卡方专业医学知识宣讲培训课件.ppt

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1、卡方专业医学知识宣讲,卡方专业医学知识宣讲,本课主要内容,频数分布拟合优度的2 检验,2分割与合并,精确概率法,OR值的2 检验,补充内容（Mantel-Haenszel检验）,2,卡方专业医学知识宣讲,本课主要内容 频数分布拟合优度的2,表1.在研究老年慢性支气管炎的中草药疗效时，将病人随机分配到江剪刀草组和胆麻片组，试比较两组的疗效。,复习,分类资料的表达类型,我们考虑单元概率等于确定值ij的原假设（H0）。对于样本量为n的样本，其单元计数为nij, 而ij=nij 称为期望频数。它们代表了H0成立时的期望值E(nij).,3,卡方专业医学知识宣讲,表1.在研究老年慢性支气管炎的中草药疗效

2、时，将病人随机分配到,表2. 205份标本分别接种于甲乙两种培养基上，试比较两种培养基的效果？,复习,联系？ 差别？,4,卡方专业医学知识宣讲,甲培养基 合计生长363470不生长0135135合,表3、 三种药物疗效的观察结果,复习,5,卡方专业医学知识宣讲,表3、 三种药物疗效的观察结果例 数治愈显效好转无效,小结,分类变量的两样本与多个样本频数分布比较的2检验是对两样本或多个样本作比较，而关联分析的2检验却是探讨一份样本的两种属性所对应的两个变量间的关系。,研究的问题不同、设计不同、意义不同、结 论不同；相同的仅是计算统计量的公式。,6,卡方专业医学知识宣讲,小结分类变量的两,例题1:

3、某医院用3种穴位针刺治疗急性性扭伤,试比较3组总体治愈率有无差别？,一、2 分割与合并,7,卡方专业医学知识宣讲,例题1: 某医院用3种穴位针刺治疗急性性扭伤,试比较3组总体,检验步骤：建立检验假设， 确定检验水准 H0: 1=2=3 H1: 1 2 3 不全相等 =0.05,3.确定P值，作出推断结论,按=0.05的水准拒绝H0，接受H1，可认为3种穴位针刺治 疗的治愈率不全相同。,2. 计算检验统计量,8,卡方专业医学知识宣讲,检验步骤：3.确定P值，作出推断结论 按=0.05的水准拒,多个样本率间的两两比较,Bonferroni 法.为保证第1类错误的总和不超过.每一个两两比较的检验水准

4、为:,（1）多组间的比较：k组样本间，任两组均进行比较时， 比较的次数为k(k-1)/2,（2）实验组与同一个对照组的比较：比较的次数为k-1,9,卡方专业医学知识宣讲,多个样本率间的两两比较Bonferroni,2 分割,10,卡方专业医学知识宣讲,2 分割穴位治愈数,2 合并,1、资料的合并：,例2.具有某因素A对某种病人的影响,2=5.488 (校正) P0.05,2=2.248 (校正) P0.10,2=0.169 P 0.80,？,正确合并的方法是将每次试验结果作成列联表，求出每个项目下的理论数，各原始资料合并，理论数也合并，然后求2值。,当重复试验的条件完全相同时可应用本法,11,

5、卡方专业医学知识宣讲,2 合并1、资料的合并： 例2.具有某因素A对某,2、2值的合并,由2 分布定义知，n 个相互独立的2分量之和，仍服从2 分布。其自由度的和为各2 分量自由度之和。可表示为:2值合并就是根据此原理，将若干个相同设计的独立试验结果，可以每次做2 检验，然后将每次的2 求和，自由度也同时相加。得出总2 ，但是否可以拒绝原假设，此时要求各分量计算的A-T符号应相同，因为符号的正负表示的含义不同。,相同设计的独立试验结果,12,卡方专业医学知识宣讲,2、2值的合并 由2 分布定义知，n 个相互独立的2分,例题3：慢性支气管病人与健康人（对照组）幼年时反复发荨麻疹史的比较：,13,

6、卡方专业医学知识宣讲,幼年时反复发荨麻疹史阳性阴性合计阳,男,女,2 =5.7732+3.0415=8.8147自由度=1+1=22 20.05(2)=5.99 P0.05,应用条件两个或多个四个表的2值相加的条件是各四个表的趋势相同。,14,卡方专业医学知识宣讲,男 女 2 =5.7732+3.0415=8.8147应,例题4、用甲型25号止血粉做狗股动脉横端面止血试验，共进行六次。结果见下表：问加药压迫3分钟和5分钟的止血功率有无差别？,15,卡方专业医学知识宣讲,例题4、用甲型25号止血粉做狗股动脉横端面止血试验，共进行六,二、OR值的2 检验,成组病例-对照研究资料的四格表形式,16,

