研究生医学统计学Ch11研究设计.ppt

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1、研究设计Design of Experiments,研究生医学统计学课程,研究设计Design of Experiments,3,实验设计简介,1935年,Fisher 系统介绍研究设计，首次提出研究设计的基本原则。The Design of Experiments.,RA Fisher(18901962),R.A.Fisher(1925)系统介绍近代统计学方法The Statistical Methods for Research Workers,4,研究分类,实验研究(experiment)临床试验(clinical trial)现场调查(survey),5,主要内容,概述实验设计的基本原

2、则常用的实验设计方法,6,概述,研究设计的作用研究设计的形式研究因素与混杂因素研究指标,7,研究设计的作用,研究设计是医学研究的必不可少的重要环节之一。医学研究的步骤：,研究设计,收集资料,分析资料,结论表达,8,研究设计的作用,合理安排试验因素，提高研究质量。如规定实验组的条件，配置适当的对照组，选择研究方法等。控制误差，使研究结果保持较好的稳定性。如对混杂因素的处理，对不同来源变异的分析，维护必要的均衡性等。通过较少的观察例数，获取尽可能丰富的信息。如采用定量指标，选择线性或非线性回归分析，为使用高效率设计创造条件等。,9,研究设计的形式,前瞻性与回顾性试验研究与调查研究前瞻性试验研究前瞻

3、性调查研究回顾性试验研究回顾性调查研究,10,例:Doll和Hill关于吸烟与肺癌关系的研究(19481952年),回顾性病例-对照研究 组别 合计 不吸烟 吸烟 OR P男病例 649 2 647 14.043 0.000 对照 649 27 622女 病例 60 19 41 2.466 0.026 对照 60 32 28,11,例:Doll和Hill关于吸烟与肺癌关系的研究,前瞻性研究(19511976年)4次阶段小结：1954,1956,1964,1976 共随访59600位医生，得到40701位的满意答复。吸烟者肺癌死亡率0.9，不吸烟者肺癌死亡率0.07，RR12.86。,12,研究

4、设计的三个要素,处理因素受试对象 实验效应观察某药物的降压效果,采用阳性对照处理:服用试验药、对照药(一个处理因素,两个水平)对象:原发性，轻、中度高血压 效应:收缩压、舒张压的下降值,13,研究因素与混杂因素,研究因素：主要研究指标，与研究结果(效应)相联系。混杂因素：干扰研究结果的指标。能对研究结果产生作用在组间分布不均衡,14,例：电针引产,研究因素：产妇状况。产妇状况 成功 失败 合计 成功率 初产 428 176 604 70.9%经产 128 39 167 76.6%P=0.145,15,例：电针引产,混杂因素：胎膜状况。胎膜状况 成功 失败 合计 成功率 已破 318 80 39

5、8 79.9%未破 238 135 373 63.8%P=0.000,16,例：电针引产,混杂因素在两组的分布 胎膜产妇状况 已破 未破 已破率 初产 331 273 54.80%经产 67 100 40.12%P=0.001,17,例：电针引产,混杂因素不同状态时，研究因素的分析。胎膜 产妇状况 例数 成功 成功率 P已破 初产 331 258 77.9%0.030 经产 67 60 90.0%未破 初产 273 170 62.3%0.332 经产 100 68 68.0%,18,常见的混杂因素,年龄、性别病程、病情疾病史、家族史、伴发疾病职业、工种年龄、性别、种系、体重、窝别,19,年龄作

6、为一种混杂因素,脑组织中某糖的含量,年龄,20,对混杂因素的处理：,采用良好的设计：排除，平衡；将混杂因素作为一个实验条件加以控制，即把它控制在不起作用的水平上或使各组处于同一水平上。平衡法，如患者的病情严重程度常常是影响药物疗效判定的一个混杂因素，若试验组与对照组患者的病情严重程度分布是均衡的，则两者在病情严重程度这个因素上就是可比的。转为实验因素，有时将明显的混杂因素就作为一个实验因素来对待。,21,对混杂因素的处理：,设计时考虑：改为修饰因素(协变量)。在资料分析阶段用统计学手段控制：在实验中无法控制的混杂因素，可先记录下来，在资料分析时采用统计学手段来调整。标准化法分层分析(Strat

