瘤登记地区居民恶性肿瘤报告发病情况,为新疆地区居民恶性肿瘤防控策略提供参考.方法 对新疆维吾尔自治区肿瘤登记地区2013年恶性肿瘤发病数据进行分析,计算主要肿瘤的发病率、标化率、顺位、累积率和截缩率等指标.结果 新疆维吾尔自治区6个肿瘤登记地区恶性肿瘤粗发病率为133.14/10万(中标率87.12/10万,世标率111.50/10万).其中男性新发病例1230例,粗发病率125.97/10万(中标率81.90/10万,世标率105.55/10万),女性新发病例1391例,粗发病率140.46/10万(中标率92.52/10万,世标率117.10/10万).粗发病率前5位的肿瘤分别为气管支气管肺恶性肿瘤、肝脏恶性肿瘤、子宫颈恶性肿瘤、胃恶性肿瘤和食管恶性肿瘤,其构成比占居民恶性肿瘤全部发病的46.58%.结论 新疆维吾尔自治区肿瘤地区分布差异较大,城市地区以呼吸道恶性肿瘤为主,农村地区以消化系统恶性肿瘤为主.消化系统和呼吸系统肿瘤应成为新疆维吾尔自治区肿瘤防控重点,应针对不同地区肿瘤发病情况制定不同的肿瘤防控政策.
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基于大功效检验判断散落数据的归属
目的 给出医学研究中进行资料汇总时判断散落资料归属的方法.方法 按照大功效检验的思想,从Neyman-Pearson引理出发,推导出遗漏资料归属假设检验的拒绝域,据以得出判断结果的P值,全部计算在SAS环境中实现.结果 此处给出的方法在分析文中的实例时,检验功效为0,9956,获得的归属判断结果甚为可靠.结论 实际工作中出现一份资料从总体中散落,不宜直接通过差异性假设检验判别其归属,需用此处给出的假设检验方法合理地进行归并.
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运用多元统计分析法评价医院综合服务能力
采用多元统计分析的方法定量地评价医院的综合服务能力,能克服传统医院评价方法的片面性,是医院综合服务能力评价的一个新尝试.本文用聚类分析、主成分分析的方法对某市十所二级综合医院进行分类,并按医院综合服务能力优劣排序,分析结果与被评价医院的实际综合服务能力基本吻合,得到了预期效果.
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基于因子分析模型的我国卫生事业发展定量测度研究
目的 建立我国卫生事业发展的综合评价体系,并通过该体系评价我国1995-2012年卫生事业发展水平.方法 用SPSS17.0软件建立因子分析模型.结果 以2002年为转折点,"十五"期间,我国卫生事业发展函数由单调递减向单调递增转变,并于2012年达到大值1.68430.其中,卫生"人财物力"因子F1为第一影响因子,占76.932%;百姓"健康水平"因子F2与卫生"相关支持"因子F3为第二、第三影响因子,分别占14.618%、6.102%.结论 因子分析模型是分析、预测和评价我国卫生事业发展水平的有效工具.
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时空扫描统计量三维可视化的实现
Kulldorff M提出的时空扫描统计量(spatiotemporal scan statistic)是基于大小和位置处于动态变化的圆柱形窗口(cylinder window)进行扫描,已广泛应用于探测疾病的时空聚集区[1-3].时空聚集区不同于单纯性空间聚集区,它不仅体现出空间维度上聚集范围的大小,还反映出时间维度上聚集时间的长短.作为时空扫描统计分析的专业实现平台,SaTScan软件和FleXScan软件目前尚无实现时空聚集性三维可视化的窗口或模块[4],这在一定程度上影响了分析结果的直观化报告.为此,研究者常通过在地图中添加文本框来标注时空聚集区所覆盖的时空范围[5-6].
关键词: -
临床"双师型"教师工作压力源测定量表的构建
目的 编制科学合理的临床"双师型"教师工作压力源量表,并通过信效度检验准确地查找"临床双师"工作压力的综合影响因素.方法 在回顾现有文献资料及对50名临床双师进行深度访谈的基础上初步拟定量表的指标集,并请多名高年资的临床双师就指标内容与其工作的符合性及可理解性进行修改;通过Delphi专家函询法对指标进行评价,课题组与心理学专家对量表进行审定后形成测定;选取212名在岗的临床双师进行调查验证,检验其信效度.结果 编制的临床"双师型"教师工作压力源量表各因子总方差解释率为68.302%,总量表Cronbach's Alpha系数为0.897,各分量表Cronbach's Alpha系数为0.873~0.834,其他指标也均大于0.7,达到了预期目标.结论 临床"双师型"教师工作压力源量表具备较高的信效度,可以作为测量工具使用.
