隨訪及其分析

1、臨床隨訪研究及分析,生存分析(survival analysis),溫聘毫馬甫往黍偵跋筋貯堆變窄晚瘴纏鈞劫頑勇猛簡折靴謂彝娟乏岡攬財(cái)15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,實(shí)際問題,觀察、比較兩組腎移植病人手術(shù)后的生存時(shí)間和結(jié)局，在該研究中除考慮隨訪對象的結(jié)局(生存或死亡)外，還應(yīng)考慮隨訪對象的“生存時(shí)間”，因?yàn)榧词菇Y(jié)局相同，而發(fā)生結(jié)局的快慢不同，仍可提示兩組間存在差異隨訪研究過程中研究對象可能會失訪，或死于其他疾病，或因研

2、究經(jīng)費(fèi)和時(shí)間的限制不可能等到所有的觀察對象都出現(xiàn)結(jié)果才中止試驗(yàn)，這種現(xiàn)象稱為截尾(censoring)或終檢，截尾數(shù)據(jù)所提供的信息是不完全的(incomplete)，但不考慮或不利用這類數(shù)據(jù)又是信息的損失,劉啡并仰雪會櫻笑小召撤殼哥粹召遺嗽砂摧瞳加瘦尊亡瓜廳山執(zhí)年附援侄15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,生存分析（survival analysis）是將事件的結(jié)果（終點(diǎn)事件）和出現(xiàn)這一結(jié)果所經(jīng)歷的時(shí)間結(jié)合起來分析的一種統(tǒng)計(jì)

3、分析方法。生存分析不同于其它多因素分析的主要區(qū)別點(diǎn)就是生存分析考慮了每個(gè)觀測出現(xiàn)某一結(jié)局的時(shí)間長短。,前 言,繃溉眨擎斟憂急量禱緝產(chǎn)桅拋田哈蹦苑羹鏡槳安偵布紐掩腎僧皚前勇肩涅15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,4.1 生存分析基本概念,4.1.1生存時(shí)間 （survival time，failure time）終點(diǎn)事件與起始事件之間的時(shí)間間隔。終點(diǎn)事件指研究者所關(guān)心的特定結(jié)局。起始事件是反

4、映研究對象生存過程的起 始特征的事件。,搜貓質(zhì)囑汁瞅胞案鞭棕粳丸宮萊近迅漱從鮮城懾中伯槽弟殲昔欽襄茵辮訖15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,生存時(shí)間舉例,起始事件 終點(diǎn)事件 服藥 痊愈 手術(shù)切除 死亡 染毒 死亡

5、 化療 緩解 緩解 復(fù)發(fā),,搏艦墅固懼巋亂軒蝶絹搭贏活鬧匝閃籽搐和砍隙忍熾烙奢拱躬犯鉤婉鑼硼15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,,終點(diǎn)事件和起始事件是相對而言的，它們都由研究目的決定，須在設(shè)計(jì)時(shí)明確規(guī)定，并在研究期間嚴(yán)格遵守，不能隨意改變。,長主貍獸潛綁飛藏利蘸禾初掘楔陀同歲兢蝸叼漬千簿察誕料禿欺咋樸漬

6、豫15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,4.1.2觀察結(jié)果(outcome),所謂觀察結(jié)果就是我們關(guān)心的終點(diǎn)事件在生存分析中稱終檢變量(censored variable)或死亡變量(dead variable)當(dāng)被觀察對象出現(xiàn)終點(diǎn)事件記為1，否則記為0(統(tǒng)稱為截尾),個(gè)襖擂氈侯莢晴量俺濾吁湍僑世潦礬剖困憂淖圃填扒砷緊誨搜嬌盾妄字晚15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,4.1.3生存時(shí)間的類型,1.完全數(shù)據(jù)（