7、ified Analysis)协方差分析(ANCOVA)多元回归分析 等,22,研究指标,客观指标与主观指标定量指标与定性指标指标的连续性与非连续性,23,例：小儿成长过程之免疫水平变化,组 序：1 2 3 4 5 6年龄段：03月6月1岁3岁7岁14岁缺点：(1)6个均数，未能形成免疫水平动态变化的完整概念；(2)各组确切年龄分布不规范；(3)免疫水平的变化趋势不是简单的线性趋势，如IgG先降后升；分段不恰当可能看不到这种趋势。(4)总例数60名，而只得到了6个均数，设计效率低。,24,研究设计的基本原则,对照(control)随机(randomization)重复(replication)

8、,对照的作用对照的形式对照组设置的要求,随机化的作用随机的含义分层随机、分段随机,重复的作用重复的次数,25,基本原则之一：对照(control),吃黄金搭档一年，小孩长高了5CM，起效了？,26,基本原则之一：对照(control),对照组的作用,处理组 处理因素+非处理因素 处理效应+非处理效应对照组(无)非处理因素(无)非处理效应,排除“非处理因素”的影响，从而衬托处理因素的作用,27,设置对照的基本要求,均衡性！对等 除处理因素外，对照组具备与实验组对等的非处理因素。同步 对照组与实验组设立之后，在整个研究进程中始终处于同一空间和同一时间。专设 任何一个对照组都是为相应的实验组专门设立

9、的。不得借用文献上的记载或以往的结果或其它研究的资料作为本研究之对照。,28,基本原则之二：随机(random),客观性！抽样随机 每一个符合条件的实验对象参加实验的机会相同，即总体中每个个体有相同的机会被抽到样本中来；分组随机 每个实验对象分配到不同处理组的机会相同；实验顺序随机 每个实验对象接受处理先后的机会相同。,29,随机与随意,随机：random 机会均等，客观性随意：as will 随主观意愿，主观性随机化分组，不仅能控制已知的混杂因素(非研究因素)，而且还能控制未知的混杂因素。,30,简单随机随机分组随机排列分层随机,随机的方法,31,简单随机分组示意,136 643 557 6

10、04 384 708 218 061 555 871,136 643 557 604 384 708 218 061 555 871,ABBBABAAAB,(1),(2),(3),(4),(5),(6),(7),(8),(9),(10),A组B组,32,随机排列示意,(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)(9)(10),136 643 557 604 384 708 218 061 555 871,排列(8)(1)(7)(5)(9)(3)(4)(2)(6)(10),33,分层随机示例,某新药之多中心临床试验，240例受试者来自5个中心，共分为2组。,34,动态随机示例,35,基本原则

11、之三：重复(repeated),可靠性整个实验的重复。确保实验的重现性，以提高实验的可靠性；用多个实验单位进行重复(样本含量)。避免把个别情况误认为普遍情况，把偶然性或巧合的现象当作必然的规律，通过一定数量的重复，使结论可信；同一实验单位的重复观察。保证观察结果的精度。,36,影响样本含量的因素,数据的种类个体的变异组间的差别指标间的相关程度设计方法各组例数的分配I型错误和II型错误研究的质量,37,例：两均数比较时的样本含量估计(两组相等),：I 类误差，常取0.05：II 类误差，常取0.20，0.101-：把握度：标准差，个体变异：临床上能接受的最小差别（也可理解为本质差异）,38,例：

12、两均数比较时的样本含量估计(两组不等),39,例：降血脂,=20mg/L；=30mg/L；=0.05,1-=90%时 Q1:Q2 N 1:1 96 4:6 100 3:7 114 2:8 150 1:9 270 1:19 500,N96时 Q1:Q2 1-(%)1:1 90.0 4:6 89.2 3:7 85.1 2:8 74.0 1:9 51.4 1:19 30.6,40,例：n1 固定，n2 增加时Power的变化趋势,n1=20 Q1:Q2 PowerQ1:Q2 Power 1:1 0.5589 1:6 0.7882 1:2 0.6824 1:7 0.7960 1:3 0.7330 1:

13、8 0.8026 1:4 0.7601 1:9 0.8074 1:5 0.7769 1:10 0.8113,=20mg/L；=30mg/L；=0.05,41,图 n1固定，n2增加时，Power的变化趋势(r=n2:n1),power,42,试验组和对照组样本含量不等,两组的比例不超过 1:4 4:1,43,例：两个率比较时样本含量的估计,44,例：相关与回归分析时的样本含量估计,45,例：相关与回归分析时的样本含量估计,0.05；0.10 相关系数 n 0.1 10470.2259 0.31130.4620.5380.6250.7170.8120.980.957,46,实例1,规定实验组适应

