统计8教案.ppt

单击此处编辑母版标题样式,单击此处编辑母版文本样式,第二级,第三级,第四级,第五级,*,中医药统计学,与软件应用,主编 刘明芝 周仁郁,新世纪全国高等中医药院校研究生创新教材,第一节,一般四格表,2,检验,第八章 RC表的分析,一、,2,检验的基本思想,2,检验基本思想是衡量实际频数,(,actual frequency),和理论频数,(,theoretical frequency),之间的偏离度,第,r,行第,c,列位置上理论数的计算公式,T,rc,n,r,n,c,/,n,【例8.1】,某中医院收治,376,例胃脘痛患者，随机分成两组，用中药胃金丹和西药治疗，探讨两种药物疗效有无差别,组 别,有 效,无 效,合 计,有效率,胃金丹,A,11,a,271,A,12,b,5,276(,a,b,),98.19%,西药组,A,21,c,74,A,22,d,26,100(,c,d,),74.00%,合 计,345(,a,c),31(,b,d,),376(,n,),91.76%,H,0,：,两种药物的疗效相同,有效率,345/37691.76%,胃金丹组有效理论数,T,11,276345/376253.24,西药组有效理论数,T,21,100345/37691.76,合计无效率,31/3768.24%，,T,12,22.76，,T,22,8.24,反映实际数和理论数吻合的程度,2,值应较小,df,(,行数,1)(,列数,1)(,R,1)(,C,1),df,(21)(21)1,二、一般四格表的,2,检验,行属性,列属性,合 计,甲,乙,I,a,b,a,b,II,c,d,c,d,合 计,a,c,b,d,na,b,c,d,解,H,0,：,两组疗效相同；,H,1,：,两疗效不相同,公式名称,公式,适 用 条 件,自由度,编号,一般基本卡方,n,40且,T,5,df,1,9-5,一般专有卡方,n,40且,T,5,df,1,9-6,校正基本卡方,n,40且1,T,5,df,1,9-7,校正专有卡方,n,40且1,T,5,df,1,9-8,n,40，,每个格子都有,T,5，,用一般卡方检验,按自由度,df,1,查,2,界值表，,2,0.01(1),6.63,，因,2,2,0.01(1),，,P,0.01，,按,0.01,水准拒绝,H,0,，,认为两药治愈率不同,【,SPSS,操作】以,组别,、,疗效,及,例数,为变量名，建立数据文件,L8-1.,sav,Analyze Descriptive Statistics,Crosstable,，,选,组别,到,Rows,框，,疗效,到,Column,框；,Statistics,选,Chi-Square,、,Contingency coefficient Continue,。,data,L27_20;,do r=1 to 2;,do c=1 to 2;,input,f;output;,end;,end;,cards,;,271 5 74 26,;,proc,freq,;,weight,f;,tables,r*c/,chisq,expected,norow nocol nopct,;,run,;,【例8.2】,甲组用活血温经汤，乙组用通塞脉,1,号治疗，问两药的疗效有无差别,组别,有效人数,无效人数,合计,通塞脉,1,号,26,7,33,活血温经汤,36,2,38,合计,62,9,71,解,H,0,：,两组疗效相同；,H,1,：,两组疗效不同,n,40，,最小理论数,T,12,933/714.18,因有理论数,1,T,5，,用校正卡方,查,2,界值表，得,P,0.05，,不拒绝,H,0,，,两种疗法效果无统计学差异，不能认为两法疗效不同,2,四格表,2,检验的注意事项,自由度为,1,的四格表，在总样本例数,n,40，,有理论频数,1,T,5,时，用不校正的,2,值查,2,界值表，所得概率偏低，误差较大，必须校正,用专有公式计算,2,值，要先计算最小理论数。自由度,df,1,时，,u,2,0.05/2,2,0.05(1),（,即1.96,2,3.84,），,u,2,0.01/2,2,0.01(1),（,即2.5758,2,6.63,），故,n,较大时的两样本率比较，既可用,u,检验，又可用,2,检验,分类资料在划分阳性、阴性时信息量损失太大，而且划分界限不同，得出的统计结论也可能不同。在资料的划分归类时，必须结合专业知识，具备充分的理由才能确定某一划分界限。