統(tǒng)計錯誤辨析課件

醫(yī)學研究中的統(tǒng)計錯誤辨析第二軍醫(yī)大學衛(wèi)生統(tǒng)計學教研室孟虹本次內容一、研究中統(tǒng)計設計問題二、統(tǒng)計方法應用的問題三、統(tǒng)計概念的復習

一、研究在設計上問題

血型O型A型B型AB型例數(shù)(％）30(46.9)17(26.5)17(26.5)0作者結論：銀屑病發(fā)病與血型有明顯關系，O型血型人容易患銀屑病。問題：缺少對照組，應增加對照組人群血型分布，如有統(tǒng)計差別，僅提供病因線索。例164名銀屑病發(fā)病與血型關系本研究為了解疾病與危險因素關系，應采用病例對照研究例2壯醫(yī)目診診斷消化性潰瘍的觀察有人對胃鏡確診的120名消化性潰瘍患者進行目診，目診陽性的97例。作者結論：壯醫(yī)目診診斷消化性潰瘍與胃鏡診斷的符合率高達97/120＝80.83％。該結論有無不妥？問題：認為目診法符合率高達80.83％結論不妥。結論：壯醫(yī)目診診斷消化性潰瘍的陽性檢出率為80.83％。評價試驗方法金標準方法合計患者非患者陽性真陽性A假陽性BR1陰性假陰性C真陰性DR2合計C1C2N

試驗方法評價評價方法的指標靈敏度（真陽性率）＝A/C1特異度（真陰性率）＝D/C2符合率＝（A+D）/N例4

用GC2MS法測定血苯白蛋白加合物，由于要采用昂貴的儀器和同位素內標物，一般的實驗室不具備條件。本研究采用重量法測定，簡單方便。同一標本用GC2MS法測3次，重量法測7次，

±s分別為(119±011)mg/ml和(210±011)mg/ml，經(jīng)t檢驗平均值之間差異無顯著性(P>0.05)。認為重量法可替代GC2MS法。本研究違背設計的什么原則？例5研究絕經(jīng)后骨質疏松與血清IL-6和TNF-a濃度的關系。作者設計：研究組:30例臨床絕經(jīng)并確診為骨質疏松患者，絕經(jīng)最長10年，最短5年。最大59歲，最小52歲。平均56歲。對照組：30例臨床無骨質疏松健康青年女性，最大33歲，最小28歲。平均30歲。測定兩組人的血清IL-6和TNF-a濃度。

絕經(jīng)組別是無合計骨質疏松組100100無骨質疏松組100100

血清IL-6分層高低絕經(jīng)骨質疏松組8020100未絕經(jīng)無骨質疏松組1090100選擇偏倚：在設計階段由于研究對象在某些特征有系統(tǒng)差別，將導致結果出現(xiàn)系統(tǒng)偏差。OR=80×90/20×10=36例6基于多項logit模型的絕經(jīng)后骨質疏松癥（PMOP）危險因素分析研究對象：年齡40～65歲女性；上海和北京市8家社區(qū)共1800人。調查方法和工具：采用現(xiàn)況調查發(fā)放《社區(qū)40歲～65歲婦女骨質疏松危險因素及證候調查問卷》排除：藥物或其他疾病引起的繼發(fā)性骨質疏松癥；PMOP診斷標準：BMD檢測T值為骨質疏松定性診斷標準，T值＞M-1SD為骨量正常，M-1SD～-2.0SD為骨量減少，＜M-2.0SD以上為骨質疏松癥。統(tǒng)計方法：采用多分類logistic回歸方法分析PMOP發(fā)生與各危險因素之間的定量關系，分析肉類膳食、魚類膳食、飲用咖啡、每天鍛煉時間、是否變矮、是否絕經(jīng)、懷孕次數(shù)、生產次數(shù)、骨折次數(shù)等9個影響因素與BMD定性診斷正常（參照）、骨量減少、骨質疏松為因變量的關系。