14、症为：破膜和总产程都不超过24小时，无感染(无阳性体征，血常规正常)以及第一胎产后本人同意放置宫内节育器者。另将筛选剩下的827例作为对照组，不放置宫内节育器。本例，两组除处理因素(放置节育环)不同，受试对象的基本条件也不同，试验组较好，而对照组差，缺乏可比性。,中华妇产科杂志，1985；20(1)：4950。,剖腹产同时放置宫内节育器735例的初步观察将施行剖腹产手术1562例中的735例作为实验组，在剖腹产的同时放置宫内节育器。比较两组被观察对象的术后出血、恶露干净时间和术后副反应等情况。,47,实例2,乳腺癌发病危险因素的研究研究采用病例 对照方法调查607对病例与对照，配对的条件是年龄

15、相仿，上下不超过5岁。原文在未作假设检验的情况下，认为“两组年龄相仿”。年龄 病例组人数 对照组人数20 3 630 72 8440 193 24450 228 19960 101 67 70 10 7中华流行病学杂志，1981;2(4):253,2=17.25，P=0.004,48,实例3,对治疗炎症的某注射液作临床试验，以另一注射液为对照。适应症为生殖道感染疾病或口腔感染疾病。研究者设计了3个组：试验组：30例生殖道感染，30例口腔感染 对照组：30例生殖道感染，30例口腔感染 开放组：外科感染疾病28例，滴虫性阴道炎15例。开放组为了增多试验组病例，研究者将试验组和开放组合并，并与对照组

16、作比较。,49,问题所在,对照组缺乏均衡性！,50,讨论1,欲观察丹栀逍遥散治疗混合性焦虑抑郁障碍的临床疗效，以某西药作为对照组。将64例符合入组和排除标准的病例按诊疗次序交替分组，即单号为中药组，双号为西药组。请讨论：该分组方法是否符合随机原则？,丹栀逍遥散治疗混合性焦虑抑郁障碍的临床研究(河南中医2004年第24卷第8期第62页),51,讨论2,利多卡因手控定量雾化吸入治疗激素抵抗型哮喘的研究目的是观察定量手控雾化吸入利多卡因治疗激素抵抗型(SR)哮喘的疗效。受试者吸入利多卡因3个月，观察治疗前后临床疗效和口服激素减停剂量的情况。,利多卡因手控定量雾化吸入治疗激素抵抗型哮喘的研究(临床内科

17、杂志2004年6月第21卷第6期415页),52,讨论3,通过回顾分析某院1990年1 月至1998 年3 月期间28例单宫颈双子宫畸形早孕人工流产的结果，发现人流术前先给予米索前列醇素制剂可使流产更容易、安全，减少病人痛苦且可避免并发症的发生。两组的分组方法为：所有病例按就诊先后顺序分组，1995年10月以后为A组，1995年10月以前为B组。A组(米索组)于术前3小时顿服米索600g或术前1小时后穹窿放置米索200g，然后进行人工流产吸宫术，共14例；B组(对照组)单纯采用常规流产术机械扩张宫颈后吸宫。作者认为该法“符合随机分配法则”。请讨论：对照组的设置是否合适？,单宫颈双子宫畸形28例

18、人工流产分析(中国实用妇科与产科杂志1999年3月第15卷第3期172页),53,讨论4,作者对30例疑为食管源性胸痛患者的24小时食管 pH值监测，其中16例昼夜均异常，8例白天异常，2例夜里异常，18例胸痛与酸暴露相关。得出食管 pH监测是诊断胃食管反流所致的食管源性胸痛的有效方法之结论。请讨论：该文结果是否成立？,用24小时食管pH监测法诊断食管原性胸痛(中华外科杂志1995年33卷第2期第69页),54,问题所在,不符合研究设计三原则！,55,设计方法分类,单因素 多因素 不控制完全随机设计析因设计 正交设计 单向区组控制 配对设计随机区组设计裂区设计(重复区组)双向区组控制拉丁方设计

19、交叉设计(重复拉丁方)三向区组控制希腊-拉丁方设计 不完全设计正交设计 平衡不完全区组设计 不完全交叉设计 不完全拉丁方设计 均匀设计,56,研究设计(1):完全随机设计,完全随机设计(completely random design)：单向分组，单因素，多水平,57,完全随机设计例(1),四种饲料喂养大白鼠后的肝重比值(%),58,组间变异 SS组间,Sum of squares between groups,n1 n2 n3 n4,59,方差分析表,Bartlett的方差齐性检验：2=4.069,P0.2,60,两两比较：q检验,D C B A 3.3200 3.0975 2.6850 2