如果有明确的专业规定，例如：舒张压在,90,mmHg,以上列为高血压，,SGPT,大于,40,单位列为异常，也可将定量资料转为分类资料进行处理,当总样本含量,n40,时；或者 用其它假设检验方法所得概率接近检验水准时；或者 四格表中有实际频数为,0,或有理论数,T1,时，都无法用,2,检验，常用以超几何分布为前提的确切概率法（,exact test）,8.2,四格表确切概率法,【例8.3】,研究某药改善周围血管闭塞性病变患者的皮肤微循环状况，以安慰剂作对照，将,37,个病例随机分到,2,组，试分析该药的疗效。,组别,改善,无效,合计,改善率（,%,）,用 药 组,15,5,20,75.0,安慰剂组,3,14,17,17.6,合 计,18,19,37,48.6,H,0,：,某药无效，,H,1,：,某药有效。,样本含量,n=37 40，,宜采用四格表确切概率法。双侧确切概率,P=0.001，,单侧确切概率,P=0.001，,故拒绝,H,0,，,认为该药能够改善周围血管闭塞性病变患者的皮肤微循环状况。,【,SPSS,操作,】,四格表数据合为一列输入为变量,x,的值，变量,m,、,n,以值,1,、,2,分别代表数据所在的行或列。选择,DataWeight Cases,命令，把,x,选入,Frequency Variable,框进行加权。,选择,AnalyzeDescriptive Statistics,Crosstable,命令，选,m,进入,Rowss,框，,n,进入,Columns,框，击,Statistics,按钮，指定,Chi-squarer,，,击,ContinueOK,按钮，得到,由,n,38,40,，,宜用,Fishers Exact Test,。,双侧确切概率,P,0.003,，,单侧确切概率,P,0.001,，,故拒绝,H,0,，,认为该药能够改善周围血管闭塞性病变患者的皮肤微循环状况,8.3,分层四格表分析,【例8.4】3,试验中心各等比例完成,50,例，,4周3,天血常规异常者清单。试分析两组药物及中心效应,疗效,中心,1,中心,2,中心,3,正常,异常,正常,异常,正常,异常,A,组,41,9,40,10,39,11,B,组,35,15,34,16,36,14,【,DPS,操作,】,分层四格表，输入数据以行属性表示分层（中心、疗效）、列属性表示不分层（分组）,41,35,9,15,40,34,10,16,39,36,11,14,选定数据块，选择分类数据统计菜单“分层四格表”命令，可得,组号,OR,OR,值95%,置信区间,M-H,卡方,P,-,值,V,i,1,1.9524,0.7641,4.9887,1.9539,0.1622,4.6061,2,1.8824,0.7570,4.6805,1.8524,0.1735,4.8586,3,1.3788,0.5532,3.4366,0.4752,0.4906,4.7348,合并,1.7136,1.0082,2.9124,3.9614,0.0466,加权卡方,M-H4.0014,P,0.0455,校正卡方,3.4508,P,0.0632,Mantel&Fleiss,样本含量检验参数,37.5000,比数比一致性检验 当,OR,1.7136,时卡方,=0.3339,df,=2,P,=0.8462,比数比趋势检验 取间隔为,1,递增卡方,0.2695,df,1,P,0.6036,由校正卡方,3.4508,，概率,P0.06320.05，,表明去除中心混杂作用后，疗效与分组无关。在一致性检验中，概率,P0.84620.05，,表明不同层间的,OR,值相同，去除中心混杂作用后，正常的危险度大约为异常的,1.7136,倍,SPSS,统计软件,以中心、组别、疗效、例数为变量名，建立数据文件,L8.4.sav，,对例数加权，,AnalyzeDescriptive Statistics,Crosstable,，,选疗效进入,Rows,框，组别进入,Columns,框，中心进入,Layer（,分层变量）框,Statistics，,选,Risk（,危险度），,Cochrans and Mantel-,Haenszel,statistics（,分层变量的独立性及同质性检验）,双向无序,R,C,表，即行列皆无序的表。,R,C,表资料，在没有小于,5,的理论频数且总例数很大时，用,2,检验法，可以推断样本率或构成比间的差异，也可推断行与列的属性间有无关系,8.4,R,C,表的统计分析,8.4.1,双向无序,R,C,表,【例8,.5,】,某医院将用三种治疗方法治疗,199,例消化性溃疡住院病人，资料如表,9-10,。