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TOPSIS法评价全国各省2013年孕产妇保健工作质量
目的 了解我国各省2013年孕产妇保健工作的工作质量,为决策者制定相关政策提供参考依据.方法 以2013年全国孕产妇保健相关指标(高危产妇比重、建卡率、系统管理率、产前检查率、产后访视率、住院分娩率、新法接生率、孕产妇死亡率)为基础,运用TOPSIS法对各省区市孕产妇保健工作质量进行综合评价.结果 TOPSIS法评价结果及排序显示,排名前三位的分别为江苏、浙江和山东,表明三省孕产妇保健工作开展较好,末三位分别为新疆、云南和湖南.结论 TOPSIS法可以应用于孕产妇保健工作质量的综合评价,结果客观,计算简便,应用灵活.
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时间序列分解法在我国食物中毒发病人数预测中的应用
目的 对ARIMA模型和时间序列分解预测方法在我国食物中毒发病人数预测中的效果进行比较,探讨优化模型,为更好地了解我国食物中毒发病人数提供预警和参考依据.方法 收集2000-2013年我国食物中毒季度发病人数,用Excel 2003和SPSS 20.0拟合ARIMA模型和时间序列分解预测模型,用2013年的数据评价模型的预测效果,并对2014年各季度食物中毒发病人数进行预测.结果 两种方法预测食物中毒发病人数的R2分别是0.355和0.919;MRD分别为34.350%和14.507%;MER分别为0.303和0.110;MSE分别为293505.000和43570.000;RMSE分别为541.761和208.736;MAE分别为413.500和149.500;预测的2014年各季度食物中毒发病人数依次为387、1020、1357、606.结论 时间序列分解法预测效果优于ARIMA模型,可以用来预测我国食物中毒的发病人数,预测效果可靠.
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金华地区两种献血模式对比分析
目的 对比金华地区互助献血与无偿献血在献血前筛查结果、献血过程中不良反应数及献血后初复检5项血液检测结果,分析两种不同献血模式存在差异性的原因.方法 在献血前分别对4976例互助献血与27647例无偿献血者进行征询体检、初筛等献血前筛查,合格后再献血;在献血后分别对3187例互助献血与25694例无偿献血者血液进行初复检5项血液检测,所得数据均进行统计分析.结果 互助献血组在献血前征询体检初筛不合格率高,差异均有统计学意义(P<0.01);献血过程中献血不良总反应程度及献血次数差异均有统计学意义(P<0.01);献血后互助献血组初复检ALT、HBsAg、TP及合计5项不合格率均高于无偿献血组,差异均有统计学意义(P<0.01).结论 无偿献血者的血液合格率高,作为无偿献血的主体力量,仍应是献血事业的发展方向;互助献血作为一种紧急缺血时的补充,应在征询体检及初筛等方面加强限制,建立长效的无偿献血机制是临床输血安全的重要保障.
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运用M/D/1和M/G/1排队模型配置医院门诊收费窗口资源
目的 对两种定长的收费服务时间应采用分开还是合并方式进行分析和讨论.方法 运用在文献中较少使用的M/D/1和M/G/1两种排队模型,计算多种组合模式,并主要通过为关心的患者排队等待时间参数,进行模拟计算和分析.结果 只开设1个混合的窗口时,全部180人次合计总等待时间为2737.8分钟;当开设2个窗口,分开时总等待时间为261.2分钟,合并时等待时间为214.2分钟;设立3个窗口,分开时总等待时间为91.3分钟,合并时等待时间为111.6分钟;设立4个窗口,分开时总等待时间为68.2分钟,合并时等待时间为75.4分钟.结论 多种组合模式中,设立3个窗口,采用分开方式较为理想;若考虑空间环境条件和人员配置可能,设立2个混合窗口,或者设立4个分开窗口也可考虑.针对在何种情况下适宜将两种服务对象分开或合并的问题定义平衡点讨论.
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天津市滨海新区二级以上医院效率的Malmquist指数研究
目的 分析2010-2012年滨海新区二级以上医院运行效率变化情况,为提高医院效率提出有针对性的措施.方法 通过Malmquist指数模型分析了2010-2012年滨海新区二级以上医院的全要素生产率、技术效率、技术变化等方面的动态变化情况.结果 18家样本医院有9家医院全要素生产率下降,主要由于技术问题和规模问题所致,医院的纯技术效率趋于稳定,发挥的促进作用不大.结论 建议引进先进技术,规划医疗布局,配置卫生资源,创新管理理论,提高管理水平以提高医院效率.