7、卡方专业医学知识宣讲,二、OR值的2 检验 成组病例-对,2.1 病例-对照研究中成组设计资料的分析,例题5: 某研究用病例-对照设计，研究胸膜间皮瘤与接触石棉的关系，请对该资料作统计分析。,17,卡方专业医学知识宣讲,2.1 病例-对照研究中成组设计资料的分析例题5: 某研究用,（1）建立检验假设 确定检验水准 H0: 总体OR=1 H1: 总体 OR1 =0.05,（2）计算检验统计量,本题：,（3）确定P值， 作出推断结论,（4）所以P0.05, 按=0.05的水准拒绝H0, 接受H1， 可认为接触石棉者发生胸膜间皮瘤的危险性是未接触者的8.27倍。,18,卡方专业医学知识宣讲,（1）建

8、立检验假设 确定检验水准（2）计算检验统计量本题：（,2.2 配对设计资料的分析,例题6. 某研究为探讨软组织肉瘤与接触苯氧乙酸的关系，进行一项配对病例-对照研究，资料如表：,19,卡方专业医学知识宣讲,2.2 配对设计资料的分析 例题6. 某研,本例：,（1）计算优势比（OR）的值,（2）优势比的假设检验 H0: 总体OR=1 H1: 总体 OR1 =0.01,（3）计算检验统计量,20,卡方专业医学知识宣讲,本例： （1）计算优势比（OR）的值（2）优势比的,三、确切概率法,四表格确切概率法的基本思想是周边合计不变的情况下，表格中的实际频数a, b, c, d 可有多种组合，各种组合的概率

9、用特定的公式计算。 检验时，先求所需组合中每一种组合的概率，再求所需组合的概率总和，与比较后便可作出推断。所谓所需组合是指各种组合中，将其中小于等于现有样本概率的概率值相加的组合，单侧检验时只需求出一侧所需组合的概率总和，双侧检验时需求出两侧所需组合的概率总和。,21,卡方专业医学知识宣讲,三、确切概率法四表格确切概率法,例题7： 某医生用新旧两药治疗某疾病患者27人，问两药的疗效有无差别？,确切概率法法各种组合概率的计算公式是：,22,卡方专业医学知识宣讲,例题7： 某医生用新旧两药治疗某疾病患者27人，问两药的疗效,组合号 (1) (2) (3) (4) (5) (6),解： P值=所有小

10、于等于样本点的各种组合概率之和。 P= P1+ P2+ P3+ P6=0.006+0.065+0.245+0.054=0.370,结论：不拒绝H0, 尚不能认为两种药物的疗效不同。在实际工作中， 若由于实际样本求得的Pi 已大于检验水准， 则可不必再求其他所需组合的Pi 值。 此外，如果两组数相等， 则两侧组合及其概率分布均对称双侧检验时只需求出一侧概率总和乘以2， 便是双侧概率总和。,23,卡方专业医学知识宣讲,组合号 (1) (2),四、频数分布拟和优度的2 检验,医学研究实践中，常需推断某现象频数分布是否符合某一理论分布。拟合优度检验（goodness-of-fit test)就是判断样

11、本实际频数分布与拟合的理论频数分布是否符合或者说样本是否来自某种假定的分布。,拟合的理论分布曲线不同，求理论频数时所依赖的概率分布函数就不同。,9世纪皮尔逊(K.Pearson) 提出统计量来衡量理论数与实测值的差异程度。Pearson定理：当样本量足够大时，不论X服从什么分布，上式统计量总是近似服从2分布。,24,卡方专业医学知识宣讲,四、频数分布拟和优度的2 检验 医学研究实践中,四、频数分布拟和优度的2 检验（续）,检验步骤： H0 ：X 服从某已知分布；H1：H0 不成立; 把x的取值范围 a, b 分为m个互不相容的小区间： a1, a2)，a2, a3),.区间可以延伸到无穷，然后

12、计算 n个样本落在第i个小区间内的个数Oi（实测频数)； 当H0 成立时，即x服从已知分布时，计算理论上落在各个 小区间内的概率Pi,再乘以容量，求得小区间内的理论频数 Ei=nPi; 当H0成立时, Oi和Ei 应相互吻合，当OiEi 相差较大时 否定H0 。,25,卡方专业医学知识宣讲,四、频数分布拟和优度的2 检验（续）检验步骤：25卡,卡方专业医学知识宣讲培训课件,例题8（续）,结论：由于=8-1=7P0.05,不拒绝H0, 可认为本资料服从Poisson 分布,自由度为组数-计算理论数T时所用参数的个数,27,卡方专业医学知识宣讲,细菌数观察例数 概率累计概率理论频数(A-T)2/T