为避免中医不同证型对疗效比较的影响，试分析三种疗法治疗的病人按中医分型构成比有无差别,生胃宁素,7,15,29,37,88,中药组,4,12,16,19,51,表9-10,三组消化性溃疡住院病人四种证型的构成,组别,肝胃不和,胃阴不和,脾胃虚寒,寒热夹杂,合计,西药组,3,5,15,37,60,合计,14,32,60,93,199,解,H,0,：,三组的中医分型构成比相同；,H,1,：,三组的中医分型构成比不同,df,(3,1),(4,1),6,，,查,2,界值表，,2,0.05(6),12.59,，,P,0.05,。,不能认为三种疗法治疗的病人按中医分型构成比有差别,R,C,表的分析，要注意以下几点,1.,2,检验要求理论数,T,不太小,一般认为,R,C,表中不宜有,20%,以上格子的,T,5,，,不能有,T,1,。,理论数太小时的处理办法：,最好增加样本例数以增大理论数。,删去理论数太小的行和列。,将太小理论数所在行或列的实际数与性质相近的邻行邻列合并，使重新计算的理论数增大。须知，后两法可能会损失信息，也会损害样本的随机性，不同的合并方式有可能影响推断结论，故不宜作为常规方法。,不满足,2,检验条件的,R,C,表资料，最好计算确切概率,2.,R,C,表的确切概率法步骤,确定一个统计量，例如,2,值,列出行合计与列合计固定的全部可能的,R,C,表，对于每一个表计算统计量和,P,值；,凡统计量大于原始表的统计量值的那些,R,C,表的,P,值之和，即为确切概率,P,值，一般用统计软件完成,SPSS,，,Analyze,Dsecriptive,statistic,Crosstabs,，,击,Statistics,按钮，指定,Chi-square,及,Exact:Monte Carlo,（,确切概率：蒙特卡洛法）,3.,2,检验拒绝,H,0,，,只能说明有差异，不能说明优劣,【例8,.6,】,用某种药物的三种剂量各治疗,100,例病人,疗效,药物剂量,(,毫克,/,公斤体重,),10,20,30,治愈,50,60,70,未愈,50,40,30,合计,100,100,100,把第,1，2,列对换，计算结果完全一样，这时虽可得出治愈与药物剂量有关的结论，但不能推论治愈率随药物剂量增加而升高,疗效,药物剂量,(,毫克,/,公斤体重,),10,20,30,治愈,60,50,70,未愈,40,50,30,合计,100,100,100,4.,实验分组变量无序，指标变量有序时，宜用秩和或检验,Ridit,分析。但当实验分组变量有序，指标分组变量无序时，仍可用双向无序,RC,表分析方法,5.,多个样本率或构成比的,2,检验拒绝,H,0,时，只能认为各总体率或构成比之间总的来说有差别，不能说明它们彼此间都有差别，可进一步用,2,分割法作多个样本率间的“两两比较”。,8.4.3,双向有序但属性不同,R,C,表,在卡方检验有统计学意义时，,Pearson,列联系数,R,可以计算为,R,在01,间，近于,1,说明关系愈密切,近于,0,没有关系,【例8.7】,老年环混浊度与眼底动脉硬化级别关联,眼底动脉,硬化级别,老,年,环,混,浊,程,度,合计,正常,7(3.25),8,3,0(1.67),3(2.75),21,I,级,16,37,21,3,10,87,IIA,级,12,30,27,8,8,85,IIB,级,4,20,12,8(4.44),12,56,III,级,0(0.46),0(1.13),2(0.77),1(0.24),0(0.39),3,合计,39,95,64,20,33,252,解 可用单向有序,2,检验，,H,0,：,老年环混浊度与眼底动脉硬化级别无关,理论数小于,5,的格子有,9,个，超过总数的,20%,，将,IIB,级和,III,级合并求,2,值,df,(41)(51)12，,2,0.05(12),21.03，,P,0.05，,按,0.05,水准拒绝,H,0,，,可认为老年环混浊度与眼底动脉硬化级别有关联,【,DPS,操作,】,IIB,级和,III,级合并后，是双向有序且属性不同的,45,表。选定数据块，选择分类数据统计菜单,“,列联表,Spearman,相关”命令,Spearman,相关系数,0.2219,df,250,P,0.0004,选择分类数据统计菜单,“,线性趋势分析”命令,拟合优度卡方,22.6545,df,12,P,0.0308,选择分类数据统计菜单,“,列联表对应分析”命令,No.,相关系数,特征值,卡方值,自由度,显著水平,卡方,%,1,0.2607,0.0680,17.1246,6,0.0088,75.5903,2,0.1340,0.0180,4.5253,4,0.3396,19.9752,3,0.0631,0.0040,1.0046,2,0.6051,4.4345,合计,-,0.0899,22.6545,8.5,方表统计分析,8.5.1,McNemar,检验,双向有序且属性相同的,R,C,表有,R,C,，,称为方表（,square table）。