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海南省2012-2013年狂犬病暴露人群流行病学调查分析
目的 分析海南省2012-2013年狂犬病暴露人群流行病学特征及暴露后预防处置状况,为狂犬病预防控制工作提供依据.方法 采用描述流行病学方法进行现场调查和统计分析.结果 暴露人群流行病学特征显示:狂犬病暴露率与发病率之间呈现正相关变化趋势(r=0.77,P<0.01);暴露人群男性多于女性;职业以务农人群居多,占28.55%;年龄以0~15岁组居多,占26.34%,其次是30~45岁组,占22.23%.时间分布上,围绕月平均暴露率窄幅波动,波动范围不大,7-9月较高于月平均暴露率,12月至次年1-2月较低于月平均暴露率;地区分布不平衡,保亭县、三亚市、陵水县暴露率相对较高.人群暴露及预防处置结果显示:伤人动物种类以犬伤为主,占66.60%,其次鼠伤,占17.31%;伤人动物来源以自家养动物为主,占48.41%;致伤部位以下肢、手部、脚部居多,共占84.49%;伤害程度以Ⅱ、Ⅲ级伤势为主,共占96.20%;暴露后能够经过门诊处理者居多,占65.14%;能够进行全程接种疫苗者居多,占70.87%.结论 针对海南省2012-2013年狂犬病暴露人群流行病学特征及暴露后预防处置现状,应采取相应预防控制措施,降低狂犬病的发病率.
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集中指数不同计算方法的比较
集中指数作为公平性的测量方法之一,受到人们越来越广泛的重视,在卫生服务公平性研究中,常用集中指数来测量卫生服务公平性[1-3],包括健康公平性,卫生资源配置的公平性和卫生服务利用公平性.集中指数常用的计算方法有几何法和协方差法,孙祺[1]用协方差法计算集中指数;李晓梅[4],何利平[5]等用几何法计算集中指数.虽然刘颖等[6]认为多种计算方法是相互统一和相互一致的,但未查到相同资料用不同方法计算的集中指数的差异.本文对相同数据用不同方法计算集中指数并加以比较,阐明不同方法的区别,为选择集中指数的计算公式提供思路.
关键词: -
应用批质量保证抽样法评价南昌市免疫规划疫苗接种率
目的 了解南昌市免疫规划疫苗接种情况,为评价和改进免疫规划工作策略提供科学依据.方法 按批质量保证抽样法,每个县(区)随机抽查1个乡镇,每个乡镇再随机抽取5个村,每个村抽查2~3岁8~10名常住儿童,调查免疫规划疫苗接种率.结果 调查适龄儿童504人,建卡率99.3%、建证率100%,脊灰疫苗第三剂次、百白破联合疫苗第四剂次、麻疹类疫苗第一剂次和第二剂次、A群流脑第一剂次和第二剂次、乙脑疫苗第一剂次和第二剂次、甲肝疫苗第一剂次、乙肝疫苗第一剂次及时接种率达90%的乡镇分别为83.3%、66.7%、75.0%、75.0%、83.3%、75.0%、83.3%、67.7%、58.3%、58.3%,其余剂次均达90%;城区儿童麻疹类疫苗第二剂次、乙脑疫苗第二剂次、甲肝疫苗第一剂次接种率均高于农村县(P<0.05).结论 我市适龄儿童免疫规划疫苗接种工作仍需加强,尤其是加强免疫较薄弱的地区.
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2006-2010年桐乡市恶性肿瘤死亡监测状况分析
目的 通过对桐乡市居民恶性肿瘤死亡监测情况进行分析,为恶性肿瘤的综合防治规划和策略提供科学依据.方法 从"中国疾病预防控制系统"导出桐乡市户籍人口中恶性肿瘤死亡病例数据,采用SPSS16.0进行统计分析.结果 2006-2010年桐乡市恶性肿瘤报告死亡病例共5476例,男女比例为2.06:1.居民前5位恶性肿瘤死因分别为肺癌、肝癌、胃癌、肠癌、食管癌;其中男性依次为肺癌、肝癌、胃癌、食管癌和肠癌;女性依次为肺癌、肝癌、肠癌、胃癌、乳腺癌.结论 肺癌是桐乡市居民死亡率高的恶性肿瘤,对不同的年龄段人群要关注不同的恶性肿瘤类别.
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基于秩和检验和广义线性模型的单病种结算研究
目的 结合影响单病种费用的多个因素,研究单病种的分类问题,并预测各分类的费用.方法 分别通过秩和检验和广义线性模型对所选因素进行剔除和各因素分类的差异性进行检验,对于没有显著差异的分类进行合并,并比较两种方法的结果;利用剔除和合并后的数据用广义线性模型预测费用.结果 精简了单病种分类,预测了相应的费用;秩和检验和广义线性模型的参数检验的因素剔除和分类的合并结果基本一致(6种病有4种全相同,另外两种差别不大).结论 不考虑患者差异性而按照统一标准结算是不合理的,两种方法在很大程度上减少了病种的分类,具有一定的现实意义.