20、.4025,61,结论,方差分析(ANOVA)及SNK两两比较结果表明，四种饲料喂养大白鼠后的肝重比值不完全相同(F=10.40,P0.05)。,62,完全随机设计例(2),高粘综合症患者的血沉较快，某大夫观察A、B两个降粘药物对血沉(mm/h)的影响，结果如下，试作统计分析。,63,A、B两个降粘药物对血沉(mm/h)的影响,疗前 疗后 差值A药组 38.72.406 30.32.946 8.42.221 B药组 40.12.514 23.93.381 16.23.425,64,分析思路：,疗前两组比较，以分析可比性；各组疗前疗后差值分别比较，分别确定各自的变化值；两组疗前疗后差值相互比较，

21、分析两组的效果是否相同？,65,分析结果：,疗前两组比较：t=1.2721，P=0.2195；可以认为两组具有可比性。A组疗前疗后比较：td=11.9594，P0.0001；可以认为A药治疗后血沉减慢。B组疗前疗后比较：td=14.9556，P0.0001；可以认为B药治疗后血沉减慢。两组治疗前后差值相互比较：t=6.0419，P=0.0001；可以认为B药降低血沉的效果优于A药。,66,结论：,统计分析结果表明，两组疗前具有可比性(t=1.2721,P=0.2195)；无论是A药还是B药，治疗后均使血沉减慢(td=11.9594,P0.0001;td=14.9556,P0.0001)，B药降

22、低血沉的效果优于A药(t=6.0419,P0.0001)。,67,完全随机设计例3,研究中药骨碎补对高脂血症的治疗和预防作用。取家兔44只，随机分成四组，每组11只。每间隔5周测定血清胆固醇一次，共测四次（包括给药前一次），整个实验期为15周。各组处理如下：造型组：每日以0.3g胆固醇灌胃；治疗组：每日以0.3g胆固醇灌胃，于实验开始的第5 周起每日肌注100%骨碎补液1.7ml/kg；预防组：每日以0.3g胆固醇灌胃，于实验开始之日起 即每日肌注100%骨碎补液0.8ml/kg；对照组：每日肌注生理盐水0.8ml/kg。,68,血清胆固醇含量，mg%,69,各组平均血清胆固醇含量，mg%,7

23、0,各组各时点平均血清胆固醇含量图示,造型组,治疗组预防组对照组,71,分析思路：,四组是否具有可比性？造型是否成功？对照组是否稳定？骨碎补对高脂血症的预防和治疗效果如何？预防和治疗的显效时间？预防和治疗的持续时间？,72,(1)给药前四组的比较,预防组造型组 治疗组 对照组均数：90.09 88.36 79.45 75.55方差：444.25 390.47 333.47 290.69方差分析 F=1.474,P=0.2360服从齐性检验 2=0.489,P=0.9213说明4个组的初始条件一致。,73,(2)造型是否成功？,以实验时间为X（周）以对应时间点的胆固醇含量之均数为Y造型组的直线回

24、归分析：X：0 5 1015 Y：88.36324.00484.90 750.50 t=15.855,P 0.001 说明造型组在实验期内血清胆固醇含量持续上升。造型是成功的。,74,(3)对照组是否稳定？,以实验时间为X（周）以对应时间点的胆固醇含量之均数为Y对照组的直线回归分析：X：0 5 1015 Y：75.5588.0977.9073.50 t=0.487,P 0.5 说明对照组在实验期内血清胆固醇含量不随时间而改变，是稳定的。,75,(4)第5周时四组均数的比较,造型组 治疗组预防组 对照组均数：324.00 323.00140.09 88.09 F=5.45,P0.005 第5周时

25、预防组与造型组的均数间差别有统计学意义，而与对照组差别无统计学意义。说明在第5周时已有预防作用。,76,(5)第10周时四组均数的比较,造型组 治疗组 预防组 对照组均数：484.90 252.55 94.27 77.90 F=9.78,P0.001 第10周时治疗组与造型组的均数间差别有统计学意义，与预防组、对照组差别无统计学意义。说明治疗已起效，预防组有持续效果。,77,(6)第15周时四组均数的比较,造型组 治疗组 预防组 对照组均数：750.50 140.90 108.00 73.50F=9.78,P0.001 结论同第10周时。,78,结论：,对家兔肌注骨碎补液，预防组于用药第5周时