,在诊断检验中，对水平数,3,的配伍设计问题，进行一致性（,agreement）,或吻合性检验，通常使用,McNemar,检验和,Kappa,检验,甲评估,的类别,乙评估的类别,合计,1,2,k,1,x,11,x,12,x,1c,m,1,2,x,21,x,22,x,2c,m,2,k,x,c1,x,c2,x,cc,m,c,合计,n,1,n,2,n,c,n,McNemar,检验用来检验配对方表中关于对角线两侧的计数值是否对称，如果不对称，则表示两个评估结果不一致的部分在一个方向的改变较另一个大。其检验假设为：,H,0,：,x,ij,x,ji,，,对于所有的,i,j,，,方表中关于对角线两侧的计数值对称，即两者吻合,df,k,(,k,1)/2,【例8.8】,某医院神经科对近三年收治的,96,例内囊出血病人的发生部位进行分析，发生于左侧者,55,例，右侧者,4,l,例，试问内囊出血是否好发在左侧,?,H,0,：,左发生率右发生率，,H,1,：,左发生率右发生率。,8.5.2,Kappa,检验,2,(,a-b,),2,(,a+b,)(55-41),2,(55+41)=2.042,P,0.1,可认为内囊出血左右两侧发生率无差别。,医药工作检查同一患者、同一,X,片、同一病理切片可能判断不一致。,Kappa,检验称一致性检验，,Kappa,值简记为,K,P,A,为实际观察到的一致率；,P,e,为期望一致率，称期望率，即两次检查结果由于偶然机会所造成一致率,估计其抽样误差大小的统计量为,Kappa,值的标准误，用符号,s,K,表示,Kappa,值在,1至1,之间，,K,值愈接近,1,，表明一致程度愈好。,K,1,说明两次判断的结果完全一致，,K,1,说明完全不一致，,K,0,说明两次检查结果很不一致。,K,0.75,可说明已经达到相当满意的一致程度，,K,0.4,可说明一致程度不够理想,Landis,和,Koch,对四格表提出,K,判断表,Kappa,值,一致性程度,0,弱,0.000.20,轻,0.210.40,尚好,0.410.60,中度,0.610.80,高度,0.811.00,极强,【例8.9】对100,例肠结核患者同时作临床诊断和,X,线诊断，推断两种方法诊断结果是否吻合；推断两种方法诊断结果是否一致；推断两种方法诊断结果间有无相关关系。,样本,K,值是否来自为零总体，,H,0,：,K,=0,【,DPS,操作,】,双向有序且属性相同,33,方表，按表输入数据，选分类数据统计菜单“,McNemar,检验及,Kappa,检验”命令,X,线诊断,临床诊断,合计,检,出,可疑,未,检,出,检,出,22,12,13,47,可疑,4,6,13,23,未,检,出,6,5,19,30,合计,32,23,45,100,McNemar,检验,卡方,=10.13450,df,=3,p=0.017457,Po=,0.4700,Pe,=,0.3383,Kappa值=,0.1990,标准误,=,0.0690,U=,2.8853,p=,0.0020,95%,的置信区间,0.0638,0.3342,99%,的置信区间,0.0213,0.3767,Fleiss,等的近似标准误,0.07428,95%,的置信区间,0.0534,0.3446,99%,的置信区间,0.0077,0.3904,McNemar,检验,H,0,：,临床诊断和,X,线诊断结果吻合；卡方,=10.13450,、,P,0.0175,0.05，,可以认为两法诊断结果不吻合,Kappa,检验,H,0,：,临床诊断和,X,线诊断的结果不具有一致性；,Kappa,值=0.1990,，,U,=2.8853,、,P,0.0020，,可认为两种方法诊断结果轻度一致。,【例8.10】用168,个血吸虫病肝纤维化病例进行回代检验，结果专家诊断为气虚血瘀的,78,例，判别模型诊断为气虚血瘀的,82,例，判别模型和专家诊断同诊断为气虚血瘀的,72,例。