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移动假日效应调整对春节影响月份的出院病例数预测效果研究
目的 对比用原始出院人数序列预测的直接预测值与调整移动春节效应后序列的调整预测值对春节影响月份的预测效果.方法 采用时间序列ARIMA模型进行预测研究.用移动假日效应调整方法进行出院人数移动春节效应的调整,并根据均值预测值和预测年份的调整差值计算得出调整预测值.结果 两次预测的预测模型相同,均为ARIMA(1,(1,12),1)模型.2013年2月调整预测的相对预测误差为0.4%,其绝对值显著小于实际预测的相对预测误差(-13.58%)的绝对值.结论 移动春节效应严重影响了春节效应月份的预测效果.调整移动春节效应后的调整预测值与实际值更为接近.
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广西县级妇幼保健院工作效率DEA和RSR的综合评价
目的 评价广西67家县级妇幼保健院的工作效率,分析其卫生资源配置合理性.方法 运用相关分析、变异系数、聚类分析筛选出具有代表性和特异性的评价指标.运用DEA和RSR两种方法综合评价2012年广西县级妇幼保健院工作效率并依据RSR值进行排序和分档.结果 有41.79%的医院达到DEA有效,而20.89%和37.31%的医院为DEA弱有效或无效,贫困县妇幼保健院有66.67%的医院落在DEA弱有效或无效,非贫困县妇幼保健院的建筑面积、住院用房面积、总支出和总资产总金额的冗余是贫困县的2倍以上,67家县妇幼保健院RSR评价分4档时有58.97%的医院被排为"差"或"中下"档.结论 广西县级妇幼保健院整体工作效率有待提高,地区间的差异影响医院的绩效,卫生行政部门在制定区域卫生规划时应因地制宜,重点解决非贫困县妇幼保健院卫生投入冗余问题.
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某院2003-2012年5026例住院病人死亡情况的统计分析
目的 对我院2003-2012年来住院死亡病人情况进行统计分析,了解其变化规律.方法 疾病分类以ICD-10为标准,应用excel 2007,SPSS17.0软件对2003-2012年我院住院死亡病人死亡情况进行回顾性分析.结果 10年来死亡男女性别比例约为1.69:1.10年住院病人人数在逐年增加,而病死率呈逐年下降趋势.死亡高发年龄段为70岁及以上.前三位死因依次为恶性肿瘤、呼吸系统疾病和循环系统疾病.恶性肿瘤死因的前三位依次为肺癌、肝癌及结肠癌.各季度住院病人死亡人数以第一季度多.结论 分析住院病人死亡情况有利于合理配置医疗资源,改进医院管理方案.
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高校有留守经历大学生心理健康现况调查
目的 了解高校"有留守经历的大学生"心理健康状况,分析其影响因素,为提高"有留守经历的大学生"心理健康水平提供对策,为未来留守儿童心理健康问题的预防提供参考.方法 利用SCL-90量表,采用分层整群抽样的方法抽取某市三所高校1650名在校大学生进行调查,运用SAS9.1统计软件对数据进行统计分析.结果 三所高校有留守经历的大学生占19.44% ,66.7%的人认为留守经历使得性格发生正向改变,只有22.8%的人认为周围的人对自己较关心,有一半的人承认自己和周围的师生及朋友关系一般,而这些人恰巧是自己平时的倾诉对象;35.58%的有留守经历的大学生存在某种心理障碍,心理问题阳性检出率前三位的为强迫因子、人际关系因子、敌对因子;有留守经历的大学生与非有留守经历的大学生在10个因子间差异均具有统计学意义(P<0.01),且10个因子在不同类型院校、性别间差异均存在统计学意义(P>0.05),而在是否独生子女这个因素间差异均无统计学差异,躯体化、人际关系、抑郁、焦虑、偏执因子不同生源地之间存在差异,来自农村的学生心理健康得分整体高于城市的学生;多因素分析显示,人际关系因子、敌对因子、强迫因子、师生关系四个变量是影响有留守经历的大学生心理健康的主要因素.结论 调查的留守人群心理问题阳性率较高,提示留守经历是影响其心理健康的主要因素,性别、学校类型、生源地10个因子间也对其有一定的影响,提示未来大学生心理健康教育应重视有留守经历的大学生这部分人群,挖掘留守背景对其心理健康的影响,提高健康水平.
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应用密切值法和RSR法综合评价2012年广西各市孕产妇保健工作质量
孕产妇保健工作质量是一个多层次、多目标的系统工程.本研究尝试联合使用密切值法和RSR分档法对广西壮族自治区2012年14个市的孕产妇保健工作状况进行综合评价,探讨不同地区孕产妇保健工作状况,为促进孕产妇保健工作提供科学依据.
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TAS-20量表在评价大学生述情障碍研究中的应用
述情障碍(alexithymia)是一种非独立的精神性疾病,表现为对情感的识别、区分及阐述困难,可被认为是一种人格特征,也可被认为是患有某些躯体及精神疾病时较常见的心理特点或继发症状[1-2].有研究表明,述情障碍是精神和神经性疾病的一个危险性因素,自身情感的识别和表述的困难往往对个体的心理状况产生负面影响,同时也对个体的心理治疗产生不利影响[3-4].大学时期是大学生进入社会的过度阶段,同时也是其心理成熟的关键时期,了解大学生述情障碍的影响因素,并对其进行科学合理的干预,对于大学生身心健康发展具有重要意义.据此,本研究采用多伦多述情障碍量表(TAS-20)对大学生的述情障碍现状进行调查,并分析其影响因素,为大学生心理健康干预提供参考.