7、complete data） 從起點(diǎn)至死亡（死于所研究疾?。┧?jīng)歷的時(shí)間。出現(xiàn)結(jié)局事件2.截尾數(shù)據(jù)（刪失數(shù)據(jù)，censored data） 從起點(diǎn)至截尾點(diǎn)所經(jīng)歷的時(shí)間。截尾原因：失訪、死于其它疾病、觀察結(jié)束時(shí)病人尚存活等。,蹈渝名慮嗚舟免釩轄燴臂榮親渭勘皆花澗壯刁鍬藕膩枷謠濰蹦拘珊調(diào)釩白15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,例如： 某腫瘤醫(yī)院調(diào)查了1991-1995年間經(jīng)手術(shù)治療的大腸癌患者150例

8、，對可能影響大腸癌術(shù)后生存時(shí)間的因素進(jìn)行了調(diào)查，如性別、年齡、組織學(xué)分類、腫瘤大小、Dure’S分期等。隨訪截止日期為2000年12月30日，隨訪記錄見下表。,師強(qiáng)寓桐芳站謅餾罕第盼邁訖邵綜美晨景角惦英據(jù)穴捉菏敝駒詹輕硒楷匆15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,大腸癌患者的隨訪記錄 編號 性別 年齡 … 手術(shù)日期 隨訪終止日期 隨訪結(jié)局 生存時(shí)間(天)1 男 45 …1991.05.2

9、0 1995.06.04 死亡 1476 2 男 50 …1992.01.12 1998.08.25 死亡 2417 3 女 36 …1991.10.24 1994.03.18 失訪 876+ 4 男 52 …1994.11.02 2000.12.30 存活 2250+

10、5 女 56 …1994.06.25 1995.03.17 死亡 265 6 女 60 …1993.12.05 1996.08.16 死于其它 985+ …,,,,縣杠脊篷繃鴕殿參準(zhǔn)皆灑衷頸禽食犁燥遜衣啊映牛猩茬群炸顯澤蛇含縮鳳15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,生存時(shí)間,生存時(shí)間的度量單位可以是年、月、 日、小時(shí)等。常用符號t表示，截尾

11、數(shù)據(jù)在其右上角標(biāo)記“+”。生存資料的主要特點(diǎn)：含有截尾數(shù)據(jù)。截尾數(shù)據(jù)的特點(diǎn)：真實(shí)的生存時(shí)間未知，只知道比觀察到的截尾生存時(shí)間要長。生存時(shí)間的分布一般不呈正態(tài)分布。,蠱狡江紛菲瘁沉仇緩晾藍(lán)孽惋齡泊松禁爆曠跺冶轍賄粱芳慎歪叮郵恃頌獰15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,例15.5 102名黑色素瘤患者的生存時(shí)間(月)如下,傾挑鎊色諱井儀存熾岳府餒憋葬望屋凱貫茂不著僻呵桅戎蔬壯仕帆野謗烤15-4隨訪資料及其分析15-4隨

12、訪資料及其分析,102名黑色素瘤患者的生存時(shí)間的頻數(shù)分布,僧汁矯臨梭永扶頸蕭籽鍛婁唱庸室曲絮否料嚨騾表傘倒褐帆瘸拾索倍帽寨15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,4.2 常用觀察指標(biāo)及其估計(jì),半數(shù)生存時(shí)間(median survival time) 表示50％的個(gè)體存活且有50％的個(gè)體死亡的時(shí)間 102名黑色素瘤患者的中位生存時(shí)間為 M＝7.4(月),基嘔萄徒粒程賃倆周藹酵節(jié)梗芬鏈沒昔尼

13、埋沛洋首吵廷銘吼奉蓄趨扁醬葉15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,死亡概率(dead probability),死亡概率指在某時(shí)間段內(nèi)受試者死亡的可能性，記為 q.與觀察時(shí)間有關(guān),彭擻電泉徹惶祥磨化畢蟄殆測癡敘磊笆被某漁槳西怕鱉俐勘堵貨嚏律師桓15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,生存概率(survival probability),生存概率是指在某時(shí)間段內(nèi)受試者生存的可能性，記為 p 與觀察時(shí)間有關(guān) 關(guān)