問題：1.研究目的與研究對象不一致。2.調查對象范圍過窄通過現(xiàn)況研究了解疾病與危險因素關系，疾病的患病率應較高。否則樣本例數(shù)很大。

黃芪總苷和三七總皂苷配伍對小鼠腦缺血再灌注氧化應激的影響（作者實驗安排）動物分組：C57BL/6小鼠隨機分為8組，每組10只1.假手術組,2.模型對照組3.黃芪總苷（AST＝110mg/kg）組4.三七總皂苷(PNS＝115mg/kg)組5.AST220+PNS230mg/kg、6.AST110+PNS115mg/kg、7.AST55+PNS57.5mg/kg8.依達拉奉陽性對照組表各組腦組織氧化應激指標的比較

GroupDose(mg/kg)MDASham-Shamoperated0.88±0.25ModelModel1.94±0.35*

*Compatibility1AST220+PNS2301.10±0.26△△Compatibility2AST110+PNS1150.98±0.18△△Compatibility3AST55+PNS57.51.33±0.38△☆☆ASTAST1101.22±0.31△△PNSPNS1151.11±0.29△△Edaravone41.13±0.24△△多組間均數(shù)比較用單因素方差分析，組間兩兩比較方差齊者用LSD法檢驗。☆☆p＜0.01,vsCompatibility2group

該實驗設計不一定能得到兩因素的最佳劑量組合。設計2：回答最優(yōu)配伍劑量是否有交互作用

析因設計：假設前試驗得到A3B3時的值為最優(yōu)劑量安排：模型組ASTA3PNSB3最優(yōu)配伍組A3B3統(tǒng)計方法：析因設計的方差分析設計3：回答最優(yōu)配伍組是否優(yōu)于陽性對照單因素設計：完全隨機分組假手術組模型組最優(yōu)配伍組陽性對照組統(tǒng)計方法：單因素方差分析二、統(tǒng)計學方法應用問題1.統(tǒng)計方法選擇不當，方法的統(tǒng)計條件不滿足。2.統(tǒng)計概念不清楚，結果解釋不當。3.論文中“數(shù)據(jù)統(tǒng)計學方法”描述簡單。例：計量資料以±s表示，組間比較采用方差分析，P<0.05時具有統(tǒng)計學意義，或P<0.01時具有顯著統(tǒng)計學意義。

正確的描述為：檢驗水準α=0.05如方差分析的F值有統(tǒng)計意義，應報告組間兩兩比較的統(tǒng)計檢驗方法數(shù)據(jù)的統(tǒng)計學方法描述如設計為單因素設計，應寫明統(tǒng)計檢驗方法名稱（獨立樣本的t檢驗或單因素方差分析，及兩兩比較檢驗方法名稱）。如果多因素設計（析因設計），或采用特殊統(tǒng)計方法：“協(xié)方差（消除協(xié)變量）、兩因素方差分析（分析交互作用）、重復測量方差分析、多元回歸方法（多個變量與研究指標的關系）”，要特別說明。

文章結果

報告組間基線的均衡性組別觀察例數(shù)年齡病程男女合計均數(shù)±標準差均數(shù)±標準差正常對照15142959±10糖尿病A組10142462±84.4±3.2糖尿病B組1982767±76.8±3.9注：觀察性研究應報告組間比較差別是否有統(tǒng)計學意義研究的結果

選擇最能說明問題的統(tǒng)計描述指標文章報告研究的主要研究指標計量資料用均數(shù)和標準差描述（應根據(jù)分布選擇）計數(shù)資料用率和構成比描述，例數(shù)少時直接用絕對數(shù)比較組體重下降值有效率％*實驗組6.8±0.3185.59對照組0.48±2.67.84P值0.0010.001*體重下降原體重的5％為有效比較鹽酸西布曲明治療單純肥胖的療效組間比較單因素統(tǒng)計檢驗方法概述計量資料組間均數(shù)比較兩組比較：t檢驗或非參數(shù)檢驗多組比較：單因素方差分析和均數(shù)多重比較（兩兩間），或非參數(shù)檢驗。計數(shù)資料組間率的比較兩組或多組率的比較：χ2檢驗兩組或多組的構成比比較：χ2檢驗兩組高血壓患者治療前后舒張壓(mmHg)比較治療前治療后比較組均數(shù)標準差均數(shù)標準差試驗組126.27.1110.2*9.3對照組124.87.9120.69.8t值0.4172.44r＝0.615p0.6810.025P=0.001（一）計量數(shù)據(jù)常見問題*表示與治療前相比差別有統(tǒng)計意義治療前后的相關關系為問題1.治療后許多指標的變化與治療前有相關關系，比較時未排除基線的影響，將會降低檢驗統(tǒng)計效率。兩組高血壓患者治療前后舒張壓(mmHg)比較治療前治療后差值比較組均數(shù)標準差均數(shù)標準差均數(shù)標準差試驗組126.27.1110.29.316*3.127對照組124.87.9120.69.84.28.025t值0.4172.444.264.332.72p0.6810.025標準誤0.001標準誤計量數(shù)據(jù)組間比較的結果表達（表1數(shù)據(jù)）*表示與治療前相比差別有統(tǒng)計意義

