医学期刊统计学误用分析课件

医学期刊统计学误用分析课件第一页，共九十四页，2022年，8月28日1.医学期刊统计学错误概述国外学者对一些英文权威医学期刊调查表明，统计学误用率为50%的不在少数，有的甚至高达70%或100%。Glantz调查了《CirculationResearch》和《Circulation》杂志中发表的文章，分别有61%和44%具有统计学错误。Kanter等调查了1992年7月到1993年6月《Transfusion》杂志发表的文章，发现75%的文章至少存在一处统计学错误。2第二页，共九十四页，2022年，8月28日希腊约阿尼纳大学的Ioannidis等人对1990-2003年期间发表在NEnglJMed、JAMA和Lancet三大著名医学杂志上，而且引用次数在1000次以上的文献进行调查。结果显示，在49篇高引用率的原始文献中，45篇声称干预方法有效。而报告结果被以后的研究所否定的有7篇（15.6%），最初报告的疗效被夸大的有7篇（15.6%），因此接近1/3的研究结果没有经受住时间的考验。3第三页，共九十四页，2022年，8月28日国际医学科研悖论

美国于1958年开始在外科手术中采用麻醉剂氟烷，到1962年突然掀起一场风波——麻醉剂氟烷有严重的副作用。导致部分患者病情恶化、发热、肝脏大片坏死而死亡。这关系到麻醉剂氟烷能否继续使用！4第四页，共九十四页，2022年，8月28日国际医学科研悖论

后来的研究表明：与氟烷、喷妥撒、环丙烷、乙醚和其他麻醉剂相应的死亡率分别为2.1%、2.0%、2.6%、2.0%和2.5%。

风波自然平息！5第五页，共九十四页，2022年，8月28日国际医学科研悖论1978年8月9号光明日报刊登一条科技信息：研究者对美国20个城市做饮水氟化研究，10个城市的饮水氟化，而另10个城市未氟化作对照。结论认为饮水氟化有致癌作用。但过了一个时期，光明日报对此消息进行了更正。6第六页，共九十四页，2022年，8月28日

国内期刊凌瑞珠阅读了《中华医学检验杂志》，发现其原著中50%～70%存在统计误用。王倩等调查了国内5种中华系列杂志发表的论文，发现54%的文章不能够正确应用统计分析方法。毛宗福等报告了5种中华核心期刊其论著中统计推断应用缺陷率为62%。胡良平一直关注国内一流生物医学类杂志的发展动向和水平变化情况。通过分析发表在这些核心期刊上的论文,发现其平均的统计学误用率达80%;一些国家自然科学基金资助的重大科研项目论文,50%以上存在明显的统计学错误。7第七页，共九十四页，2022年，8月28日医学统计学的应用状况近几十年来，临床论著中统计应用缺陷没有发生根本改善，误用率仍居高不下。很多医学科研工作者对统计学的作用重视不够，突出表现在：忽视医学科研设计；在统计分析时盲目套用统计分析方法；“万能”的t检验和卡方检验对统计分析结果解释时轻描淡写，一笔带过。把统计学当作无关紧要的“修饰物”，严重影响了医学科研工作的科学性与严谨性。8第八页，共九十四页，2022年，8月28日2.医学期刊统计学错误辨析实验设计资料的表达与描述定量资料分析定性资料分析相关回归分析多元资料分析结果解释9第九页，共九十四页，2022年，8月28日2.1实验设计中常见的统计学错误缺乏完善的实验设计计划；未严格遵循“随机”、“对照”、“重复”、“均衡”的原则；用单因素设计取代多因素设计；未严格按照实验设计类型正确地进行实验和收集数据。10第十页，共九十四页，2022年，8月28日实验因素因素：影响实验结果的各种原因，统称为因素。因素分为：实验因素与非实验因素实验因素：研究者希望着重考察的实验条件，称为实验因素。非实验因素：除实验因素之外的其他所有因素都属于非实验因素。11第十一页，共九十四页，2022年，8月28日实验因素温度、药物、剂量、作用时间等通常都是“实验因素”；动物品种、动物来源、体重、性别等通常都是“非实验因素”。12第十二页，共九十四页，2022年，8月28日如何理解“因素与水平”在16℃条件下考察去甲肾上腺素（浓度为1×10-9

