單組、配對(duì)、成組設(shè)計(jì)定性資料的SAS實(shí)現(xiàn)

單組、配對(duì)、成組設(shè)計(jì)定性資料

統(tǒng)計(jì)分析的SAS實(shí)現(xiàn)醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)教研室單組設(shè)計(jì)定性資料的案例

據(jù)報(bào)道，對(duì)輸卵管結(jié)扎了的育齡婦女實(shí)施壺腹部-壺腹部吻合術(shù)后，受孕率為0.55。今對(duì)10名輸卵管結(jié)扎了的育齡婦女實(shí)施峽部-峽部吻合術(shù)，結(jié)果有9人受孕。試對(duì)此資料做統(tǒng)計(jì)分析。單組設(shè)計(jì)定性資料的假設(shè)檢驗(yàn)和區(qū)間估計(jì)精確置信區(qū)間（根據(jù)二項(xiàng)分布原理）給定樣本例數(shù)n，需要根據(jù)二項(xiàng)分布原理計(jì)算總體率的置信區(qū)間。對(duì)于n≤50的小樣本資料，可以通過(guò)查閱相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)表得到置信區(qū)間。假設(shè)檢驗(yàn)

原假設(shè)：樣本率與總體率相等；

備擇假設(shè)：樣本率與總體率不等。

單組設(shè)計(jì)定性資料的分析對(duì)某疾病采用常規(guī)治療，其治愈率約為45%?，F(xiàn)改用新的治療方法，隨機(jī)抽取180名患者進(jìn)行治療，治愈117人。試求新療法治愈率的95%置信區(qū)間，并與常規(guī)療法進(jìn)行比較

dataa1;inputgroupcount;cards;1117263;run; procfreqdata=a1;tablesgroup/binomial(p=0.45);weightcount;run;group”的二項(xiàng)分布比例

=1比例0.6500漸近標(biāo)準(zhǔn)誤差0.035695%置信下限0.580395%置信上限0.7197

H0檢驗(yàn):比例=0.45H0下的漸近標(biāo)準(zhǔn)誤差0.0371Z5.3936單側(cè)Pr>Z<.0001雙側(cè)Pr>|Z|<.0001

據(jù)報(bào)道，對(duì)輸卵管結(jié)扎了的育齡婦女實(shí)施壺腹部-壺腹部吻合術(shù)后，受孕率為0.55。今對(duì)10名輸卵管結(jié)扎了的育齡婦女實(shí)施峽部-峽部吻合術(shù)，結(jié)果有9人受孕。問(wèn)實(shí)施峽部-峽部吻合術(shù)婦女的受孕率是否高于壺腹部-壺腹部吻合術(shù)

單組設(shè)計(jì)定性資料的分析dataa3;inputgroupcount;cards;1921;run;procfreqdata=a3;tablesgroup/binomial(p=0.55);weightcount;

exactbinomial;run;H0檢驗(yàn):比例=0.55H0下的漸近標(biāo)準(zhǔn)誤差0.1573Z2.2247單側(cè)Pr>Z0.0130雙側(cè)Pr>|Z|0.0261

精確檢驗(yàn)

單側(cè)Pr>=P0.0233雙側(cè)=2*單側(cè)0.0465

配對(duì)設(shè)計(jì)定性資料的統(tǒng)計(jì)分析

指按照配對(duì)原則分別接受兩種不同的處理方法，每種處理方法的結(jié)果都可分為“陽(yáng)性”和“陰性”兩種，數(shù)出兩種處理方法同時(shí)判定為陽(yáng)性、陰性的頻數(shù)以及它們結(jié)果不一致的頻數(shù)表1兩種檢測(cè)方法對(duì)同一組受試者檢測(cè)的結(jié)果試驗(yàn)法檢測(cè)結(jié)果例數(shù)金標(biāo)準(zhǔn)檢測(cè)：

+

-合計(jì)+31

4

35-

330

33合計(jì)3434

68

對(duì)于隱含金標(biāo)準(zhǔn)和特設(shè)金標(biāo)準(zhǔn)的2×2表資料，可有兩種假設(shè)檢驗(yàn)方法：

其一，檢驗(yàn)兩種方法檢測(cè)結(jié)果不一致部分差別是否具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可用McNemar2檢驗(yàn)公式計(jì)算；

其二，檢驗(yàn)兩種檢測(cè)方法檢測(cè)結(jié)果是否具有一致性，可用Kappa檢驗(yàn)（即一致性檢驗(yàn)）法。試分析表1資料表1兩種檢測(cè)方法對(duì)同一組受試者檢測(cè)的結(jié)果試驗(yàn)法檢測(cè)結(jié)果例數(shù)金標(biāo)準(zhǔn)檢測(cè)：

+

-合計(jì)+31(a1b1)