26、已见防止血清胆固醇升高的作用，直至第15周仍保持与对照组接近的水平。治疗组于用药第5周(即实验期第10周)时已见胆固醇下降，至用药第10周(即实验期第15周)时降至与对照组接近的水平。说明骨碎补对家兔具有预防和治疗高血脂症的作用。,79,正确应用完全随机设计,完全随机设计是最常用的一种设计方法，不受组数的限制；各组样本含量可以相等，也可以不等，但在总样本含量不变的情况下，各组样本含量相等时的设计效率最高；对照组可以不止一个；各组应达到均衡一致；各处理组应同期平行进行；对个体间同质性要求较高。在个体同质性较差时，完全随机设计并不是最佳设计。,80,研究设计(2)：析因设计,析因设计(factor

27、ial design)：在析因设计中，所有因素各水平间的所有组合都会被研究到。多向分组：多因素，多水平,81,例1：22析因设计例2：22析因设计例3：2232析因设计,82,22析因设计例(1),观察两种药物对大白鼠子宫兴奋的作用。A药：0剂量，0.1mgB药：0剂量，1mg观察指标：子宫收缩描记高度(mm)。,83,22析因设计,2因素2水平的四种组合,84,子宫收缩描记高度(mm),85,主效应和交互作用,主效应(Main Effect)某一因素水平的变化所导致的结果变量的改变交互作用(Interactive Effect，Interaction)某一因素水平的变化所导致的结果变量之改变

28、随着另一因素的水平变化而变,86,各组子宫收缩描记高度(mm)的均数,87,22析因设计的方差分析,STATA：anova x a b a*b,88,结论：,22析因设计的方差分析结果表明，A药和B药均有兴奋子宫的作用(P=0.0019,P=0.0042)；两者同时使用有协同作用(P=0.0175)。,89,交互作用示意,90,22析因设计例(2)考察党参与考的松对ATP酶活力的影响,91,各处理组均数,92,交互作用,不用党参,50,100,150,200,用党参,两者均不用,用考的松,用党参，用考的松,用党参,93,方差齐性检验,方差不齐:2=10.9357，P=0.012。作对数变换lo

29、g(x)后，方差到达齐性:2=1.6353，P=0.651。,94,22析因设计的方差分析(对数变换值),STATA：anova x a b a*b,95,结论,无论是否用党参，考的松均有降低ATP酶活力的作用(P0.0001)；单独用党参可增加ATP酶活力；但同时用考的松时，此种作用相互抵消了(P=0.0305)。,96,2232析因设计,(2232析因设计)在培养钩端螺旋体时，除已固定因素外，拟研究以下4个因素不同水平的效应，求最佳组合。A血清种类(2水平)：兔血清，胎盘血清B浓 度(2水平)：5%，8%C基 础 液(3水平)：缓冲液，蒸馏水，自来水D维 生 素(2水平)：加维生素，不加维

30、生素,97,2232析因试验的钩端螺旋体计数,98,2232析因试验钩端螺旋体计数 各水平组合之均数,99,缓冲液,500,1000,1500,2000,自来水,加 不加,2232析因试验钩端螺旋体计数各水平组合之均数,蒸馏水,加 不加,加 不加,100,2232析因试验的方差分析,STATA：anova x a b c d a*b a*c a*d b*c b*d c*d a*b*c a*b*d a*c*d b*c*d a*b*c*d,101,2232析因试验钩端螺旋体计数 各水平组合之均数,102,主效应结果的解释,A(血清种类)：用兔血清培养优于用胎盘血清。B(血清浓度)：用8血清浓度培养

31、优于用5血清浓度。,103,2232析因试验钩端螺旋体计数 各水平组合之均数,104,一级交互作用效应的解释,AB(血清种类血清浓度)：用兔血清培养时，8的浓度优于5的浓度；而用胎盘血清培养时，8的浓度与5的浓度相差甚微。CD(基础液维生素)：用缓冲液或自来水作基础液时，加维生素培养优于不加维生素；而用蒸馏水作基础液时，不加维生素培养优于加维生素。,105,2232析因试验钩端螺旋体计数 各水平组合之均数,106,二级交互作用效应的解释,ABD(血清种类血清浓度维生素)：用5兔血清或8胎盘血清时，加维生素优于不加维生素；而用5浓度胎盘血清时，不加维生素优于加维生素培养；至于用8浓度兔血清培养时

32、，加或不加维生素培养效果无差别。,107,三种组合方案,8浓度兔血清，用蒸馏水作基础液，不加维生素；8浓度兔血清，用缓冲液作基础液，加维生素；8浓度兔血清，用自来水作基础液，加维生素。,108,设计不完全不平衡例,阿霉素联合4-羟苯维胺酯对膀胱癌细胞生长抑制与凋亡的影响(中华实验外科杂志2004年3月第21卷第3期273页)目的是通过观察盐酸阿霉素(ADM)联合4-羟苯维胺酯(4-HPR)对人膀胱移行癌细胞的生长抑制和诱导凋亡作用，探讨两药对膀胱行癌细胞是否存在协同作用，即交互作用。,109,设计不完全不平衡例,原文涉及两个因素：ADM和HPR，ADM的3个剂量水平：0,0.05,0.50(m

