1、第七章 檢驗,第一節(jié) 四格表資料的 檢驗 一、 檢驗的基本思想 1. 分布 （1） 分布的定義： n個u值的平方總和為 值， 值的分布稱為 分布。,（2） 分布的圖形： 當自由度 時，曲線呈L型； 隨著自由度增加，曲線趨向對稱； 當自由度 時， 分布接近正態(tài)分布。,自由度為1的2分布界值,0.0,0.1,0.2,0.3,0.4,0.5,自由度為2的2分布界值,0.0,0.1,0.2,0.3,0.4,0.5,2分布與自由度有關,0.05,0.025,0.025,1.96,-1.96,2分布與正態(tài)分布的關系,（3） 分布的可加性： 如果兩個獨立的隨機變量 分別服從自由度 的 分布，那么它們的和 服

2、從自由度 為 的 分布。 （4） 分布的分位數(shù)： 界值表，附表8，823頁。,檢驗的基本思想 例7-1 某醫(yī)院欲比較異梨醇口服液（試驗組） 和氫氯噻嗪+地塞米松（對照組）降低顱內(nèi)壓的療 效。將200例顱內(nèi)壓增高癥患者隨機分為兩組，結 果見表7-1。問兩組降低顱內(nèi)壓的總體有效率有無 差別？ 表7-1 兩組降低顱內(nèi)壓有效率的比較 組別 有效 無效 合計 有效率（%） 試驗組 99(90.48) 5(13.52) 104 95.20 對照組 75(83.52) 21(12.48) 96 78.13 合計 174 26 200 87.00,四格表資料的模式 四格表資料的模式 分組 A+ A- 合計 甲

3、組 a b a+b 乙組 c d c+d 合計 a+c b+d n,式中A為實際頻數(shù)，T為理論頻數(shù)。,檢驗的基本思想： 值反映了實際頻數(shù)和理論頻數(shù)的吻合程度。 如果檢驗假設成立，A和T的相差會小，即 值 不應該過大，如果 值大于理論值，則有理由 拒絕檢驗假設。 值的大小還取決于格子數(shù)的多少，即自 由度的大小。,3.四格表資料的分析基本公式法： 適用于n 40，理論數(shù)（T） 5。 1. H0:1=2 ; H1: 12 , = 0.05。 2. 計算理論數(shù)： 3. 計算 值：,4. 確定P值： 自由度=（2 1）（21）= 1 查 值表， 本例12.867.88，P0.005，拒絕H0 ，接受 H

4、1 ，說明異梨醇口服液降低顱內(nèi)壓的有效率高于 氫氯噻嗪+地塞米松組。,二、四格表資料的分析專用公式法： 適用于n 40，理論數(shù)（T） 5。 注意：專用公式無須求理論數(shù)T，但應求最小理論數(shù)以決定是否符合應用條件。 最小理論數(shù)的求法：,三、四格表資料的分析校正公式法： 適用于n 40，理論數(shù) 5T1 。 基本公式校正為： 專用公式校正為：,表7-2 兩種藥物治療腦血管疾病有效率的比較 組別 有效數(shù) 無效數(shù) 合計 有效率（） 胞磷膽堿 46 6 52 88.46 神經(jīng)節(jié)苷酯 18 8(4.67) 26 69.23 合計 64 14 78 82.05,第二節(jié) 配對四格表資料的 檢驗,配對四格表模式 乙

5、法 a b a+b c d c+d 合計 a+c b+d n,甲法,合計,a為兩種方法均為陽性；d為兩種方法均為陰性； b為甲法陽性而乙法陰性；c為乙法陽性而甲法陰性。 a、d為結果相同部分，b、c為結果不同部分。,注意：當 n 較大而 b、c 較小時，結果的判斷應考慮差別的實際意義。,例7-3 某實驗室分別用乳膠凝集法和免疫熒 光法對58名可疑系統(tǒng)紅斑狼瘡患者血清中抗核抗 體進行測定，結果見表7-3。問兩種方法的檢測結 果有無差別？ 表7-3 兩種方法的檢測結果 乳膠凝集法 11（a） 12（b） 23 2（c） 33（d） 35 合計 13 45 58,合計,免疫熒光法,H0:B=C； H

6、1:BC ,=0.05。 5.793.84,P0.05，拒絕H0 ，接受H1 ，說明免疫熒光法陽性率高于乳膠凝集法。 免疫熒光法陽性率:23/58 39.7， 乳膠凝集法陽性率:13/5822.4。,第三節(jié) 四格表資料的Fisher確切概率法,四格表資料如果n40，或有T 1，則應采用確切概率法，又稱直接計算概率法。 當用基本公式和校正公式求得 值接近理論 值,即 時，也可采用本法。 本法是用公式直接求得確切的概率，然后與 比較并作出相應的判斷。,例7-4 某醫(yī)師為研究乙肝免疫球蛋白預防胎兒 宮內(nèi)感染HBV的效果，將33例HBsAg陽性孕婦隨 機分為預防注射組和非預防組，結果見表7-4。問 兩