4(a1b2)

35-

3(a2b1)30(a2b2)

33合計(jì)3434

68dataa4;doa=1to2;dob=1to2;inputf@@;output;end;end;cards;314330;run;procfreqdata=a4;tablesa*b/agree;

testkappa;weightf;run;McNemar檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(S)0.1429自由度1Pr>S0.7055

簡(jiǎn)單Kappa系數(shù)Kappa0.7941漸近標(biāo)準(zhǔn)誤差0.073795%置信下限0.649795%置信上限0.9385

H0檢驗(yàn):Kappa=0H0下的漸近標(biāo)準(zhǔn)誤差0.1212Z6.5513單側(cè)Pr>Z<.0001雙側(cè)Pr>|Z|<.0001

它是配對(duì)設(shè)計(jì)2×2列聯(lián)表資料的“擴(kuò)大”，在處理這類資料時(shí)，人們關(guān)心的是兩種檢測(cè)方法檢測(cè)的結(jié)果之間是否具有一致性，故常用的統(tǒng)計(jì)分析方法為一致性檢驗(yàn)（Kappa檢驗(yàn)）

雙向有序且屬性相同的R×C表資料及對(duì)應(yīng)的統(tǒng)計(jì)分析方法

表2446例流行性出血熱病情轉(zhuǎn)化情況早期分度患者例數(shù)最后定型：輕型中型重型合計(jì)輕度111

21

1133中度

5163

20188重度

0

1124125合計(jì)116185145446表3100例腦腫瘤患者的臨床診斷與CT診斷的結(jié)果臨床診斷結(jié)果病例數(shù)CT診斷結(jié)果：檢出疑惑未檢出合計(jì)檢出60

4

2

66疑惑

412

3

19未檢出

3

3

9

15合計(jì)671914100

對(duì)表2而言，研究者希望看前、后兩個(gè)不同時(shí)間點(diǎn)上診斷的結(jié)果是否具有一致性，而對(duì)表3而言，研究者希望考察兩種方法診斷的結(jié)果是否具有一致性。他們的本質(zhì)是相同的，都是希望回答兩種檢測(cè)方法檢測(cè)結(jié)果是否具有一致性的問(wèn)題。這樣的資料實(shí)際上就是配對(duì)設(shè)計(jì)2×2列聯(lián)表資料的“擴(kuò)大”dataa5;doa=1to3;dob=1to3;inputf@@;output;end;end;cards;60424123339;run;procfreqdata=a5;tablesa*b;

testkappa;weightf;run;

簡(jiǎn)單Kappa系數(shù)Kappa0.6205漸近標(biāo)準(zhǔn)誤差0.073395%置信下限0.476995%置信上限0.7642H0檢驗(yàn):Kappa=0H0下的漸近標(biāo)準(zhǔn)誤差0.0749Z8.2841單側(cè)Pr>Z<.0001雙側(cè)Pr>|Z|<.0001

對(duì)稱性檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(S)0.2000自由度3Pr>S0.9776加權(quán)的Kappa系數(shù)加權(quán)的Kappa0.6540漸近標(biāo)準(zhǔn)誤差0.073295%置信下限0.510495%置信上限0.7975簡(jiǎn)單kappa系數(shù)主要是利用對(duì)角線上的信息，加權(quán)kappa系數(shù)除了利用對(duì)角線上的數(shù)據(jù)外，還將對(duì)角線外的數(shù)據(jù)進(jìn)行加權(quán)打分，將對(duì)角線外的信息也充分利用

如果滿足對(duì)稱性假設(shè)，選擇簡(jiǎn)單kappa系數(shù)；如果不滿足對(duì)稱性假設(shè)，選擇加權(quán)kappa系數(shù)在確定中老年職工最大呼氣流量與工作能力的關(guān)系時(shí)，采用工作能力指數(shù)（WAI）法和75％肺活量位最大呼氣流量（V75）法評(píng)價(jià)285名中老年職工的工作能力，并對(duì)他們的工作能力劃分為差、中、好三個(gè)等級(jí)，結(jié)果見(jiàn)表4。檢驗(yàn)WAI分級(jí)與V75分級(jí)是否具有較好的一致性

dataa6;doa=1to3;dob=1to3;inputf@@;output;end;end;cards;2125749995641311;run;procfreqdata=a6;tablesa*b;

testwtkap;weightf;run;對(duì)稱性檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(S)35.3991自由度3Pr>S<.0001

簡(jiǎn)單Kappa系數(shù)Kappa0.0718漸近標(biāo)準(zhǔn)誤差0.043695%置信下限-0.013895%置信上限0.1573加權(quán)的Kappa系數(shù)加權(quán)的Kappa0.1173漸近標(biāo)準(zhǔn)誤差0.043495%置信下限0.032295%置信上限0.2025