單因素的方差分析(one-way)

多組均數(shù)間差別的多重比較方差分析結果有統(tǒng)計學意義時，了解各處理組間情況，做均數(shù)間的多重比較(PostHocTests)。

研究者的目的常用多重比較方法1.組間兩兩比較①LSD-t檢驗②SNK-q檢驗③Bonferroni2.各試驗組與對照組Dunnett-t檢驗

正確的統(tǒng)計檢驗方法：統(tǒng)計軟件注意：多個組間均數(shù)的比較采用兩組

t檢驗計算將增大犯1型誤差的概率。

某次研究對三組數(shù)據(jù)比較，如用t檢驗兩兩比較比較次數(shù)檢驗水準整個實驗犯1型誤差概率A組與B組=0.05A組與C組=0.05B組與C組=0.05注：K=實驗中比較的次數(shù)多重比較的統(tǒng)計檢驗：控制增大犯1型誤差的概率Bonferroni法（Bonferroni調整）

Bonferroni提出進行m次比較，犯Ⅰ型錯誤（α）的累計概率不應超過m×α‘，即每次比較的檢驗水準α’＝α/m。該法適合所有的組間（均數(shù)、率）兩兩比較的調整。例：某研究實驗為4組均數(shù)比較，組間兩兩比較次數(shù)m＝6，如每次按0.05水準，該實驗總的犯假陽性概率為例4個比較組的兩兩比較對比組兩均數(shù)差標準誤tp1與20.0370.0221.850.1151與30.060.0222.780.0161與40.0710.0223.240.0062與30.0230.0220.930.2982與40.0340.0221.390.1343與40.0110.0220.460.612H0：兩對比組的總體均數(shù)相等H1：兩對比組的總體均數(shù)不相等檢驗水準α＝0.10調整α’＝α/m＝0.1/6＝0.0167三組均數(shù)的比較比較組NMeanS1108.0431.80807521012.7552.7900473109.2761.210787例9有人研究不同透明脂酸(HA)在不同皮膚組織創(chuàng)面愈合的表達和意義

組別HA含量①正常胎兒皮膚142.6±10.4②胎兒皮膚創(chuàng)傷后12h283.4±11.5*③胎兒皮膚創(chuàng)傷后1d314.8±12.3*④胎兒皮膚創(chuàng)傷后3d320.7±12.4*⑤正常成人皮膚51.4±4.2*⑥成人創(chuàng)傷后皮膚92.1±5.8*⑦成人增生瘢痕皮膚72.3±5.1

#*與①比較,p＜0.01,#與⑤比較p＜0.01各組比較采用t檢驗作者結論1.胎兒皮膚創(chuàng)傷后12h、1天、3天均與正常胎兒皮膚HA含量差別有統(tǒng)計意義，高于正常胎兒皮膚HA含量。2.正常成人皮膚HA含量低于正常胎兒。3.成人創(chuàng)傷后皮膚HA含量高于正常胎兒.4.成人增生瘢痕皮膚HA含量高于正常成人。問題：作者將成人和兒童兩個人群皮膚HA含量放在一起做比較，不可比。例10MMP2mRNA相對轉錄量不同藥物組比較比較組均數(shù)與標準差與模型對照p值健脾復方＋5-Fu組1.1±0.10.0423