）对兔肺动脉收缩压的影响。问：在上面的表述中共涉及到几个实验因素？每个因素有几个水平？13第十三页，共九十四页，2022年，8月28日因素与水平因素是特定实验条件的总称，水平是其具体的表现。仅当实验条件有两种或两种以上的具体表现时，在统计学上才称其为“因素”，而具体表现称为“水平”。如：温度：16、30（℃）剂量：2、4、6、8（mmol/L）14第十四页，共九十四页，2022年，8月28日《松球对慢性气管炎的疗效》（1）空白对照组（2）“松球+麻黄+地龙”组

不妥之处何在？15第十五页，共九十四页，2022年，8月28日分析“麻黄和地龙”都是中药，且对慢性支气管炎有一定的作用；即使“松球+麻黄和地龙”的疗效优于单纯空白对照组，岂能将功劳完全归功于“松球”？16第十六页，共九十四页，2022年，8月28日释疑（1）空白对照组；（2）单用松球组；（3）“麻黄+地龙”组；（4）“松球+麻黄+地龙”组。这叫什么实验设计？17第十七页，共九十四页，2022年，8月28日这是两因素析因设计设A代表“松球用否”；B代表“（麻黄+地龙）用否”，则前面设计为：----------------------------------------A用否B用否：不用用----------------------------------------不用（1）（3）用（2）（4）----------------------------------------18第十八页，共九十四页，2022年，8月28日实验设计的基本原则重复随机对照均衡19第十九页，共九十四页，2022年，8月28日重复原则的作用重复的三层含义：重复实验、重复测量、重复取样重复的作用：掷硬币实验10次与10000次的结果可知：其作用就是“让随机变量的变化规律性更好地显露出来”。20第二十页，共九十四页，2022年，8月28日《重量法测定血苯-白蛋白加合物的初步研究》用气-质联仪（GC-MS）测定血液中的苯-白蛋白加合物，由于采用昂贵的仪器和同位素内标物，在一般实验室难以进行。本研究采用重量法测定，并与GC-MS法进行比较，同一标样用GC-MS法测3次，重量法测7次，分别为1.9±0.1（mg/ml）和2.0±0.1（mg/ml），经t检验，平均值之间差异无显著性（P>0.05）。21第二十一页，共九十四页，2022年，8月28日分析作者的目的是检测两种方法测量结果是否具有一致性。但实际检测时，仅做了一个标样，并且仅对这一个标样进行了重复测量，表面上有若干个数据，但实际上这些数据均来自于一个样品，并不能很好地代表不同浓度样品所在的总体，这样做仅能得出对这一标样的多次重复测量结果的准确性高低，并不能推论到一般样品中去。22第二十二页，共九十四页，2022年，8月28日释疑应根据专业知识，合理确定标样的浓度范围，选定多个标样用目前被公认的测定方法和重量法同时进行测量，并选用合适的统计分析方法（如直线回归分析，其零假设与备择假设分别为总体斜率β=1与β≠1，而不应采用t检验），这样才能推论两种方法测量结果是否具有一致性。23第二十三页，共九十四页，2022年，8月28日随机原则的作用随机≠随便随机：总体中任何一个个体都有同等的机会被抽出，进入样本；样本中任何一个个体都有同等的机会被抽出，进入任何某一组。随机的作用：尽可能消除人为因素的干扰和影响，提高样本的代表性。从笼子中抓老鼠分组是随机原则的应用吗？

24第二十四页，共九十四页，2022年，8月28日对照原则的作用对照的作用：建立比较的基础，即设置参照物。对照的形式：空白对照、标准对照、相互对照、实验对照、历史或中外对照25第二十五页，共九十四页，2022年，8月28日《银屑病发病与血型的关系探讨》原作者对64例银屑病患者进行血型观察，其中O型血30例，A型血17例，B型血17例，AB型血0例。没有进行统计分析，仅凭数字大小，认为银屑病的发病与血型有明显的关系，同时也证实了遗传致病的决定意义。