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青少年合作感及相关因素的结构方程模型分析
目的 探讨青少年大五人格中的宜人性、生活满意度、共情能力与其合作感之间的关系,为青少年合作感的培养提供一定的依据.方法 使用青少年合作感问卷以及国际人格项目题库、共情能力问卷和生活满意度量表对上海和南京两地的563名初中学生进行相关的测试.结果 (1)青少年合作感现状总体良好,但仍有进一步提升的必要;(2)青少年合作感存在性别、年级、学业成绩的显著差异;(3)人格因素中的宜人性能够有效地预测青少年的合作感水平;(4)在宜人性对于青少年合作感的影响中,共情能力是中介因素,生活满意度是调节因素,四者之间的关系是一个有中介的调节关系.结论 宜人性和青少年合作感之间是有中介的调节效应.
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江西东北部农村卫生人才队伍现况及改善对策研究
如何建立一支稳定而强大的农村卫生人才队伍不仅是落实党中央国务院"保基本、强基层、建机制"的医改工作目标需要,也是江西省农村经济社会不断发展的需要.做好这项工作对巩固与完善三级医疗卫生网,保障群众基本医疗卫生需求、改善民生乃至全面建成小康社会均有重要意义.
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2012-2013年江西省死因监测结果分析
目的 了解江西省监测地区居民死亡谱、死亡水平及变化趋势,为制定疾病防治策略提供依据.方法 利用2012-2013年江西省死因监测资料,分析江西省监测地区居民死亡情况及就诊就医信息.结果 2012-2013年,江西省监测地区居民死亡率为519.05/10万,标化死亡率为399.04/10万.标化死亡率男性高于女性,农村高于城市.居民前四位主要死亡原因为心脑血管疾病、恶性肿瘤、呼吸系统疾病、伤害.慢性非传染性疾病占全部死亡构成的85.04%,伤害占9.12%.与1997-1998年比较,慢性病死亡率升高且上升幅度较大.不同年龄组的主要死因及其死亡水平、死因顺位不同.死亡人群中未就诊比例城市为3.45%,农村为5.69%.结论 慢性非传染性疾病和伤害是监测地区居民的主要死亡原因.应针对不同人群及其主要疾病采取相应的防治措施和健康教育.
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全国政府办医院门诊、住院服务情况综合评价
在全国各地区卫生服务体系中,政府办医院的服务能力是满足广大人民群众卫生需求的主导医疗机构.鉴于我国地域辽阔,各省、直辖市、自治区人口分布不一,经济发展不均衡,政府办医疗机构服务能力存在较大差异.对全国各地区政府办医院门诊、住院服务情况进行研究,可为相关机构制定政策提供参考依据.本文应用灰色关联分析法对全国31个省、直辖市、自治区2010年政府办医院门诊、住院服务情况进行综合评价.
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青海地区喜马拉雅旱獭鼠疫风险评估研究
目的 分析青海地区鼠疫时空分布,利用层次分析法(AHP)建立鼠疫风险评估模型并对不同地区鼠疫风险进行评估,为改进鼠疫防治工作提供参考依据.方法 收集青海地区2001-2013年鼠疫防治资料,结合当地人口信息,利用AHP模型对青海2001年以后发生动物鼠疫的地区进行鼠疫风险评分.结果 在青海地区30个鼠疫疫源县中,9个县区在2001-2013年发生过动物鼠疫疫情,对这9个鼠疫疫源县区进行风险评估,风险排序为乌兰、格尔木、天峻、德令哈、玉树、同仁、称多、祁连、同德.结论 青海地区鼠疫在一段时间内将持续存在,风险排序靠前的地区要加强常规监测,强化健康教育提高群众防疫意识,禁止猎捕贩运销售旱獭及其制品,尽早发现并控制鼠疫疫情传播;风险排序靠后的地区要加强流动监测.