健脾復方組1.2±0.20.82685-Fu組1.1±0.10.0623模型對照組1.2±0.2塞來昔布組1.0±0.20.001經(jīng)統(tǒng)計檢驗，不同組別MMP2mRNA相對轉錄量的差異有顯著性，F(xiàn)＝5.85，P=0.0002。經(jīng)兩兩比較，健脾復方＋5-Fu組與健脾復方組p＝0.0367。結果提示健脾復方聯(lián)合化療可降低大腸癌腫瘤組織MMP2mRNA的表達，并有抑制腫瘤轉移，包括肝轉移的潛能。問題：兩藥是否有聯(lián)合作用？塞來昔布組（陽性藥）與模型組比較有統(tǒng)計意義。提示二個比較藥的劑量可能不合適或其它問題。健脾復方組5-Fu組不用用差平均不用1.21.10.11.15用1.21.10.11.15差000平均1.21.10.5結論：健脾復方組用與不用比較，差別沒有統(tǒng)計意義。5-Fu組用與不用比較，差別統(tǒng)計意義待檢驗？二藥聯(lián)合使用沒有聯(lián)合（交互）作用。

實例分析兩藥合用的效應（與不用相比）差值大于單獨用藥的效應之和（與不用相比），認為有交互作用。圖21TGFβ1、bFGF、vEGF在不同心肌中的表達0102030405060對照組胚胎組二尖瓣狹窄組二尖瓣關閉不全組不同的組別TGFβ1bFGFvEGF表達強度（h/um2）例11研究風濕性心臟病人與正常人心肌各種細胞因子表達的差異.你認為下圖表達正確嗎?0102030405060TGFβ1bFGFvEGF各細胞因子對照組胚胎二尖瓣狹窄二尖瓣關閉不全表達強度（h/um2）圖22各組心肌中TGFβ1、bFGF、vEGF表達強度修改后：計數(shù)資料常用Χ2檢驗，常見問題：

Χ2檢驗是單因素統(tǒng)計檢驗，多個因素數(shù)據(jù)也采用一般的Χ2檢驗不合適。多組率比較沒有調整檢驗水準，每次都是Χ2水準為0.05。研究者對研究目的和檢驗假設不清楚，盲目做統(tǒng)計檢驗。

Χ2檢驗可以檢驗以下假設目的1：檢驗兩組或多組率的差別H0：兩組或多組率相等H1：不等或不全等目的2：檢驗兩組或多組構成分布是否不同H0：兩組或多組構成分布相等H1：不等或不全等目的3：檢驗二個有序變量有無關聯(lián)關系H0：兩個變量無關系；H1：有關系

多組率或多組構成比較有統(tǒng)計意義，做多重比較表三組療法有效率的比較療法有效無效合計有效率%物理組199（186.2）720696.6藥物組1641818290.1外用組1182614481.9合計4815153290.4

單因素多組樣本率的比較H0：1=2=3=90.4（三組總體有效率相等）H1：三組總體率不等或不全等如Χ2檢驗拒絕H0，調整檢驗水準，做兩兩組比較的Χ2檢驗。表7-11ν=1時的χ2界值表Χ2pχ2pχ2p6.240.012507.480.006258.210.004176.960.008337.880.00508.490.003587.240.007148.050.004558.730.00313

α’=0.0125表7-12計算比較組計算χ2χ2界值pH0物理與藥物6.766.24p＜0.0125拒絕物理與膏藥21.328.73p＜0.00313拒絕藥物與膏藥4.596.24p＞0.0125不拒絕例12治療后12月未孕患者輸卵管的通暢情況組別輸卵管(條)輸卵管通暢度Ⅰ-Ⅲ度（%）Ⅳ-Ⅴ度（%）Ⅵ度（%）治療組6411（17.2）23(35.9）30（46.9）對照組5718（31.6）35(61.4）4（7.0）作者結論：兩組未孕患者輸卵管的通暢度，與對照組比較，治療組的Ⅰ-Ⅲ度（再度阻塞率）降低，且有統(tǒng)計差異，P<0.05；Ⅳ-Ⅴ度（通而不暢率）降低，有統(tǒng)計差異，P<0.01；Ⅵ度（完全通暢率）升高，有統(tǒng)計學差異，P<0.01。問題：兩組構成比較，沒有必要做兩兩構成比較。目的2：檢驗兩組或多組構成分布是否不同例13病程與辯證分型