,专家诊断,判别模型诊断,合计,气虚血瘀,非气虚血瘀,气虚血瘀,72,6,78,非气虚血瘀,10,80,90,合 计,82,86,168,McNemar,检验,卡方,=0.5625,df,=1,p=0.4533,Po=,0.9048,Pe,=,0.5009,Kappa值=,0.8092,标准误,=,0.0771,U=,10.5004,p=,0.0000,McNemar,检验,H,0,：,两种诊断结果吻合；卡方,=0.5625,、,P,0.4533，,可以认为两诊断结果吻合。,Kappa,检验,H,0,：,两种诊断,结果不一致；,Kappa,值=,0.8092,，,U,=,10.5004、,P,0.0000，,可认为两种方法诊断结果一致。,【例8.11】,复方鱼腥草片合剂治疗老年性慢性支气管炎,100,例，第一疗程有效率为,60%,；第二疗程有效率为,75,。本例为两疗程疗效比较，为配对资料，这,100,例可有四种情况：两疗程均有效,50,例；第一疗程有效但第二疗程无效,25,例；第一疗程无效而第二疗程有效,10,例；第一、二疗程均无效,15,例。,第一疗程,第二疗程,合计,有效,无效,有效,50,10,60,无效,35,5,40,合计,85,15,100,McNemar,检验,卡方,=12.80000,df,=1,p=0.000347,Po=,0.5500,Pe,=,0.5700,Kappa值=,-0.0465,标准误,=,0.0814,U=,-0.5717,p=,0.7162,McNemar,检验,H,0,：,两个疗程的疗效与一个疗程的疗效相同；卡方,=12.8000,、,P,0.0003，,可以认为两个疗程的疗效高于一个疗程。,Kappa,检验,H,0,：,两个疗程的疗效与一个疗程的疗效不一致；,Kappa,值=-0.0465,，,U,=-0.5717,、,P,0.7162，,可以认为两个疗程的疗效与一个疗程不一致。,两两比较的方法有,2,分割法、改变检验水准,8.6,两两比较,8.6.1,2,分割法,1,k,表的,2,分割,2,分割法是利用,2,值的可加性原理，把原,RC,表分割为若干个分割表，这些分割表的自由度之和等于原,RC,表的自由度，其,2,值之和十分接近原来,RC,表的,2,值。,【例8.12】,观察某省三个地区的花生污染黄曲霉毒素的情况，试比较三个地区污染率的差别情况：,地区,检验的样品数,合计,污染率,（,%,）,未污染,污染,甲,6,23,29,79.3,乙,30,14,44,31.8,丙,8,3,11,27.6,合计,44,40,84,47.6,H,0,：,三个地区花生黄曲霉毒素污染率相同；,2,17.907,；自由度,df,=2，,P,0.000。,拒绝,H,0,，,接受,H,1,，,认为三个地区花生的黄曲霉毒素污染率不同，有地区性差异。,地区,未污染数,污染数,合计,污染率（,%,）,2,双侧近似,P,值,乙,30,14,44,31.8,0.005,0.942,比较,1,丙,8,3,11,27.3,（,df,1）,合计,38,17,55,甲,6,23,29,79.3,17.834,0.000,比较,2,乙+,丙,38,17,55,30.9,（,df,1）,合计,44,40,84,进一步作两两比较：由表,可见，乙、丙两地区污染率的差异最小，将其分割出来，作,2,检验。见表中的“比较,1”,，,2=0.005,，双侧近似,P,值,0.942,；所以可把乙、丙两样本合并后，再和甲地区比较，见中的“比较,2”,，,2=17.834,，双侧近似,P,值,0.000,。可认为甲地区与乙丙地区的花生污染率差异有统计学意义，甲地区较高。,分割计算表,中，两分割比较的自由度之和为,1+1=2,，它等于原表的自由度；两分割比较的,2,值之和为,17.839,，与原表计算出的,2值17.907,相近。这说明所采用的分割是正确的。若分割的自由度之和、,2,值之和，与原表不相符，则说明分割有误。,2,RC,表的,2,分割,【例8.13】,为研究血型与胃溃疡、胃癌的关系，,AB,型因例数过少而略去。推断血型与胃部疾病的构成有无差别。,血型,胃溃疡,胃癌,对照,合计,O,983,383,2892,4258,A,679,416,2625,3720,B,134,84,570,788,合计,1796,883,6087,8766,H,0,：,不同血型的胃部疾病构成无差别；,2,=87669832/(17964258)+3832/(8834258)+5702/(6087788)-1=40.543,自由度,df,=4，,P,0.05。,可以认为胃癌组与对照组构成差异无统计学意义。,故可将这两组合并后与胃溃疡组比。