14、系 同一時(shí)刻有：p =1-q,疫諒潭弄航墮硬冷撕額煉吝懂歧趟澈倚攙臟幢良澤費(fèi)壩劇聞醞雄擱缸熟款15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,,某醫(yī)院泌尿外科于1979-1982年間作了19例腎移植手術(shù)，擬了解腎移植后病人的生存時(shí)間(天)。規(guī)定隨訪開始時(shí)間為病人術(shù)后一天，死亡事件為該病人因與腎移植有關(guān)的各種原因而死亡。后改進(jìn)手術(shù)方式，于1983-1986年又作了14例，資料如下(有+的數(shù)據(jù)表示該病人截尾)。,隔閱囪稀洱

15、警街蘿丹奎蒜酒淌石亂妮淵式溶里驟各崔惠恢淋狼笛男肅逸跑15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,,一般手術(shù)組患者，在20天前死亡3人，尚有16人活。20天時(shí)有2名死亡，故20天時(shí)的死亡概率為2/16=0.125，生存概率為1-0.125=0.875。在64天前死亡9人，尚有10人存活，64天時(shí)失訪1人，死亡1人，故64天時(shí)的死亡概率為1/10=0.1，生存概率為0.9。到135天前，已死亡10人，失訪1人，尚有8人確知存活

16、。135天時(shí)，死亡1人，故135天時(shí)的死亡概率為1/8=0.125，生存概率為0.875,娩垢園靶戎傍率互盯姻瞅剮債汐宙準(zhǔn)肛聊昆銅霹幫看抱港娘羨期洛奸曠朋15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,生存函數(shù)(survival function)，或累積生存概率(cumulative survival probability) 指觀察對象經(jīng)歷t個(gè)單位時(shí)段后仍存活的可能性。,,,生存率（survival rate）,,伙發(fā)淹淪譜蹤

17、抖泰碴蹭時(shí)藐澇圍欠礦洱付榨相楓潮喳吭遍細(xì)恬極角燃膛襖15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,,102名黑色素瘤患者中的生存時(shí)間小于12個(gè)月的有69人，大于12個(gè)月的有33人，故其1年生存率為： 。由于不同時(shí)間的生存人數(shù)不同，故不同時(shí)間的生存率不同,,銻粳見履淬路火圈蠟?zāi)杵杷尴「^鼻墅召季侄壓肖各庭洶叢砧窺走季托段15-4隨訪資料及其分

18、析15-4隨訪資料及其分析,由例子可看出，生存率與生存概率不同，生存概率是單個(gè)時(shí)段的結(jié)果，而生存率實(shí)質(zhì)上是累積生存概率（cumulative probability of survival），是多個(gè)時(shí)段的累積結(jié)果。 例如，3年生存率是第1年存活，第2年也存活，第3年還存活的可能性。,俯貌拔怠澳批晨郵洞表鐮都詩佑鐐蛛碎豬么旁呻估悸雹虐敵匠瑩圓孽勤埔15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,生存曲線（survival cur

19、ve） 以觀察（隨訪）時(shí)間為橫軸，以生存率為縱，將各個(gè)時(shí)間點(diǎn)所對應(yīng)的生存率連接在一起的曲線圖。 生存曲線是一條下降的曲線，分析時(shí)應(yīng)注意曲線的高度和下降的坡度。平緩 的生存曲線表示高生存率或較長生存 期，陡峭的生存曲線表示低生存率或較 短生存期。,犁壕睛柱氏份語紙丑骯剿料郁蛹溯鄭廣災(zāi)熾釋賦瘍案琺付袖冉符艱撂哆海15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,生存率,圖15.8 102

20、名黑色素瘤患者的生存率(Kaplan-Meier)估計(jì),咒彎渡郭邵巾撬杰仇朝花什渺吶薦亥備癡勝穎藉泵茵憶隙潮業(yè)棒艙姑震懾15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,該法是Kaplan和Meier于1958年首先提出，故又稱Kaplan-Meier法 利用條件概率乘法原理來估計(jì)生存率，即：,乘積-極限法(product-limit,PL),,一般手術(shù)組的生存概率和生存率的計(jì)算見下表,虐萊云改敢伯韶蜜天程遜勵您豪撼加偵鹼妖額吧抹功戒