辨證分型病程<2年例數(shù)（%）2-5年例數(shù)（%）5-10年例數(shù)（%）>10年例數(shù)（%）氣滯血瘀型17（26.98%）29（46.03%）11（17.46%）6（9.53%）濕熱瘀阻型19（57.58%）8（24.24%）4（12.12%）2（6.06%）寒凝瘀滯型3（11.54%）7（26.92%）7（26.92%）9（34.62%）腎虛血瘀型）1（3.57%）5（17.86%）8（28.57%）14（50.00%）作者結論:病程<2年，濕熱瘀阻型與其他各型比較有顯著性差異P<0.05；病程2-5年，氣滯血瘀型與其他各組比較有顯著性差異P<0.05；病程5-10年，各型之間無統(tǒng)計學差異P＞0.05；病程>10年，腎虛血瘀型與其他各型比較有顯著性差異P<0.05。檢驗多組構成分布是否不同,如有統(tǒng)計意義，可兩兩組構成比較，并檢驗水準降解。雙向有序分類的R×C表

例14年齡與冠狀動脈硬化的關系問:年齡與冠狀動脈硬化有無關系檢驗假設：二者是否有相關關系沒有必要做兩兩構成的比較SPSS軟件檢驗結果單向有序數(shù)據(jù)，結果（y）數(shù)據(jù)為等級時，秩和檢驗比較療效檢驗效率高于χ2檢驗

例15 某病兩組療效的比較比較組

無效 有效顯效痊愈合計試驗組18(31.6)18(31.6)15(26.3)6(10.5) 57對照組21(46.7)15(33.3)8(17.8)1(2.2) 45合計39 33 23 7 102(括號內為構成比)計算χ2=4.81,p=0.186,p＞0.05計算非參數(shù)檢驗兩組秩和檢驗，u=2.64，p＜0.01

例16伊布利特與胺碘酮轉復冠狀動脈旁路移植術后新發(fā)房顫的效能比較

100例冠狀動脈旁路移植術病人隨機化原則分別靜脈給予伊布利特（組A）或胺碘酮（組B），試驗的第一終點是在24小時內房顫的即時轉復率。結果：組A（伊布利特組）的房顫即時轉復率顯著高于組B（胺碘酮組）（82%vs.58%,P<0.01）。結論：伊布利特和胺碘酮均可安全的應用于轉復冠狀動脈旁路移植術后的新發(fā)房顫，相比較而言，伊布利特效果更好，轉復速度更快，效能更高。兩組患者第一試驗終點主要指標比較指標組A(50例)組B(50例)P值即時轉復率(%)41(82%)29(58%)<0.01轉復時間(min)61.4±23.8511.8±207.6<0.01采用t檢驗和χ2檢驗問題：1.本研究有兩個終點指標，采用分別計算容易出現(xiàn)結果不一致情況。2.不同時間點復轉的變化速度沒有展示。最好采用生存分析方法的計算兩組患者不同時間復轉率的比較

kaplan-Meier的乘積極限法

（product-limitmethod，PL法）

伊布利特組中位復轉時間＝66分鐘胺碘酮組中位復轉時間＝660分鐘三多個變量間相關關系統(tǒng)計方法描述兩變量關系密切程度指標兩個變量為計量數(shù)據(jù)Pearson相關系數(shù)描述y變量（研究者關心變量）如何依賴x變量（與y變化有關因素）變化的數(shù)量關系指標。