33、g/L)HPR的4个剂量水平：0,10-6,510-6,105(mol/L),110,当交互作用存在时，如何评价主效应？,在统计学上，当交互作用存在时，对主效应的评价要非常小心。建立统计学模型时，如果主效应没有统计学意义，而其所参与的交互作用有，那么最终模型中应当同时包含主效应和交互作用。Whats Occams Razor?交互作用存在时，对其中某一主效应进行两两比较时应当在另一因素不同水平时进行比较,111,正确应用析因设计,析因设计各处理组间在均衡性方面的要求与完全随机设计一致，各处理组样本含量应尽可能相同；析因设计对各因素不同水平的全部组合进行试验，故具有全面性和均衡性；析因设计可以提

34、供三方面的重要信息：各因素不同水平的效应大小各因素间的交互作用通过比较各种组合，找出最佳组合析因设计比一次只考虑一个因素的实验效率高，比如，22析因设计是一次考虑一个因素实验的1.5倍。从得到的信息来看，它节省了组数和例数；当考虑的因素较多，处理组数会很大(比如，4个因素各3个水平的处理数为3481种)，这时采用析因设计不是最佳选择，可根据实际情况选用正交设计等其他方法。析因设计的优点之一是可以考虑交互作用，但有时高阶交互作用是很难解释的，实际工作中常只考虑一、二阶交互作用。,112,研究设计(3)：配对设计,配对设计(paired design)总体同质性差，按某种条件配对，对内随机异体配对

35、自身配对(前后对照，左右对照),113,配对的原则,条件相近,对内同质,114,配对设计例,对21名胃癌病人先后用两种泌酸刺激剂，然后分别测定其最大酸排量(mEq/h)，以分析两药的效果。,115,分析思路：,配对t检验：,Sd=0.6040,t=9.8339,P0.0001 差值的95CI：1.021.57(mEq/h),回归分析 回归系数的95CI：0.880.92。,116,五肽胃泌素与加大组织胺的最大排酸量的线性回归,117,结论：,胃癌病人用加大组织胺后的最大排酸量比五肽胃泌素平均多1.30(95%CI:1.021.57)mEq/h；回归分析显示，五肽胃泌素的最大排酸量是加大组织胺的

36、90(95%CI:88%92%)。,118,正确应用配对设计,当实验对象的同质性欠佳时，采用配对设计可以提高处理组间的可比性和均衡性；有些研究必须用配对设计。例如，探索新的诊断方法；有些研究必须配对观察，例如，某症状用药前后的变化。配对设计的成败取决于配对的条件，只有当两组观察值间的相关大于0时，配对才是成功的，且能提高检验效能；当采用左右配对设计时，实验因素的效应必须是局部的，不可以通过神经、体液等途径影响对侧；采用自身前后配对设计时，应考虑到环境、气候或疾病的自然进展等引起的效应改变；配对设计的资料结合相关或回归分析，有时能得到更丰富的结论。,119,研究设计(4)：区组设计,随机区组设计

37、(randomized block design)总体同质性差，部分同质性好，采用区组控制，区组内随机。是配对设计的扩展 同质性较好时，可以同时考虑两个 因素的分析(不考虑交互作用)。,120,随机区组设计,区组内同质、随机,121,单向区组控制示意,122,配伍组设计例1,将人的血滤液放置不同时间，测定其血糖浓度。放置时间分4种(0,45,90,135分钟)，取八个健康人的血液，各分成4份，按配伍组设计，结果见下表。,123,配伍组设计的方差分析,两两比较结果：,124,血滤液的放置时间与血糖浓度的关系,125,结论：,人血滤液中的血糖浓度在放置0135分钟期间，随时间的延长而下降，起初下降

38、不明显，而后逐渐加快，成指数下降。,126,配伍组设计例2,在不同室温下测定家兔的血糖浓度。室温分 7组，用4个不同种属的家兔各7只，按配伍组设计。分析室温对家兔血糖的影响。,127,配伍组的方差分析,两两比较结果：室 温 35 5 30 10 25 15 20血糖浓度 147.5 130.0 122.5 120.0 107.5 91.50 89.25,128,配伍组设计例2,家兔的血糖浓度随室温()的变化,129,配伍组设计例2,结论：室温由5升至15，家兔的血糖浓度迅速下降，在1520期间到达最低，估计最低点在18.73；由20至30阶段，血糖浓度又逐渐上升，并接近510时的水平；从30升