26第二十六页，共九十四页，2022年，8月28日分析根据常识，正常人群中的血型构成存在较大差异，AB型所占的比例就是最少，作者没有对正常人群的血型分布情况进行调查，仅根据自己调查的银屑病人血型构成相差悬殊的情况，并不能说明银屑病人与正常人群在血型构成上存在差异，作出结论也是没有说服力的。27第二十七页，共九十四页，2022年，8月28日释疑正确的做法应建立正常对照组，调查正常人群的血型分布情况，并与银屑病人的血型分布情况进行比较，如果存在差异，则为银屑病的发病因素提供了某种线索，如果没有差异，则可以认为银屑病发病与血型构成没有关系。28第二十八页，共九十四页，2022年，8月28日均衡原则的作用均衡的含义：各种非实验因素对各组的影响是均等的。均衡的作用：提高组间可比性，增大结论可信度。29第二十九页，共九十四页，2022年，8月28日《臀部注射硬结物理治疗比较》臀部注射硬结117例，男62例，女55例，年龄18个月～68岁，病程1周～15年，注射硬结1cm×1cm～5cm×7cm。超声碘离子透入组30例，采用洛阳产超声药物透入机，于肌注硬结处涂以10％碘化钾软膏。音频电组55例，采用太仓产音频电疗机。红外线组32例，采用落地式红外线治疗灯，局部照射。以上各组均每日治疗一次，15次为一疗程。疗效标准：痊愈：疼痛、硬结均消失；显效：疼痛明显消失，硬结缩小1/2以上；有效：疼痛减轻，硬结软化缩小不足1/2；无效：无明显改善（见下表）。30第三十页，共九十四页，2022年，8月28日各组治愈率比较，认为超声碘离子透入法和音频电法的治愈率要高于红外线法。表臀部注射硬结治疗结果（例数）组别治愈显效有效超声碘离子透入11109音频电142417红外线4121631第三十一页，共九十四页，2022年，8月28日分析根据病理常识，硬结预后与年龄、病程及硬结本身的大小都有很大关系（年龄小、病程短、硬结小，预后相对好）。从资料可以看出，研究对象年龄跨度大（从18个月到68岁），病程差距大（从1周到15年），并且硬结的大小也存在较大的差距（1cm×1cm～5cm×7cm）。原作者对采取何种方法使重要的非实验因素在各组间达到均衡未作任何说明，只是一味地将三组拿来直接进行比较，如果均衡性原则掌握得不好，则有可能结论的可靠性不高甚至得出错误的结论。32第三十二页，共九十四页，2022年，8月28日释疑在进行试验之前，最好进行完善的试验设计，明确所要考察的实验因素，受试对象，所观察的指标，以及对试验结果可能产生影响的重要的非实验因素，务必使各重要的非实验因素在各组间尽量达到均衡一致，这样得出的结论才具有较强的可信性和说服力。本例可根据情况按“不平衡指数最小的分配原则”来安排实验，将重要的非实验因素划分成多个水平，将每个新就诊的患者加入各个治疗组，计算出在各种情形下的不平衡指数，找出最小的不平衡指数所在的组，说明新就诊的患者如果加入此组，各重要的非实验因素在各组间的均衡性最好。33第三十三页，共九十四页，2022年，8月28日提高均衡性的对策（1）研究者自身应有丰富的专业知识和统计学知识（2）请同行专家审阅实验设计方案（3）请统计学专业人员提建议34第三十四页，共九十四页，2022年，8月28日2.2资料的表达与描述中常见的统计学错误编制统计表时纵、横标目颠倒，同一表中表达不同性质的内容，表中数据含义表达不清；绘制统计图时资料类型与所选用的统计图不匹配，坐标轴上所标的刻度值违背数学原则；使用均数±标准差（误）的形式表达一切定量资料的集中趋势和离散趋势；运用相对数时，分母过小，将构成比与百分率混用。35第三十五页，共九十四页，2022年，8月28日《准分子激光原位角膜磨镶术治疗近视散光的初步研究》原作者将B、C两组患者手术前后散光轴夹角度数的变化绘制如下。

图B、C两组患者手术前、后散光轴夹角度数的变化（原图）36第三十六页，共九十四页，2022年，8月28日分析图中x轴上用等长的间隔代表不等的时间段，这样绘制线图，其折线的倾斜程度是一种假象，歪曲了事实。37第三十七页，共九十四页，2022年，8月28日释疑统计图坐标轴上的刻度应符合数学原则，即对于算术尺度来说，等长的间隔应代表相等的数量。修改见下图（右），可见散光轴夹角度数术后1周上升很快，以后下降较缓。38第三十八页，共九十四页，2022年，8月28日《600例小儿烧伤休克期治疗分析》原作者在文中指出：“600例烧伤患儿，210例早期有休克症状，其中3岁以下者110例，占52%，3岁以上者100例，占48%，年龄越小，休克发生率越高。”。