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上海市虹口区老年人伤害状况调查
目的 了解上海市虹口区2010-2011年60岁及以上老年人伤害发生情况、流行特征,探讨老年人伤害发生的主要危险因素,为安全社区创建提供决策支持.方法 采用两阶段简单随机抽样的方法抽取6498名老年人对2010年6月1日至2011年5月31日期间的伤害发生情况进行回顾性调查,调查内容包括调查对象的一般情况、社会经济状况和伤害发生的相关情况.结果 伤害发生率为5.72%,95%可信区间为(5.16%,6.28%),标化发生率为5.64%.老年人前三位伤害原因依次为跌倒/坠落、道路交通伤害、烧烫伤.伤害发生率有性别差异,男性伤害发生率为3.64%,女性为7.64%.伤害发生率随着年龄增长而升高,60~69岁组伤害发生率为4.50%,70 ~79岁组为6.14%,80岁及以上组为7.82%.多因素logistic分析结果显示,老年人伤害的危险因素包括女性(OR =2.020)、高龄(OR=1.226)、无配偶(OR=1.343)、人均月收入低(OR=0.643).结论 虹口区老年人伤害的发生率与国内其他城市不尽相同,跌倒是老年人伤害发生的首位原因.女性、高龄、丧偶/离婚/未婚、人均月收入低是伤害发生的危险因素.提示对于老年人伤害防控应针对高危人群并采取综合预防和干预措施.
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浅析危重病人相关统计指标的利用
危重病人由于其病(伤)情的严重,随时都有可能发生生命危险,是易发生医疗纠纷和差错事故的高发群,成为了医院质量管理的重要组成部分,也能够客观真实的反映医院卫生技术人员的业务能力、医疗设备与管理水平[1],而危重病人相关的统计指标可以从另一个方面反映不同科室的工作强度,从不同的角度客观、公正地评价不同科室之间医护人员救治能力的差异.通过对危重病人全方位、科学化、规范化、精细化的管理,能够促进各个科室之间工作的紧密配合,医疗工作质量能够得到持续改进,是医院提高医疗质量、预防差错事故发生、确保医疗安全的关键.
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基于随机森林回归的网络构建方法及应用
目的 探讨基于随机森林(RF)回归估计因果关系网络的效果.方法 通过模拟实验设定因果关系网络,对数据标准化后,利用全条件RF回归对其进行估计并评价其准确性.另外将该方法用于卵巢癌基因表达谱数据,并对分析结果进行验证.结果 模拟实验结果表明RF回归对于预先设定网络关系的识别能力明显优于贝叶斯网络方法.当选择合适的阈值时,随着样本含量的增加基于随机森林回归方法构建的网络准确性不断提高,但传统经典的贝叶斯方法效果基本保持不变;实例分析结果验证,基于RF回归方法能够得到与现有数据库的网络结构.结论 应用基于RF回归方法估计的网络,能够在样本量较少的情况下得出准确度较高的网络.
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Ⅱ/Ⅲ期无缝设计二分类变量效应的估计
目的 针对二分类结果变量,探索iⅡ/Ⅲ期无缝设计的效应估计.方法 期中分析选择疗效优的一个试验组进入二阶段,考虑早期无效终止,研究试验进入二阶段条件下的疗效无偏估计.本文基于二分类资料推导出疗效的一致小方差无偏估计法,并比较该法与极大似然估计法及二阶段估计法的偏性和均方误差.结果 就偏性而言,二阶段估计法小,极大似然估计法大,一致小方差无偏估计法稍高于二阶段估计法;就均方误差而言,极大似然估计法小,二阶段估计法大,一致小方差无偏估计法稍高于极大似然估计法.结论 针对二分类资料,一致小方差无偏估计法的偏性及均方误差相对较小,在可接受范围内,故推荐该法作为二分类资料无缝设计的效应估计方法.
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多维项目反应理论模型在疾病治疗质量评价中的应用
目的 利用多维项目反应理论模型评价医院急性心肌梗死和慢性心力衰竭的治疗质量.方法 基于多维项目反应理论建立医院急性心肌梗死治疗质量、慢性心力衰竭治疗质量和评价指标使用概率三者的函数关系,利用贝叶斯估计法和马尔可夫链蒙特卡洛(MCMC)方法估计模型参数.结果 建立了评价急性心肌梗死和慢性心力衰竭治疗质量的多维项目反应理论模型;通过模型获得了两个相关疾病治疗质量的估计值,同时进行治疗质量的排序;两个相关疾病治疗质量估计值的相关系数为0.789,P<0.0001.结论 多维项目反应理论模型适用于相关疾病的治疗质量评价,模型能同时估计多个疾病的治疗质量,并将不同疾病治疗质量间相关性整合进模型,估计更可靠、准确.
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南京市大学生艾滋病预防行为影响因素结构方程模型分析
目的 在信息、动机、行为技巧理论基础上构建大学生艾滋病预防行为影响因素的结构方程模型,为开展大学生AIDS健康教育提供参考依据.方法 采用分层随机整群抽样方法对南京市5所高校3183名大学生进行大学生AIDS预防行为影响因素的自填式匿名问卷调查,采用结构方程模型对数据进行分析.结果 大学生AIDS传播信息得分较高,及格率为97.9%.不同性别大学生AIDS预防动机和行为技巧差异有统计学意义(P<0.05或P<0.01).结构方程模型结果显示,信息对预防行为的总体效应为0.096,间接效应为0.096.动机对预防行为的总体效应为0.354,直接效应为0.069,间接效应为0.285.行为技巧对预防行为的总体效应为0.849,AIDS信息和预防动机均可通过行为技巧影响AIDS预防行为,行为技巧是AIDS预防行为的主要影响因素.结论 应从信息、动机、行为技巧三方面进行综合干预促进大学生AIDS预防行为的发生.