H0檢驗(yàn):加權(quán)的Kappa=0H0下的漸近標(biāo)準(zhǔn)誤差0.0398Z2.9473單側(cè)Pr>Z0.0016雙側(cè)Pr>|Z|0.0032成組設(shè)計(jì)定性資料的統(tǒng)計(jì)分析（1）來(lái)自橫斷面研究設(shè)計(jì)的2×2表資料及對(duì)應(yīng)的統(tǒng)計(jì)分析方法

橫斷面研究設(shè)計(jì)的2×2表資料，在某個(gè)時(shí)間斷面（時(shí)點(diǎn)或很短時(shí)間內(nèi)）進(jìn)行的調(diào)查或?qū)嶒?yàn)研究時(shí)，對(duì)一組受試對(duì)象同時(shí)按兩個(gè)定性變量來(lái)劃分，每個(gè)定性變量都只有2個(gè)水平，其目的是了解某個(gè)時(shí)間點(diǎn)的現(xiàn)狀四格表資料分析方法的選擇原則（1）當(dāng)n≥40且所有的T≥5時(shí)，用2檢驗(yàn)的基本公式或四格表資料2檢驗(yàn)的專用公式；

（2）當(dāng)n≥40但有1≤T＜5時(shí)，用連續(xù)性校正公式；（3）當(dāng)n＜40，或T＜1時(shí)，用Fisher精確概率法；表5兩種藥物治療相同疾病患者療效的觀察結(jié)果藥物種類患者例數(shù)療效：治愈未治愈合計(jì)藥物A30（a）10（b）

40（e）藥物B11（c）49（d）

60（f）合計(jì)41（g）59（h）100（n）試分析表5資料

dataa7;doa=1to2;dob=1to2;inputf@@;output;end;end;cards;30101149;run;procfreqdata=a7;tablesa*b/chisqriskdiff;weightf;run;統(tǒng)計(jì)量自由度值概率卡方131.8589<.0001似然比卡方133.2156<.0001連續(xù)校正卡方129.5594<.0001Mantel-Haenszel卡方131.5403<.0001Phi系數(shù)

0.5644

列聯(lián)系數(shù)

0.4915

CramerV統(tǒng)計(jì)量

0.5644

Fisher精確檢驗(yàn)單元格(1,1)頻數(shù)(F)30左側(cè)Pr<=F1.0000右側(cè)Pr>=F1.552E-08表概率(P)1.444E-08雙側(cè)Pr<=P2.279E-08列1風(fēng)險(xiǎn)估計(jì)值

風(fēng)險(xiǎn)漸近標(biāo)準(zhǔn)誤差（漸近的）95%置信限（精確）95%置信限第1行0.75000.06850.61580.88420.58800.8731第2行0.18330.05000.08540.28120.09520.3044合計(jì)0.41000.04920.31360.50640.31260.5129差值0.56670.08480.40060.7328

差值為（行1-行2）列2風(fēng)險(xiǎn)估計(jì)值

風(fēng)險(xiǎn)漸近標(biāo)準(zhǔn)誤差（漸近的）95%置信限（精確）95%置信限第1行0.25000.06850.11580.38420.12690.4120第2行0.81670.05000.71880.91460.69560.9048合計(jì)0.59000.04920.49360.68640.48710.6874差值-0.56670.0848-0.7328-0.4006

差值為（行1-行2）試分析表6資料表6某病患者接受手術(shù)時(shí)間與療效的觀察結(jié)果手術(shù)時(shí)間（h）患者例數(shù)療效：治愈未治愈合計(jì)≤513229242>5

7

56

63合計(jì)20285305dataa8;doa=1to2;dob=1to2;inputf@@;output;end;end;cards;13229756;run;procfreqdata=a8;tablesa*b/chisqexpected;weightf;run;a*b”表的統(tǒng)計(jì)量統(tǒng)計(jì)量自由度值概率卡方12.68710.1012似然比卡方12.37670.1232連續(xù)校正卡方11.83210.1759Mantel-Haenszel卡方12.67830.1017Phi系數(shù)

-0.0939

列聯(lián)系數(shù)

0.0935

CramerV統(tǒng)計(jì)量

-0.0939

WARNING:25%的單元格的期望計(jì)數(shù)比5小。

卡方可能不是有效檢驗(yàn)。

（2）來(lái)自隊(duì)列研究設(shè)計(jì)的2×2表資料及對(duì)應(yīng)的統(tǒng)計(jì)分析方法

依據(jù)專業(yè)知識(shí)，提出可能的危險(xiǎn)因素，按此危險(xiǎn)因素“接觸、不接觸”將全部受試者分成兩組，相當(dāng)于將他們排成兩個(gè)隊(duì)伍，研究者對(duì)此兩個(gè)隊(duì)列人群進(jìn)行隨訪追蹤觀察若干年，最后記錄各組中的受試者患某病與不患該病的人數(shù)，這樣收集到的2×2表資料稱為來(lái)自隊(duì)列研究設(shè)計(jì)的2×2表資料（前瞻性）試分析表7資料表7按受試者體檢時(shí)的血壓狀況分成兩組追蹤觀察6年后看患冠心病的結(jié)果體檢時(shí)血壓狀況例數(shù)患冠心病情況：患病未患病合計(jì)血壓偏高