39第三十九页，共九十四页，2022年，8月28日分析“比”和“率”都是相对指标，其公式的基本形式相同，都是由两个绝对数之商乘以100%而得。但二者有区别，构成比是反映一事物内部各组成部分在总量中所占的比重，是构成相对数；而率则表示在一定时间和范围内，某现象的发生次数与该现象可能发生的总数之比，是强度相对数。文中两个相对数均为构成比，而作者却进一步解释为“年龄越小，休克发生率越高”，把“构成比”当成“百分率”，是不妥的。40第四十页，共九十四页，2022年，8月28日释疑600例烧伤患儿，210例早期有休克症状，则休克的发生率为35%，此指标反映休克的发生强度，属于百分率。210名休克患儿中，3岁以下者110例，占52%，3岁以上者100例，占48%，反映了事物各个组成部分所占的比重，应为构成比，欲求各个年龄段的休克发生率，应先算出各个年龄段的患儿总数，然后拿各年龄段的休克人数除以患儿总数，才是各年龄段的休克发生率。41第四十一页，共九十四页，2022年，8月28日《猪活体脑片钙离子荧光强度的测定及对停循环后脑缺血损伤的评价》原文中资料的表达见下表。表猪小脑病理定量（%，）组别猪数（只）空泡变性轻度嗜酸性变性中度嗜酸性变性重度嗜酸性变性实验组811±2019±273±120±0对照组82±821±2531±2632±1842第四十二页，共九十四页，2022年，8月28日分析“平均数±标准差”是用来表达呈正态分布的资料，说明其数据分布的集中趋势和离散趋势。从表中数据可以看出，大部分标准差大于平均数，有的甚至是平均数的4倍，基本上可以认为此资料服从偏态分布，不适合用正态分布法说明此资料的集中趋势和离散趋势。43第四十三页，共九十四页，2022年，8月28日释疑描述偏态分布资料的集中趋势应该选用中位数，描述其分散趋势应该选用四分位数间距，其形式为“M（QR）”，M代表中位数，QR代表四分位数间距，QR=Q3–Q1,由第3四分位数减第1四分位数得来。由于没有原始数据，故只能解释一下。44第四十四页，共九十四页，2022年，8月28日2.3定量资料分析中常见的统计学错误

误判资料的性质而采用定性资料的分析方法；忽视资料的前提条件而盲目采用参数检验；不能正确地识别资料的设计类型，用t检验或单因素k（k≥3）水平设计资料的方差分析处理一切定量资料。45第四十五页，共九十四页，2022年，8月28日《美喘清与博利康尼治疗支气管哮喘各40例临床疗效与副作用比较》原作者选择80例哮喘病人随机分为美喘清组与博利康尼组各40例，记录各组病人发生疗效的时间，见下表。所得结果用χ2检验进行处理，认为美喘清较博利康尼发生疗效的时间早，且差异有显著性（P<0.05）。

表美喘清与博利康尼疗效发生时间（h）比较组别例数时间0.512244872美喘清898843博利康尼2468101046第四十六页，共九十四页，2022年，8月28日分析严格地说，每个哮喘患者都能提供一个药物发生疗效的时间，因而此资料从本质上讲应为定量资料，上表只是为了表达的方便列出不同时间点上的频数分布，并不代表此资料中的结果变量就为定性资料。原作者采用一般χ2检验对资料进行处理，χ2检验所能回答的问题与原作者的分析目的不一致。此时得出的结论只能是美喘清组和博利康尼组在不同起效时间的构成上存在的差别是否具有统计学意义，并不能得出两组起效时间之间的差别具有显著性意义。47第四十七页，共九十四页，2022年，8月28日释疑最好将此资料中的发生疗效的时间还原为原始值，然后按成组设计定量资料进行统计学分析，如果每组发生疗效的时间符合正态分布且两组发生疗效的时间满足方差齐性，则可以进行成组设计资料的t检验，如果不满足t检验的前提条件，则可采用非参数统计，如成组设计两样本比较的秩和检验。如果每位患者药物起效时间不像表所示的那样精确，只是一个时间段（如：0～≤0.5，＞0.5～≤1，……，＞48～≤72），则可以按结果变量为有序变量的单向有序列联表资料所对应的统计分析方法如秩和检验，Ridit分析等进行处理，当然这样做通常会损失一部分信息，降低了检验效能。