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随机对照试验不依从数据分析方法的比较研究
目的 比较依从者的平均因果效应(CACE)、意向性分析(ITT)、遵循研究方案分析(PP)和接受干预措施分析(AT),在分析随机对照试验不依从数据的效果,探索各种方法的适用条件,为实际数据分析提供科学依据.方法 通过SAS软件模拟产生不依从数据,处理措施的因果效应使用CACE、ITT、PP和AT进行估计,以平均偏倚、均方根误差、标准误和检验效能作为评价指标,比较各种方法的估计效果.结果 在各种参数组合下,以平均偏倚、均方根误差和检验效能作为评价指标,CACE的估计效果均优于ITr、PP和AT.依从率低于50%时,CACE估计的标准误低于PP,高于ITT和AT;依从率高于50%时,CACE估计的标准误均低于ITT、PP和AT.结论 当满足CACE模型假设时,CACE估计随机对照试验不依从数据因果效应的效果优于三种传统分析方法,能够提供更加稳健、无偏的处理效应估计值.
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新疆伊犁地区居民卫生服务利用与影响因素研究
目的 探讨新疆伊犁地区居民卫生服务利用情况及其影响因素.方法 采用多阶段抽样的方法,通过自行设计的调查问卷,对新疆伊犁地区的5个县区展开入户调查.结果 两周就诊率、一年住院率和两年体检率分别为17.88%、11.63%和70.63%;居民综合卫生服务利用率为71.51%.logistic回归分析与因子分析结果显示,影响居民卫生服务利用的因素主要体现在健康习惯、社会保障、疾病与保健、卫生服务价格四个方面.结论 伊犁地区的卫生服务利用还存在一定的不公平性,建议进一步提升当地的社区卫生服务水平,建立多层次的医疗保障体系,从而提高伊犁卫生服务的整体水平,为西部经济发展提供健康保障.
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使用肺癌GWAS数据进行遗传风险预测的方法和策略研究
目的 探讨基于肺癌全基因组关联研究数据的遗传风险预测方法和策略.方法 将肺癌GWAS数据中的南京子样本和北京子样本分别作为训练集和测试集,分别使用预测全集和优预测子集两种策略,比较三种预测方法在不同连锁不平衡结构(UD)和初筛检验水准(α)下的预测准确度.结果 wGRS在高LD结构下,随着-log (α)增大,预测准确度呈现上升趋势;RF和SVM对LD结构不如wGRS敏感,但三种方法在低LD结构(r2<0.2)下预测准确度优于高LD结构;wGRS方法下优预测子集效果略优于预测全集效果,SVM下子集效果与全集近似,但略逊于全集,RF下子集效果则不如全集,且差距较大.结论 基于LD结构修剪SNP位点和选择适当的初筛水准可以提高遗传风险预测准确度,此时wGRS方法预测效果优于SVM和RF.
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基于生存资料探讨Ⅱ/Ⅲ期无缝设计靶向人群选择策略研究
目的 尽管对临床试验的数据进行事后分析可以鉴别出有意义的亚组人群,但是,这往往需要额外的验证性试验,导致研发周期延长,成本增加.据此,本文提出在无缝试验的设计阶段既考虑全人群效应也考虑亚组效应,并对该试验设计方案的统计学性质(Ⅰ类错误,检验效能)进行评价.方法 采用两阶段无缝设计的思想,在一阶段结束后同时对替代指标无进展生存期及主要研究总生存期指标进行期中分析,判断是只有亚组、只有全人群或两者均进入下一阶段的研究.二阶段结束后,采用Fisher法合并两个阶段的信息对主要研究指标OS进行终的分析.结果 观察OS与PFS不同相关程度下对总Ⅰ类错误的影响,结果显示Ⅰ类错误均能控制在0.025以内;不同情境下做出正确选择的概率均较高,试验结果与现实接近.结论 在肿瘤临床试验中,若事先已存在某个亚组人群疗效更好的假设,且能通过一定的方法筛选出这些亚组人群,则可采用本文提出的试验设计方案,达到缩短临床试验周期、降低研究成本的目的.