7、組新生兒的HBV總體感染率有無差別？ 表7-4 兩組新生兒HBV感染率的比較 組別 陽性 陰性 合計 感染率（%） 注射組 4 18 22 18.18 對照組 5 6 11 45.45 合計 9 24 33 27.27,一、 本法基本思想： 在四格表周邊合計數(shù)不變的條件下，表中a、b、 c、d 有多種組合，組合數(shù)為周邊合計數(shù)中最小數(shù) 1種（本例為9110種）。 用公式計算實際四格表的概率和各所需組合表 的概率總和，與檢驗水準比較作出推斷結論。 所需組合表是指概率小于等于實際四格表概率 的組合表,也可以是 大于等于實 際四格表 的組合表。,0 22 9 2,8 14 1 10,6 16 3 8,

8、7 15 2 9,9 15 0 11,1 21 8 3,2 20 7 4,3 19 6 4,4 18 5 6,5 17 4 7,ad-bc -198 -165 -132 -99 -66 P值 0.00000143 0.00009412 0.00197656 0.01844785 0.08762728 A-T 6 5 4 3 2,ad-bc -33 0 33 66 99 P值 0.225327286 0.319213656 0.243210404 0.09120390 0.01289752 A-T 1 0 -1 -2 -3,雙側檢驗應求雙側累計概率；單側檢驗只需求 單側累計概率。 當a、b、c、

9、d 中有0，則該組合為最外側的組合。 如果 ，則所有組合的概率對稱分布， 故雙側檢驗時，求得單側累計概率2即為雙側累 計概率。 如果實際四格表的概率已經(jīng)大于檢驗水準，則 無需再求其它所需概率便可拒絕檢驗假設。,二、本例分析方法如下： H0：1 =2；H1：1 2 ,=0.05， 雙側檢驗。（本例可用單側檢驗） (2)求實際四格表的概率： (3)判別結論：P,不拒絕H0 ，還不能認為兩組新 生兒的HBV總體感染率有差別。,例7-5 某單位研究膽囊腺癌、腺瘤的P53基因表 達，對同期手術切除的膽囊腺癌、腺瘤標本各10 份，用免疫組化法檢測P53基因，資料見表7-6。問 膽囊腺癌和膽囊腺瘤的P53基

10、因表達陽性率有無差 別？ 表7-6 膽囊腺癌與膽囊腺瘤P53基因表達陽性率的比較 病種 陽性 陰性 合計 膽囊腺癌 6 4 10 膽囊腺瘤 1 9 10 合計 7 13 20,本例分析方法如下： （1）H0：1 =2；H1：2 ,=0.05， 雙側檢驗。 （2）計算實際四格表的概率：,（3）計算累計概率： 一側比實際組合更外側的僅有一種，即a、b、 c、d為7、3、0、10的組合，其概率為： 本例兩組例數(shù)相等，故累計概率為： （4）判別結論：P,不拒絕H0 ，還不能認為 兩組P53基因表達陽性率有差別。,本例如可采用單側檢驗則： P,拒絕H0 ，可以認為兩組P53基因表達陽性 率差別有統(tǒng)計學意

11、義，膽囊腺癌的P53基因表達陽 性率高于膽囊腺瘤。,第四節(jié) 行列表資料的 檢驗,行列表是指行數(shù)或者列數(shù)超過 2 的資料， 實際工作中為多組率、兩組或多組構成比的比較。 計算公式為： 基本公式 專用公式,一、 多個樣本率的比較,例7-6 某醫(yī)師研究物理療法、藥物治療和外用 膏藥三種療法治療周圍性面神經(jīng)麻痹的療效，資 料見表7-8。問三種療法的有效率有無差別？ 表7-8 三種療法有效率的比較 療法 有效 無效 合計 有效率（%） 物理療法組 199 7 206 96.60 藥物治療組 164 18 182 90.11 外用膏藥組 118 26（13.8） 144 81.94 合計 481 51 5

12、32 90.41,H0:1=2=3 ； H1: 1、2、3不等或 不全相等， =0.05。 自由度= ( 3 - 1)( 2 - 1) = 2， 查表得 ， 21.04 5.99, P0.05，拒絕H0 ，接受H1 , 說明三種療法的有效率不同或不全相同。,二、兩組構成比的比較 例7-7 某醫(yī)師在研究血管緊張素I轉化酶(ACE) 基因I/D多態(tài)與2型糖尿病腎病(DN)的關系時，將 249例2型糖尿病患者按有無糖尿病腎病分為兩 組，資料見表7-9，問兩組2型糖尿病患者的ACE基 因型總體分布有無差別？ 表7-9 兩組2型糖尿病患者ACE基因型分布的比較 組別 DD ID II 合計 DN組 42