39、至35期间，继续加快上升，而在35时，超过5时的水平。,130,正确应用随机区组设计,配伍组设计是配对设计的扩展，在个体同质性较差时，采用配伍设计可以提高各处理组间的可比性和均衡性；同一区组内的个体应达到同质；当处理因素是温度、时间、浓度、剂量、pH值等连续性指标时，结合回归分析可以提取更丰富的信息。此时处理组应在4组以上；实际上配伍设计是两因素多水平的试验，由于每种组合只作一次试验，故不能分析交互作用；采用配伍设计时，要尽可能使观察值不缺失，虽然有估计缺失值的统计方法，但缺失时信息的损失是较大的，缺失后的信息是无法弥补的。,131,常用的研究设计(5),拉丁方设计(Latin square

40、design)双向的区组设计 行区组控制，列区组控制 方内随机,132,拉丁方设计:双向区组，双向的误差控制,133,拉丁方的随机化(1、4行交换 2、4列交换),134,拉丁方的随机化(1、4行交换 2、4列交换),135,拉丁方的随机化(1、4行交换 2、4列交换),136,拉丁方的随机化(1、4行交换 2、4列交换),137,拉丁方的随机化(1、4行交换 2、4列交换),138,拉丁方设计,为研究5种防护服对脉搏的影响，考虑到处理的水平数为5，决定用5名受试者，在5个不同日期继续试验。试验按拉丁方设计。,139,拉丁方设计资料的方差分析,结论：五种防护服对脉搏的影响是相同的(P=0.34

41、45)。,STATA：anova x treat individual time,140,Fisher 在Rothamste 农场进行的拉丁方试验。,141,纪念Fisher 的拉丁方窗户。,142,家兔被注射某种药物后疱疹之大小(cm2),143,拉丁方试验资料的方差分析,144,希腊拉丁方设计,三向区组，三向的区组控制,145,正确应用拉丁方、希腊拉丁方设计(1),拉丁方设计是双向的区组化技术，可以安排三个因素(水平数相同)的试验；希腊-拉丁方设计是三向的区组化技术，可以安排四个因素(水平数相同)的试验；同一区组内的受试对象必须在区组因素上同质；区组设计(包括拉丁方、希腊拉丁方设计)资料不

42、可分析交互作用，如需分析交互作用，则每个试验单元必须重复；,146,正确应用拉丁方、希腊拉丁方设计(2),采用区组设计尽可能不要有数据缺失；在使用区组化技术时，如果区组的个体数少于处理组数时，可以选用不完全设计技术。采用区组化设计技术时，由于所需样本含量较少，由此，要求观察指标的个体变异不太大(相对于处理效应)。如不能满足这个要求，则每个试验单元必须重复，增加样本含量，降低抽样误差。,147,常用的研究设计(6),交叉设计(cross-over design)重复的拉丁方设计交叉设计示意：准备阶段 时期1 清洗期 时期2(run in)处理A(wash out)处理B准备阶段 时期1 清洗期

43、时期2(run in)处理B(wash out)处理A,148,22交叉设计,22交叉设计例33交叉设计例44交叉设计例其他交叉设计例,149,22交叉设计,研究高剂量(A)和低剂量(B)的阿司匹林对病人胃出血的影响，将16例病人随机分为两组，一组用药顺序为AB，另一组用药顺序为BA，每个病人用药某剂量阿司匹林一周，休息一周后，再给予另一剂量的阿司匹林一周。试验结果如下。,150,各组均数,A:3.81251.9252B:2.88751.1876 AB顺序:3.63131.8561BA顺序:3.06881.3999第一阶段:3.63131.7122第二阶段:3.06881.5726,151,2

44、2交叉试验设计的方差分析,anova x treat period seq/id|seq,152,22交叉设计无法估计携带效应,A,A,B,B,AB组,BA组,ABA的携带效应,BAB的携带效应,无法分割,153,33交叉设计,为比较两种药物formoterol和salbutamol及安慰剂治疗哮喘病的作用，三种药物分别记为：F、S、P、在两个拉丁方上安排6种次序组。30个病人随机地分为6个次序组，每个病人按指定的次序组在三个时期安排处理，每个时期间隔都有清洗阶段，以清除前一处理的影响。,154,33交叉试验结果,155,33交叉试验结果,156,33交叉试验方差分析表,157,44交叉试验,