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生长曲线构建的不同方法比较
目的 寻找适合于构建人体测量指标生长标准曲线的方法和途径.方法 以构建广州市胎龄别新生儿出生体重百分位曲线为例,从Tukey方法、稳健性回归和高斯混合模型等三种异常数据识别和剔除方法中获得佳数据预处理效果,然后对比三次样条方法、LMS方法和GAMLSS方法对百分位数曲线构建的影响.结果 高斯混合模型对多峰分布数据中的主要分布识别比较理想,而对单峰分布,稳健性回归比Tukey方法更加可靠.而从拟合优度以及小于胎龄儿(SGA)、大于胎龄儿(LGA)的识别能力看,GAMLSS构建的胎龄别新生儿出生体重百分位曲线比三次样条和LMS方法估计精度更高.结论 数据预处理过程应根据数据分布的特点选用合适的异常值识别和剔除方法,而曲线光滑过程中,GAMLSS方法可以对四阶矩进行建模,得到的百分位数曲线平滑且误差更小.
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生物等效性研究中的统计学问题
生物等效性(bioequivalence,BE)评价是药代动力学的重要课题之一,也是近年来统计学应用的热点领域[1-5].尽管一般药物BE评价的统计方法已基本趋于成熟,但现有的统计方法尚有值得商榷之处,且仍有文献报道中存在试验设计和统计处理的缺陷.本文拟对生物等效性研究中存在的几个统计学问题进行文献复习讨论.
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复杂抽样数据统计分析方法回顾
当今社会科学与健康科学调查研究,尤其是大规模调查,往往涉及多地区或多中心的抽样问题,采取单纯随机抽样选择样本因调查对象过于分散,成本高,可行性低[1],调查设计者更倾向于可行性较高的复杂抽样,但其通常使样本结构复杂化.若采用忽略抽样特征的传统统计学方法分析此类数据,会导致标准误的低估,进而低估可信区间,且增大犯Ⅰ类错误的可能性,终导致偏倚甚至得到错误的统计推断[2].目前,对于复杂抽样数据的统计分析主要分为基于设计和基于模型两种方法体系[3],本文对这两种分析体系的主要文献进行了回顾.
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群体异质性研究的潜变量分析方法
社会学、心理学、医学等研究领域常常关注群体的异质性,异质性有时是可观测的,有时则不可见.由可观测变量(也称显变量)定义的亚组,例如按照性别、血型等显变量分组,此时每个观测所属的组别已知,群体异质性可见,可采用多组比较的方法对数据进行分析.但有时基于多个社会人口等分组变量来解释数据的异质性是不可行或不充分的,常常会产生大量分组,导致结果解释比较困难.实际研究中有些异质性不能直接观测到,即引起人群异质性的变量或来源未知,每个观测属于哪个亚类是未知的,观测属于哪一个亚类需要从数据中推断[1].
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疾病发病风险预测模型的应用与建立
在医学研究领域中,"预测模型"常被用来预测某种疾病未来的发病情况.具体来说就是以疾病的多病因为基础,建立统计模型,用来预测具有某些特征的人群未来某种结局事件发生的概率.早应用疾病风险预测模型(以下简称"预测模型")的领域是弗明翰心脏病研究(Framingham heart study)[1-2].这些模型使得多危险因素和未来心血管病的发生之间确定为一种定量关系,通过多危险因素的水平来预测某一个体未来心血管病的发病概率.本文主要以心血管病(cardiovascular disease,CVD)发病风险预测模型为例,就预测模型在医学领域中的应用、以及如何建模进行综述.
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临床试验中样本量确定的统计学考虑
样本量确定(sample size determination),又称样本量估计(sample size estimation),是指为满足统计的准确性和可靠性(Ⅰ类错误的控制和检验效能的保证)计算出所需的样本量,它是临床试验设计中一个极为重要的环节,直接关系到研究结论的可靠性、可重复性,以及研究效率的高低.样本量估计也是一个成本-效果和检验效能的权衡过程.ICH E9 (1998)指出,临床试验的样本量必须足够大,以可靠地回答研究假设所提出的相关问题;同时又不至于太大而造成浪费.样本量的估计方法应该在研究方案中详细阐述,包括计算样本量所依据的参数,如方差、均数、反应率、阳性事件发生率、差值等.本文适用于确证性试验.
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年 | 期数 |
2019 | 01 |
2018 | 01 02 03 04 05 06 |
2017 | 01 02 03 04 05 06 |
2016 | 01 02 03 04 05 06 |
2015 | 01 02 03 04 05 06 |
2014 | 01 02 03 04 05 06 |
2013 | 01 02 03 04 05 06 |
2012 | 01 02 03 04 05 06 |
2011 | 01 02 03 04 05 06 |
2010 | 01 02 03 04 05 06 |
2009 | 01 02 03 04 05 06 |
2008 | 01 02 03 04 05 06 |
2007 | 01 02 03 04 05 06 |
2006 | 01 02 03 04 05 06 |
2005 | 01 02 03 04 05 06 |
2004 | 01 02 03 04 05 06 |
2003 | 01 02 03 04 05 06 |
2002 | 01 02 03 04 05 06 |
2001 | 01 02 03 04 05 06 |
2000 | 01 02 03 04 05 06 |
1999 | 01 02 03 04 05 |