13、0,补充教学：Mantel - Haensal 检验,多层22表2r表多层2r表（注：以上内容不作为考试内容）,28,卡方专业医学知识宣讲,补充教学：Mantel - Haensal 检验多层,补充教学：Mantel - Haensal 检验,1、多层22表 在医学研究中经常遇到分层研究，如果每一层都有一个 22表，则有多个22表。,29,卡方专业医学知识宣讲,补充教学：Mantel - Haensal 检验 1、,表：多层四格表第h层的符号表示,QMH 统计量： 在无效假设两组疗效相同时，第h层nh11的期望值mh11及方差vh11的计算公式为：,校正中心因素的两组之间疗效的差异可用Mant

14、el-Haenszel 1959年提出的统计量表示：,30,卡方专业医学知识宣讲,有效无效 合计第一组 nh11nh12 nh1+第二组,本例题：,80,15,65,合计,40,6（7.5）,34（32.5）,B,40,9（7.5）,31（32.5）,A,2,60,32,27,合计,30,15（16.5）,15（13.5）,B,30,18（16.5）,12（13.5）,A,1,合计,无效,有效,药品,医院,Mantel-Haenszel 方法，消除了层次因素的干扰而提高了检出关联性的把握度。,31,卡方专业医学知识宣讲,本例题：801565合计406（7.5）34（32.5）B4,2、 2r表

15、,行平均得分差检验QS 以第一行平均得分与期望得分之差的平方除以方差a,可得检验统计量QS：,QS近似地服从自由度为1的卡方分布.,与Pearson卡方的区别？,32,卡方专业医学知识宣讲,2、 2r表 疗 效无效好转显效 痊愈,本例：,Qs0.05,33,卡方专业医学知识宣讲,本例： 疗 效无效好转显效 痊愈合计试验组52445,3、多层2r表,扩展的Mantel-Haenszel 平均得分统计量 QSMH,34,卡方专业医学知识宣讲,3、多层2r表 无效好转显效痊愈合计1试验组7118430,各层第一行总得分的合计f+1+由下式给出：,在H0成立的前提下f+1+的期望值*为：,H层第一行平

16、均得分的方差为：,总方差,则f+1+近似正态分布，统计量QSMH为：,QSMH 服从自由度为1 的卡方分布。,35,卡方专业医学知识宣讲,各层第一行总得分的合计f+1+由下式给出：在H0成立的前提下,小结：列联表的分类及其使用的统计分析方法,36,卡方专业医学知识宣讲,小结：列联表的分类及其使用的统计分析方法X,Y皆为名义变量且,常用假设检验方法1 计量资料,比较目的 应 用 条 件 统计方法样本与总体的比较 例数(n)较大, (任意分布） u 检验 例数(n)较小（样本来自正态分布） t 检验 两组资料的比较 例数(n)较大, (任意分布） u 检验 （完全随机设计） 例数(n)较小，来自正

17、态且方差齐 成组设计的t检验 例数(n)较小且非正态或方差不齐 成组设计的秩和和t检验 配对资料的比较 例数(n)较大, (任意分布） u 检验 （配对设计） 例数(n)较小，差值来自正态 配对设计的t检验 例数(n)较小，差值来自非正态 配对设计的秩和检验多组资料的比较 各组均数来自正态且方差齐 成组设计的方差分析 （完全随机设计） 各组为非正态且方差不齐 成组设计的秩和检验配伍组资料的比较 各组均数来自正态且方差齐 配伍组设计的方差分析 （配伍组设计） 各组为非正态且方差不齐 配伍组设计的秩和检验,37,卡方专业医学知识宣讲,常用假设检验方法1 计量资料,常用假设检验方法2 计数资料,比较

18、目的 应用条件 统计方法 样本率与总体率比较 n 较小时 二项分布的直接法 np5 & nq5 二项分布的u检验两个率或构成比的比较 np5 & nq5 二项分布的u检验 （完全随机设计） n40 &T5 四格表的2 检验 n40 & 140 配对2检验 （配对设计） b+c40 校正配对2检验多个率或构成比资料的比较 少于1/5的格子 行列表2检验 （完全随机设计） 11T5 若有格子T1 或多于1/5 行*列表的确切概率 的格子1T5 （列联表的确切概率法）,38,卡方专业医学知识宣讲,常用假设检验方法2 计数资料 比较目的,课后作业,P166 一、 简答题 6-10 二、 计算题 4,预习 第十一章 基于秩次的假设检验方法,39,卡方专业医学知识宣讲,课后作业P166预习39卡,对本课程所参考的所有著作、文献的作者及引用的有关图像、图形, 在此表示衷心的感谢!,40,卡方专业医学知识宣讲,对本课程所参考的所有著作、文献的作者40卡方专业医学知识宣讲,