45、单中心随机双盲双模拟交叉口服给药4阶段试验。所有受试者随机分为4组，每组6名受试者，每名受试者参加4个阶段服药，每阶段至少间隔7天，每一受试者随机分4阶段服用以下任一种试验用药，每一服药阶段观察24小时以获得血药浓度曲线。A:进口罗格列酮4mg片剂B:国产罗格列酮4mg片剂C:进口罗格列酮2mg片剂D:国产罗格列酮2mg片剂,158,44交叉试验,根据随机号码表分派给每位受试者如下4种服药次序之中的一种：sequence：1 A D B C2 B A C D3 C B D A4 D C A B,159,各因素各水平的均数标准差,160,44交叉试验方差分析表,161,44交叉试验方差分析表,1

46、62,交互作用示意,6.5,7.0,7.5,8.0,进口罗格列酮,国产罗格列酮,2mg,4mg,163,两两比较结果：,结论：无论是低浓度还是高浓度，进口罗格列酮与国产罗格列酮的24小时血药浓度曲线下面积相同。,164,交叉设计是成组设计与自身配对设计的综合运用，其适用范围与自身配对设计相同；两个处理因素必须没有蓄积作用(延滞作用)，两次处理间应有足够长的间歇期以洗脱延滞效应。间歇期的长短视处理因素的半衰期而定，一般至少为56个半衰期；其次要考虑生物作用的特点，如阿司匹林的半衰期为0.5小时，但它对血小板的影响需一周左右才会消失，故间歇期一般需10天左右。,正确应用交叉设计,165,临床上适用

47、于目前尚无特殊治疗而病情缓慢的慢性病患者的对症治疗(如稳定型高血压的降压效果，血糖的控制，类风湿关节炎的镇痛效果、化疗止吐等)。不适宜有自愈倾向，或病程较短的疾病的治疗研究。在药代动力学研究中被指定为标准方法之一。常用于生物等效性(bioequivalence)或临床等效性(clinical equivalence)试验。,正确应用交叉设计,166,正确应用交叉设计,其他交叉设计：,A B AB A B,A B A BB A B A,A B B AB A A B,167,裂区设计,裂区设计(split-block)是将几个区组设计、或拉丁方设计组合起来进行试验的一种设计方法。特点：区组内无法实

48、现完全随机化！,168,裂区设计例1(区组的组合),为研究抗氰药物对心脏的副作用，用雄性小白鼠15只(5个区组，每组3只)作试验。每个配伍组的3只小白鼠分别接受一种抗氰药物：PAPP:对氨基苯丙酮Co2-EDTA:乙二胺四乙酸二钴Na2S2O3：硫代硫酸钠用微量输液器以0.031ml/min的速度从小白鼠尾静脉连续输药，并分别于用药前、用药后20、40、60分钟记录一次心电图，观察小白鼠心电图PRc间期(msec)。,169,小白鼠连续给药1小时内的心电图PRc间期(msec),170,区组内无法做到完全随机，不可能将A和B各组合对应的个体随机进行实验，而是先观察一只老鼠，随机给予一种药物，再

49、观察其四个时间点的数值（非随机！）,171,小白鼠连续给药1小时内的心电图PRc间期(msec),172,各处理组各时间点均数示意,Co2-EDTAPAPPNa2S2O3,173,裂区设计的方差分析,174,两两比较的结果：,PAPP:40 20 0 60 32.6(12)33.5(11)35.1(7)39.1(5)Co2-EDTA:0 20 40 60 34.4(10)36.0(6)44.1(3)43.4(4)Na2S2O3:0 60 20 40 34.1(9)34.3(8)48.9(2)59.9(1),175,两两比较的结果：,0分钟 Co2-EDTA PAPP Na2S2O3 34.1(

50、9)35.1(7)36.0(6)20分钟 PAPP Co2-EDTA Na2S2O3 33.5(11)34.4(10)48.9(2)40分钟 PAPP Co2-EDTA Na2S2O3 32.6(12)44.1(3)59.9(1)60分钟 PAPP Co2-EDTA Na2S2O3 34.3(8)39.1(5)43.3(4),176,结论：,三种药物对小白鼠的心电图均有影响，但影响不同。小鼠注射对氨基苯丙酮后，其心电图PRc间期逐渐缩短，至40分钟后开始恢复，60分钟时恢复到用药前水平。注射乙二胺四乙酸二钴后，开始变化不明显，20分钟后PRc间期增加，至40分钟时大最大，并维持至60分钟。而注