48第四十八页，共九十四页，2022年，8月28日《血清肿瘤标志在结直肠癌诊断中的作用》为研究CEA、CA19-9、CA72-4和CA242四项肿瘤标志在患者手术前、手术后及转移复发有无差异，分别检测了58名手术前患者，30名手术后患者及19名转移复发患者，测量其四项指标，并进行t检验，结果见下表。49第四十九页，共九十四页，2022年，8月28日表手术前后4项肿瘤标志检测结果（）不同时期CEA(μg/L)CA19-9(×103U/L)CA72-4(103U/L)CA242(103U/L)术前(n=58)34.0±79.0209.0±739.07.2±4.8111.0±179.0术后(n=30)2.0±1.2*11.0±10.9*4.3±2.8**10.8±17.5**转移复发(n=19)88.0±107.0212.0±529.09.8±3.2148.0±240.0注：与术前组相比较：*P<0.05,P**<0.0150第五十页，共九十四页，2022年，8月28日分析本例中若干个单元格中标准差的数值是均值的2倍以上，基本上可以认为此资料服从偏态分布，不同组间标准差也相差悬殊，并不满足方差齐性的要求。作为参数检验方法，t检验和方差分析有其应用前提条件，只有经过正态性和方差齐性检验，满足条件后才能应用。本资料分了术前组、术后组及转移复发组，相当于一个因素的3个不同水平，从设计类型上判别应为单因素3水平设计的资料，原作者用了t检验进行分析，同样是错的，因为t检验仅适合分析单组、配对及成组设计的资料，并不适合分析单因素K（K≥3）水平设计资料和多因素设计资料。51第五十一页，共九十四页，2022年，8月28日释疑若资料不满足参数检验的前提条件，可选用适合分析偏态分布资料的非参数检验（如秩和检验）进行分析，或找到满足前述两个前提条件的相应变量变换方法后，再用相应的参数检验法，因为试验设计类型为单因素3水平设计，可选用相应的设计资料的方差分析进行处理。52第五十二页，共九十四页，2022年，8月28日《开胃理脾口服液对脾虚小鼠肠功能的影响》某研究者为了研究开胃理脾口服液对脾虚小鼠胃肠功能的影响，取70只小白鼠随机分为七组，每组10只，第一组为空白组，给等容生理盐水，其余各组给100％大黄水煎液一周（ig（即静脉注射）一次/日），造成脾虚模型。停食24h后，第一、二组ig含有10％炭末的冷开水，第三至五组给含10％的炭末开胃理脾口服液，第六组给含10％炭末的开胃理脾丸剂，第七组给含有10％炭末的儿康宁。给药30min后处死小鼠，打开腹腔，剪取小肠，分别测量小肠总长度和炭末在肠内推进的距离，推进距离除以小肠总长度计算炭末推进百分率。各组具体剂量和推进率见下表，原作者对各组数据采取成组设计定量资料t检验处理。实验表明，模型组与空白组比较，具有非常显著性的差异，开胃理脾口服液低、中、高剂量与模型组比较具有显著性差异，提示本品具有促进小鼠小肠运动功能的作用，其作用强度较丸剂好。53第五十三页，共九十四页，2022年，8月28日表各组对小鼠小肠运动的影响组别剂量(g/kg)推进率（％）空白组086.18±5.81模型组075.83±5.56**口服液低剂量组2.3491.22±5.32＃＃口服液中剂量组7.0294.20±6.39＃＃△口服液高剂量组21.0695.00±3.87＃＃△丸剂组2.3480.20±12.22儿康宁组2.3492.20±9.03＃注：与模型组比较#P<0.05,##P<0.01;与空白组比较*P<0.05,**P<0.01;与丸剂组比较△P<0.05。54第五十四页，共九十四页，2022年，8月28日分析很多人简单地把上表的资料视为单因素七水平设计定量资料，在实际进行统计分析时，又把它视为多个单因素两水平设计（即成组设计）定量资料，反复采用成组设计定量资料的t检验处理，这是很不正确的做法。显然，在上表中，“组别”一词所代表的内容是很多的，既有受试动物“是否属于脾虚模型”，又有服用开胃理脾口服液的“剂量”，还有服用的药物剂型“是口服液还是丸剂”，甚至还有“是否服用药物（不服药、服开胃理脾药、服儿康宁）。但在已设计的七个组中，没有将前述的诸因素各水平之间全面组合，而只实施了其中的一部分，因此，本例中的“组别”所代表的因素属于“非平衡组合因素”。