13、（37.8 ） 48（43.3） 21（18.9） 111 無DN組 30（21.7） 72（52.2） 36（26.1） 138 合計 72（28.9） 120（48.2） 57（22.9） 249,兩組病人中醫(yī)辨證分型 組別 肝胃不和 胃陰不和 脾胃虛寒 寒熱夾雜 合計 中藥 8(7) 19(16) 29(30) 41(47) 100 西藥 6(7) 13(16) 31(30) 53(47) 100 合計 14(7) 32(16) 60(30) 94(47) 200,H0:兩組ACE基因型總體構成比相同； H1:兩組ACE基因型總體構成比不同，=0.05。 查表得： 7.91 5.99,

14、P0.05，拒絕H0 ，接受H1 ,兩組 ACE基因型分布不同。,二、兩組無序分類資料的關聯(lián)性檢驗 例 7-8 測得某地5801人的ABO血型和MN血型 結果如表7-10，問兩種血型系統(tǒng)之間是否有關聯(lián)？ 表7-10 某地5801人的血型 MN血型 M N MN O 431 490 902 1823 A 388 410 800 1598 B 495 587 950 2032 AB 137 179 32 348 合計 1451 1666 2684 5801,ABO血型,合計,H0:兩種血型系統(tǒng)之間無關聯(lián)； H1:兩種血型系統(tǒng)之間有關聯(lián)， =0.05。 查表得： 213.16 18.55, P0.0

15、05，拒絕H0 ，接受H1 ,兩 種血型系統(tǒng)之間有關聯(lián)。 關聯(lián)系數(shù)： 關聯(lián)系數(shù)較小，可認為關系不太密切。,表7-10 某地5801人的血型 MN血型 M N MN O 131 190 1502 1823 A 688 410 500 1598 B 495 887 650 2032 AB 137 179 32 348 合計 1451 1666 2684 5801,ABO血型,合計,A B C 合計 甲 165 0 0 165 乙 0 185 0 185 丙 0 0 166 166 合計 165 185 166 516,模擬數(shù)據(jù)的關聯(lián)性分析,四、行列表資料 檢驗的注意事項： 1.注意對T值大小的要求

16、： 要求T 5的個數(shù)不能超過1/5， 且不能有T1。 如果不符可選用以下方法處理： (1)增加樣本例數(shù)； (2)相鄰行列例數(shù)進行合理地合并； (3)刪去理論數(shù)小的行或列； (4) 確切概率法。,2.注意多組比較結果如為差別有顯著性，并不代表 每兩組差別有顯著性，如需分析可進一步作兩兩 比較。 3.注意有序行列表資料不宜采用 檢驗，因為 檢驗與分類變量的順序無關。,第五節(jié) 多個樣本率間的多重比較,分割法基本思想 先將原R2的行列表分割為若干四格表，按四格表檢 驗方法計算 值；再將原檢驗水準進行適當調(diào)整，保證 型錯誤的概率不變；最后用求得的 值與表7-11理論值比較得 P 值，再與調(diào)整后的比較并作

17、出相應的判 斷。 表7-11 =1時 界值表（多個樣本率間的多重比較用） P P P 6.23 0.01250 7.48 0.00625 8.21 0.00417 6.96 0.00833 7.88 0.00500 8.49 0.00358 7.24 0.00714 8.05 0.00455 8.73 0.00313,二、多個實驗組間的兩兩比較 例7-9 對例7-6中表7-8的資料進行兩兩比較，以推斷是否任兩種療法治療周圍性面神經(jīng)麻痹的有效率均有差別？ 物理療法組與藥物治療組： 物理療法組與外用膏藥組： 藥物治療組與外用膏藥組:,k為組數(shù),二、各實驗組與同一個對照組的比較 例 7-10 以表7

18、-8資料中的藥物治療組為對照 組，物理療法組與外用膏藥組為試驗組，試分析 兩試驗組與對照組的總體有效率有無差別？ 物理療法組與藥物治療組： 外用膏藥組與藥物治療組:,k為組數(shù),第六節(jié) 有序分組資料的線形趨勢性檢驗 一、行列表資料的分類 1.雙向無序行列表資料 檢驗或關聯(lián)性檢驗 2.單向有序行列表資料 分組為有序用 檢驗；效應為有序用秩和檢驗。 3. 雙向有序屬性相同行列表資料 一致性檢驗（Kappa檢驗） 4. 雙向有序屬性不同行列表資料 秩和檢驗、等級相關、線形趨勢性檢驗。,二、雙向有序屬性不同行列表資料的線形趨勢性檢驗 基本思想：先計算 值，再將 值分解成 線性回歸分量和偏離線性回歸分量。若兩者均有統(tǒng) 計學意義，則說明兩個變量存在相關關系，但不是 直線關系，如前者有意義而后者無意義則說明有直 線關系存在。,例7-11 某研究者欲研究年齡與冠狀動脈粥樣 硬化等級之間的關系，將278例尸解資料整理成表 7-13，問年齡與冠狀動脈粥樣硬化等級之間是否存 在線性變化趨勢？ 表7-13 年齡與冠狀動脈硬化的關系 冠狀動脈硬化等級(Y ) + + + 20 70 22 4 2 98 30 27 24 9 3 63 40 16 23 13 7 59 50 9 20 15 14（5.42） 58 合計 122 89 41