,血型,胃癌,对照,合计,O,383,2892,4258,A,416,2625,3720,B,84,570,788,合计,883,6087,8766,（）检验胃溃疡组与胃癌,+,对照组,A、B,型构成差别,2,=0.685,，自由度,df,=1，,P,=0.40800.05。,可以认为,A,型与,B,型构成差异无统计学意义。,故可以合并,A,型与,B,型构成。,血型,胃溃疡,胃癌,+,对照,合计,A,679,3041,3720,B,134,654,788,合计,813,3695,4508,（）检验胃溃疡组与胃癌,+,对照组,O，A+B,型构成的差别：,2,=34.298,，以,df,=1，,P,=0.0000.01，,可以认为胃溃疡组,O,型明显高于胃癌,+,对照组。,血型,胃溃疡,胃癌,+,对照,合计,O,983,3275,4258,A+B,813,3695,4508,合计,1796,6970,8766,8.6.2,改变检验水准法,1,多个实验组与同一对照组比较,2,检验拒绝,H,0,时，用四格表进行两两比较不能再用原来的检验水准,0.05,作为是否拒绝,H,0,的标准。需要重新规定检验水准,【例8.14】,筛选治疗精神抑郁症的药物，均与同一安慰剂作对照，问各种药物的效果,效果,安慰剂,药物,1,药物,2,药物,3,药物,4,药物,5,合计,改善,8,12,21,15,14,19,89,不变或恶化,22,18,9,15,16,11,91,合计,30,30,30,30,30,30,180,解,26,双向无序表，计算得到,2,14.78，,df,3，,P,0.05。,认为不同药物治疗抑郁症的效果有不同,各种药物分别和安慰剂比较（,H,0,：,药物与安慰剂效果同），此时应改变检验水准,为,药物,1,与安慰剂：,2,1.20，,df,1，,P,0.005，,0.05，,认为药物,1,治疗抑郁症无效,比较,改善,无效,合计,安慰剂,8,22,30,药物,1,12,18,30,合 计,20,40,60,类似，药物,2,与安慰剂比较：,2,11.28，,P,0.005,药物,3,与安慰剂比较：,2,3.45，,P,0.005,药物,4,与安慰剂比较：,2,2.58，,P,0.005,药物,5,与安慰剂比较：,2,8.15，,P,0.005,22,k,表多组间的两两比较,2,k,表多组间两两比较，需要对检验水准进行估计,六处理的两两比较进行,6(61)/215,次四格表的,2,检验，故检验水准,0.05/150.0033,df,k,1,8.7,同一样本多个构成比的比较,k,为构成比的个数；总样本含量,n,=,n,1,+,n,2,+,n,k,“,两两比较”的统计检验公式,【例8.15】,某医院对,332,例甲状腺患者进行手术针刺麻醉，试检验针麻效果的等级构成比是否相等,针麻效果,例数,构成比,153,46.08,132,39.76,25,7.53,22,6.63,合计,332,100.00,解,H,0,:,总体等级构成比相等,df,3，,P,0.01，,按,0.01,水准拒绝,H,0,，,认为针麻效果的总体等级构成比之间有差别。,需要进行,6,次四格表的,2,检验。故,0.05,时，两两比较的检验水准为,0.05/60.0083,，,2,0.0083,6.9676,比较组,(,n,i,n,j,),2,n,i,n,j,2,值,与,441,285,1.55,与,16384,178,92.04,与,17161,175,98.06,与,11449,157,72.92,与,12100,154,78.57,与,9,47,0.19,在总的,0.05,水准上，,级和,级、,级和,级，构成比的差别无统计学意义；而,级和,级、,级和,级、,级和,级、,级和,级，构成比的差别有统计学意义,样本率与总体率的比较，容量的双侧检验估计式为,8.8,定性分析样本含量估计,8.8.1,样本率与总体率的比较,单侧检验时，只要将公式中的双侧界值,u,/2,改为单侧界值,u,。,【例8.16】,用旧药治疗慢性胃炎的近控率为,30%,，现试验新药疗效，要求新药的近控率必须达到,50%,才能推广使用，取,0.05，0.1，,估计每组所需观察病例数。,故双侧检验时需,56,例，单侧检验时需,45,例。,8.8.2,两个独立样本率比较,单侧检验时，只要将公式中的双侧界值,u,/2,改为单侧界值,u,。,【例8.17】,某医师用,A、B,两种药治疗慢性胃炎，预试验得到,A,药显效率为,60%，,B,药显效率为,85%,，拟进一步正式试验，取,0.05，,0.1，,估计每组所需观察病例数。,故双侧检验时，每组需,68,例，共需,136,例。单侧检验时，每组需,55,例，共需,110,例。,