不考查资料的实验设计类型，多次用t检验进行两两比较，根据概率计算原理，这样做会大大增加犯假阳性错误的概率。55第五十五页，共九十四页，2022年，8月28日释疑在实际分析时，可根据不同的分析目的，拆分成若干个组的不同组合，以便于识别设计类型和选用统计分析方法，作出正确的专业结论。本例可根据不同的分析目的拆成以下几种组合：组合1：空白组与模型组组合2：模型组、低剂量组、丸剂组、儿康宁组组合3：模型组、中剂量组、丸剂组、儿康宁组组合4：模型组、高剂量组、丸剂组、儿康宁组组合5：模型组、低剂量量、中剂量组、高剂量组56第五十六页，共九十四页，2022年，8月28日释疑上述5种组合中，组合1可用成组设计资料的t检验进行分析，后4种组合可视为单因素4水平设计，如果资料满足正态性和方差齐性，可运用相应的方差分析进行统计分析，否则，可运用非参数检验如秩和检验进行分析。若各组合下组间的差别经检验具有显著性意义，还可进一步采用dunnett的t检验（它不同于通常的t检验）分析其余各组与模型组之间差别是否具有显著性意义。57第五十七页，共九十四页，2022年，8月28日2.4定性资料分析中常见的统计学错误误用t检验分析定性资料；对列联表中定性变量的性质不加区分，误用χ2检验分析一切定性资料；所采用的统计分析方法与分析目的不一致；对高维列联表资料随意压缩。58第五十八页，共九十四页，2022年，8月28日《美泰宁对睡眠作用的影响》原作者研究美泰宁对戊巴比妥钠诱导的小鼠睡眠的影响，选用40只体重相近的雄性小鼠，随机分为溶剂对照组和3个剂量组，即0.0、12.5、25.0、75.0mg/kg体重，用蒸馏水配成所需浓度，每天灌胃。第7天灌胃15分钟后，给各组动物按28mg/kg体重剂量腹腔注射戊巴比妥钠，以小鼠翻正反射消失达1分钟以上作为入睡判断标准，观察给戊巴比妥钠25分钟内各组动物发生睡眠的动物数。经统计学处理，中、高剂量组与溶剂对照组比较差异有非常显著性（P<0.01）。具体结果见下表。59第五十九页，共九十四页，2022年，8月28日表美泰宁对阈下剂量戊巴比妥钠诱导雄性小鼠睡眠发生率的影响()剂量动物数入睡动物数睡眠发生率t值P值0.010220.012.510550.01.406>0.0525.010880.03.182<0.0175.010880.03.182<0.0160第六十页，共九十四页，2022年，8月28日分析统计资料常常分为定量资料和定性资料两大类，所谓定量资料是指每个观察单位用计量方法测量某项指标数值大小；而定性资料是指记录每个观察单位的某一方面的特征和性质。本资料观察的是动物的入睡情况，原作者把每组入睡的每一只动物记为1，不睡的动物记为0，这样第一组有2个1，8个0，第二组有5个1，5个0，第一组和第二组各10个数据进行t检验，得t=1.406，P<0.05（经验算，就计算本身而言，原作者的计算结果是正确的）。61第六十一页，共九十四页，2022年，8月28日分析但实际上这里的1并不代表真正的数值，它只是代表一种状态，即入睡，而0则代表没有入睡，因而本资料从性质上说应属于定性资料。但原作者却错误地将其判断为定量资料，表的标题后括号内写了的形式，但实际上表中并没有表示平均数和标准差的数据，反而误导读者该资料为定量资料。一般来说，t检验仅适于分析定量资料，用分析定量资料的方法去分析定性资料，显然是错误的。62第六十二页，共九十四页，2022年，8月28日释疑正确判定统计资料属于定量资料还是属于定性资料是选用统计分析方法的首要前提，本资料属于定性资料，应根据分析目的，合理选用适合此类资料的分析方法（如fisher的精确检验）进行统计分析。63第六十三页，共九十四页，2022年，8月28日《果糖二磷酸钠治疗新生儿缺氧缺血性脑病的疗效观察》为了研究果糖二磷酸钠治疗新生儿缺氧缺血性脑病的疗效，随机分为观察组和对照组，观察组用果糖二磷酸钠，对照组用胞二磷胆碱。治疗效果分为无效、有效和显效三个等级，见下表。原作者进行一般χ2检验，χ2=4.74，P<0.05,认为两组疗效之间的差异有显著性意义。