19

61

80血壓正常

20

465485合計(jì)

39

526565dataa9;doa=1to2;dob=1to2;inputf@@;output;end;end;cards;196120465;run;procfreqdata=a9;tablesa*b/chisq

cmh;weightf;run;統(tǒng)計(jì)量自由度值概率卡方141.1629<.0001似然比卡方129.3491<.0001連續(xù)校正卡方138.1655<.0001Mantel-Haenszel卡方141.0901<.0001Phi系數(shù)

0.2699

列聯(lián)系數(shù)

0.2606

CramerV統(tǒng)計(jì)量

0.2699

普通相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的估計(jì)值（行1/行2）研究類型方法值95%

置信限案例對(duì)照Mantel-Haenszel7.24183.660514.3269（優(yōu)比）Logit7.24183.660514.3269CohortMantel-Haenszel5.75943.219310.3034（第1列風(fēng)險(xiǎn)）Logit5.75943.219310.3034CohortMantel-Haenszel0.79530.70280.9000（第2列風(fēng)險(xiǎn)）Logit0.79530.70280.9000

在要了解暴露于某種因素對(duì)疾病的發(fā)生有無(wú)影響及其影響程度時(shí)，針對(duì)某因素從部分病人發(fā)病之后開(kāi)始調(diào)查，將病人設(shè)為病例組，并選擇相應(yīng)的非病人設(shè)為對(duì)照組，分別調(diào)查這兩組人暴露于可疑致病因子的情況（回顧性）（3）來(lái)自病例-對(duì)照研究設(shè)計(jì)的2×2表資料及對(duì)應(yīng)的統(tǒng)計(jì)分析方法試分析表8資料表8婦女孕前6個(gè)月內(nèi)是否服用某藥者其子代染色體異常與否的調(diào)查結(jié)果婦女孕前服用某藥與否例數(shù)子代染色體異常正常合計(jì)服藥34

68102未服藥20128148合計(jì)54196250dataa10;doa=1to2;dob=1to2;inputf@@;output;end;end;cards;346820128;run;procfreqdata=a10;tablesa*b/chisq

cmh;weightf;run;統(tǒng)計(jì)量自由度值概率卡方114.00720.0002似然比卡方113.82460.0002連續(xù)校正卡方112.86130.0003Mantel-Haenszel卡方113.95120.0002Phi系數(shù)

0.2367

列聯(lián)系數(shù)

0.2303

CramerV統(tǒng)計(jì)量

0.2367

普通相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的估計(jì)值（行1/行2）研究類型方法值95%

置信限案例對(duì)照Mantel-Haenszel3.20001.71165.9829（優(yōu)比）Logit3.20001.71165.9829CohortMantel-Haenszel2.46671.50914.0319（第1列風(fēng)險(xiǎn)）Logit2.46671.50914.0319CohortMantel-Haenszel0.77080.66260.8967（第2列風(fēng)險(xiǎn)）Logit0.77080.66260.8967

結(jié)果為多值名義變量的2×K表資料的統(tǒng)計(jì)分析2×K列聯(lián)表資料是指2行，K列的列聯(lián)表資料，具體講是指原因變量為二值變量，結(jié)果變量為多值變量的列聯(lián)表如果結(jié)果變量為多值名義變量則可按雙向無(wú)序的R×C表資料進(jìn)行分析，采用一般2檢驗(yàn)或Fisher精確檢驗(yàn)（當(dāng)表中小于5的理論頻數(shù)超過(guò)了總格子數(shù)的1/5時(shí)用此法）

某醫(yī)師在研究血管緊張素Ⅰ轉(zhuǎn)化酶（ACE）基因I/D多態(tài)與2型糖尿病腎病（DN）的關(guān)系時(shí)，將249例2型糖尿病患者按有無(wú)糖尿病腎病分為兩組，資料見(jiàn)表9。問(wèn)兩組患者ACE基因型的分布有無(wú)差別dataa11;doa=1to2;dob=1to3;inputf@@;output;end;end;cards;424821307236;run;procfreqdata=a11;tablesa*b/chisq

exact;weightf;run;統(tǒng)計(jì)量自由度值概率卡方27.91270.0191似然比卡方27.90270.0192Mantel-Haenszel卡方16.44750