回歸系數(shù)（b）和回歸方程

反映研究指標與多個影響因素統(tǒng)計方法2.根據(jù)反應變量數(shù)據(jù)類型：反應變量為計量數(shù)據(jù)，多元線性回歸模型。反應變量為兩分類數(shù)據(jù)，logistic回歸模型。同時有分類和計量數(shù)據(jù)，生存時間和死亡事件，采用COX回歸模型。相關與回歸結論的問題統(tǒng)計學相關關系1.兩個變量有相關關系，不一定為因果關系。2.兩個變量的回歸關系：Y＝a+bxy指標（果）和x指標（因）人為選定。表示x的變化引起y的變化數(shù)量關系。3.回歸系數(shù)（b）不為0，p＜0.05，表示為兩變量有回歸關系，同也有相關關系。4.回歸系數(shù)（b）不為0，p＜0.001，表示兩變量有回歸關系，結論說錯的概率很小。5.正確解釋回歸系數(shù)與相關系數(shù)的含義。變量相關關系的問題例17研究輕度認知障礙患者簡易智能量表（MMSE）分值與ERP分值（聽覺,視覺）的相關研究。MMSEERP聽覺值r=-0.512，P<0.01ERP視覺值r=-0.547，P<0.01BHIr=0.306，P=0.008結論：MMSE與ERP值（聽覺,視覺）有顯著相關性；其中BHI(屏氣指數(shù))與MMSE分值的相關性最強。疾病與危險因素關系，僅采用單因素方法分析，結果未校正混雜因素影響？結論不一定正確。例18.某醫(yī)師在研究宮頸癌的發(fā)病的危險因素，作了許多單因素的四格表分析，結果顯示：年齡大的比年齡小的婦女宮頸癌患病率高文化程度低的比文化程度高的婦女宮頸癌患病率高初婚年齡小的比初婚年齡大的婦女宮頸癌患病率高子女多的比子女少婦女宮頸癌患病率高結婚次數(shù)多的比結婚次數(shù)少的婦女宮頸癌患病率高有宮頸糜爛的比沒有宮頸糜爛的婦女宮頸癌患病率高因此認為這一些都是宮頸癌發(fā)生的危險因素。

“危險因素”之間是有相關文化程度低與年齡大的婦女有關系初婚年齡小與多子女有關結婚次數(shù)多和有宮頸糜爛有關由于危險因素之間往往相互有關系，造成表現(xiàn)所有的因素都與宮頸癌的發(fā)生有關。應需要在單因素分析的基礎上，再進行多因素分析。例19某礦山工人胸片異常的logistic回歸結果變量回歸系數(shù)S.EWaldpOR性別17.481.5E+040.001.00

3.9E+07年齡1.140.3311.70.003.12工作年限0.610.353.050.081.84暴露年限-0.690.334.300.040.50粉塵暴露0.380.660.330.561.46其他暴露-18.428.32E+030.001.000.00變量間存在多重貢獻性，造成結果不正確統(tǒng)計基本概念復習

是非題1.同一資料的標準差一定小于均數(shù).2.同一資料的標準差一定小于標準誤3.標準差反映是抽樣誤差的大小4.標準誤反映的是個體變異的大小5.兩樣本均數(shù)比較，經(jīng)t檢驗差別有統(tǒng)計意義，P越小，說明兩總體均數(shù)差別越大。6.P＜0.05表示比較均數(shù)差別有顯著性，p＜0.01表示差別有高度顯著性。7.組間只要進行隨機化分組，組間的影響因素就一定均衡。8.同一資料兩樣本均數(shù)的比較，檢驗水準為0.05，t檢驗與兩均數(shù)差值的95%可信區(qū)間檢驗結果是一致的。9.總體均數(shù)的置信區(qū)間寬度越窄反映估計總體均數(shù)精確度越高。10.統(tǒng)計中假設檢驗的檢驗水準α=0.05，也表示統(tǒng)計檢驗允許犯假陽性錯誤的概率為0.05。11.兩樣本均數(shù)比較，經(jīng)t檢驗，如p＞0.05，可認為比較組兩總體均數(shù)相等。12.在多組樣本均數(shù)比較，最好用t檢驗做兩兩組比較。13.統(tǒng)計中的把握度（power）反映的是如比較的總體參數(shù)確實存在差別，統(tǒng)計檢驗能夠檢驗出差別的概率。14.回歸系數(shù)（b）越大，表示y與x關系越密切。15.如某抽樣研究得到暴露因素與疾病的OR不等于1，就表示兩者一定有關系。16.相關系數(shù)r的檢驗，p越小，表示兩個變量關系越密切。17.決定系數(shù)（R2)越大,表示y對x的作用越大。18.在多元線性回歸中，某變量的偏回歸系數(shù)越大，表示該變量對因變量的作用越大。19.如暴露因素為兩分類，疾病分（有，無）兩類，描述二者有無關聯(lián)的指標為關系系數(shù)（r）。20.對于兩組療效（等級數(shù)據(jù)）的比較最好的統(tǒng)計檢驗方法是X2檢驗。21.p＜0.05也表示犯Ⅱ型誤差的可能性＜0.05.22.當樣本例數(shù)增大時，以下說法幾句是正確