64第六十四页，共九十四页，2022年，8月28日表观察组和对照组疗效比较组别例数疗效:显效有效无效观察组584418对照组56433565第六十五页，共九十四页，2022年，8月28日分析此资料中原因变量（组别）是名义变量，结果变量（疗效）是有序变量，因而属结果变量为有序变量的单向有序列联表资料。因一般χ2检验与变量的有序性没有联系，用一般χ2检验进行分析，得到的结论是两组疗效的频数分布是否相同，而不能得出两组疗效的差别是否具有显著性意义的结论。66第六十六页，共九十四页，2022年，8月28日释疑适合分析单向有序列联表资料的统计分析方法有秩和检验或Ridit分析等。本例采用秩和检验进行统计分析，Hc=2.8107，P=0.0936。不能得出两组疗效之间的差异有显著性意义的结论。67第六十七页，共九十四页，2022年，8月28日《盆炎栓与野菊花栓治疗慢性盆腔炎的对比观察》欲比较盆炎栓和野菊花栓治疗慢性盆腔炎的疗效，分别用盆炎栓和野菊花栓治疗慢性盆腔炎300例和100例。治疗情况见下表。经χ2检验，认为盆炎栓组的痊愈率与野菊花栓组的痊愈率存在显著性差异，前者高于后者（P<0.01）。68第六十八页，共九十四页，2022年，8月28日表两组疗效比较病情程度盆炎栓组人数野菊花栓组人数痊愈未痊愈痊愈未痊愈轻度51361020中度64742428重度235241469第六十九页，共九十四页，2022年，8月28日分析这是一个结果变量为二值变量的三维列联表资料，原作者通过简单求和把病情程度这个变量合并掉，采用一般χ2检验来分析不同治疗组痊愈率之间的差别是否有显著性意义，如果不同治疗组病情程度分布情况不同，即病情程度这个变量与“治疗方式”和“痊愈与否”两个变量之间并不是独立的，则很容易得出错误的结论。70第七十页，共九十四页，2022年，8月28日释疑本资料适合采用加权χ2检验或M-Hχ2检验进行处理，通过计算，将病情程度对不同治疗方法的影响扣除掉，从而对不同治疗方法的疗效评价更可信。经计算，χ2加权=2.692，P=0.101，χ2MH=2.673，P=0.102，即在扣除病情程度对不同治疗方法的影响后，尚不能认为两种方法的痊愈率之间的差别具有显著性意义，与原作者的结论相反。71第七十一页，共九十四页，2022年，8月28日2.5相关回归分析中常见的统计学错误混淆相关与回归的概念，对Ⅰ型回归分析资料作相关分析；散布图并不反映直线趋势，而作直线相关分析；单凭相关系数的假设检验结果作出肯定的专业解释与推断；把相关关系直接解释为因果关系72第七十二页，共九十四页，2022年，8月28日《固定化葡萄糖氧化酶流动注射化学发光法测定血糖》原作者利用固定化葡萄糖氧化酶流动化学发光法测定50份血样的血糖，并与传统氧化酶比色法相比较，每份样品用两种不同的方法均重复测定3次，两种符合程度的相关系数r=0.90，P<0.05，故认为原作者的方法与传统氧化酶比色法的测定结果无显著性差异，因此可推广应用于大量血样的检测。73第七十三页，共九十四页，2022年，8月28日分析进行直线相关分析的目的是研究在专业上有一定联系的2个变量呈直线关系的密切程度和方向，所用的统计量称为相关系数r，当样本含量n固定时，若|r|越接近0，表明X与Y之间呈直线关系的密切程度越低；若|r|越接近于1，表明X与Y之间呈直线关系的密切程度越高。相关系数的大小受数据的对子数和抽样误差的影响，为了尽可能排除抽样误差的影响，较客观地反映出2个变量之间呈直线关系的密切程度，需要进行假设检验，以判断总体相关系数ρ是否等于零。因此相关系数r计算出来，并经假设检验拒绝原假设后，可以认为两个变量之间呈直线相关关系，但并不能说明两检测方法之间的符合程度高。74第七十四页，共九十四页，2022年，8月28日释疑本资料经绘制散布图，满足直线回归分析的前提条件后，可以求出直线回归方程来，由于该资料具有重复试验数据，因而还应该进行失拟检验，以排除其他因素的影响，然后对总体直线斜率β与1，总体截距α与0的差别进行显著性检验，如果前者检验结果为接受原假设H0：β=1，后者检验结果为接受原假设H0：α=0，则可以认为回归直线经过原点，并与坐标轴成45°夹角，可认为两检测方法具有一致性。75第七十五页，共九十四页，2022年，8月28日《高脂餐后内皮依赖性血管舒张功能变化及其影响因素》原作者对75名受试者测定了餐后2小时血清TG浓度增高值与餐后内皮依赖性血管功能下降值（%），并给出了散布图（见右图），经相关分析，认为餐后2小时血清TG浓度增高值与餐后内皮依赖性血管功能下降值显著正相关（r=0.459，P<0.01）。76第七十六页，共九十四页，2022年，8月28日分析直线相关分析的目的是了解两变量之间呈直线关系的密切程度和方向，在进行直线相关分析前，应绘制散布图，将（X，Y）的n对数值绘在直角坐标系内，得到n个点，如果这n个点在不平行也不垂直于X轴的一条不太宽的长带内随机地分布着，且不存在明显的曲线趋势，才可进一步作直线相关分析。77第七十七页，共九十四页，2022年，8月28日释疑从原作者给出的散布图中可以看出，若干点的分布近似一个圆盘，并无明显的直线变化趋势，因而本资料并不适合作直线相关分析，忽视散布图的表现而直接进行相关分析，很可能会得出错误的结论。本例确定系数r2=0.4592≈0.21，说明餐后4h内皮依赖性血管功能下降值（%）的变化中仅21%的量可由餐后TG增高值来推测。也就是说，本例所研究的两个变量之间的关系实际意义并不大。78第七十八页，共九十四页，2022年，8月28日2.6多元资料分析中常见的统计学错误用一元分析取代多元分析；用单因素分析取代多因素分析；进行多元线性回归分析时，在单因素分析筛选有意义变量的基础上，再对这些变量进行逐步回归分析，造成某些单独作用小且有潜在作用的变量没有机会入选方程；不能根据分析目的合理选用各种多元分析方法。79第七十九页，共九十四页，2022年，8月28日《烧伤患者中HCV感染暴发流行调查分析》

收住132例大批突发烧伤患者，在伤后40天发现首例急性HCV感染者，通过HCVRNA、抗-HCV、ALT检测方法证实，有105例烧伤患者感染HCV，并对感染者做了临床流行病学调查分析，结果见下表，认为烧伤患者感染HCV与有无输血及血制品有关（χ2=12.05，P＜0.01），与烧伤严重程度有关（χ2=5.03，P＜0.05），而与输血及血制品的量（χ2=0.015，P＞0.05）、年龄（χ2=0.0174，P＞0.05）无明显差异。除了严格筛选血液和血制品外，大批烧伤患者集中一所医院抢救治疗。烧伤伤员相互接触和医源性因素与清洗创面、剃除毛发、多次剥痂植皮手术及更换敷料、器械消毒、灭菌等有关，通过烧伤创面的途径不可忽视。80第八十页，共九十四页，2022年，8月28日表不同年龄组输血及血制品与HCV感染年龄组（岁）烧伤人数输血、血制品人数HCV感染未输血、血制品人数HCV感染有无有无8～15956765228131516～2910880220≥3027171341046合计1329286640192181第八十一页，共九十四页，2022年，8月28日表输血及血制品不同用量与HCV感染HCV感染例数输血及血制品（ml）≤400400～1000≥1000HCV感染86221945无HCV感染6510表不同烧伤程度与HCV感染HCV感染例数烧伤程度重度中度轻度HCV感染105512925无HCV感染27171982第八十二页，共九十四页，2022年，8月28日分析本资料应属高维列联表资料，原作者在分析单个因素与HCV感染与否的关系时，不考虑其他因素的影响，对高维列联表进行简单合并成三维列联表或二维列联表，在分析时一律采用二维列联表的一般χ2检验，这样做是不妥的，因为在分析某因素的作用时，并不能消除其他因素的混杂作用，若分析结果有意义，而各因素之间并不独立，并不能肯定是某因素的作用，还是混杂因素的作用，因而结果是不可信的。83第八十三页，共九十四页，2022年，8月28日释疑本资料的结果变量是二值变量，其二个水平表示“感染与否”，原因变量有“年龄”、“有无输血”、“输血量”及“烧伤程度”。若探讨影响HCV感染的危险因素，应采用非条件logistic回归分析进行处理，采用逐步回归法进行变量的筛选，得到有意义的变量，并可求出相应的OR值，结合专业知识作出合理的解释。84第八十四页，共九十四页，2022年，8月28日2.7结果解释中常见的统计学错误不进行统计分析，妄下结论；不说明所采用的统计分析方法，不给出计算的统计量，仅根据