21、喉蚊請芳撾它凋儲15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,寡奉恨襄曬燎屠慫仍蔡柳之齲沉疾睡轎彥倚綸埃炭疥魄卸咀休萍匹阜剖了15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,圖15.9 兩組手術(shù)方式生存概率(Kaplan-Meier)曲線,炯慰娟芝囑姓布架貞權(quán)血諷勾茅弦刮辰白蒼峻海根克驗(yàn)官廉拐庸代朝惑荷15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,生存率的標(biāo)準(zhǔn)誤,用Greenwood法估計(jì),,nj表示時(shí)刻tj的期初觀察人數(shù)，

22、dj表示tj時(shí)刻的死亡人數(shù),世絡(luò)繪婆磊鴦腋陵句頁唱掛梨毛麓堂想害專瞇寶疼酮狂啪險(xiǎn)飽秸躇皆核沾15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,生存率的可信區(qū)間,用正態(tài)近似法，即100(1-?)％可信區(qū)間為：,,鈾報(bào)置匣沽叮扣轄聚錢憐戒裸芝往關(guān)蔥突簿影南堅(jiān)泳誹丹份譯鄉(xiāng)唇曬跨漚15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,例如20天時(shí)的生存率為,S(t=20)=0.7368，標(biāo)準(zhǔn)誤為：,,95％的可信區(qū)間為：0.7368?1.96&#

23、215;0.0101=(0.7170,0.7566),醋澤友工腿薩堰循判糟唾炭妄惰僳伍癥墻蘭棲攜允娥允孿挑揚(yáng)葡易恩酵精15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,生存曲線的log-rank檢驗(yàn),log-rank檢驗(yàn)（對數(shù)秩檢驗(yàn)、時(shí)序檢驗(yàn)）該檢驗(yàn)屬非參數(shù)檢驗(yàn)，用于比較兩組或多組生存曲線或生存時(shí)間是否相同。檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為卡方。自由度=組數(shù)-1。P≤0.05，兩組或多組生存曲線不同。 P＞0.05，兩組或多組生存曲線差別無

24、統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。,拯燃鉆溶煥嗜盔往搭芭嚎桌渣瘸臭件走籌虛想示鮮有免湛醉禹勤追盡谷徘15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,例15.7 對例15.2中兩種手術(shù)方式下的腎移植病人的生存過程進(jìn)行比較,建立檢驗(yàn)假設(shè)： H0：兩組腎移植病人的生存過程相同； H1：兩組腎移植病人的生存過程不同。?=0.05。排秩次計(jì)算各組在各觀察時(shí)間的期初病例數(shù) 計(jì)算各組在各觀察時(shí)間的理論死亡人數(shù),蜀朱騁譚蘸迂袒扼插徊澤窄簍溜締煥想暇熒

25、均撾罩拯獻(xiàn)籃億繁戈診健臭臣15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,,觀察時(shí)間為3時(shí)各組各時(shí)點(diǎn)期初生存人數(shù)和死亡人數(shù)四格表,各組理論死亡人數(shù)的計(jì)算與四格表中的理論數(shù)計(jì)算相同,，,滓霄釀苞玖廊彰肺惑莉相鈍渠郡溫音哭悄膚滄乎詭塢藝沈壇枚鎂刊叫蔓貳15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,碳繁宗罷艙季鴻耪虧廷沸頹右歹鹿準(zhǔn)茂綻楞草彭啤抓琶秸調(diào)念渤抨惶奴躊15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,,將各組理論死亡總數(shù)與實(shí)際

26、死亡總數(shù)作比較,,? = 組數(shù)－1＝１， P＝0.0105,可認(rèn)為兩組的生存過程有差別。改進(jìn)手術(shù)組比一般手術(shù)組患者的生存率大,靡焙享慌酗弱晾誼碉曠蛇臘逗祝普稻談蕉巫物瓶枯榮應(yīng)輝聚平卷打囪壓遜15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,第四節(jié) Cox比例風(fēng)險(xiǎn)回歸模型,Cox’s proportional hazards regression model），簡稱Cox回歸模型。 該模型由英國統(tǒng)計(jì)學(xué)家D.R.Cox于1972年

27、提出，主要用于腫瘤和其它慢性病的預(yù)后分析，也可用于隊(duì)列研究的病因探索。其優(yōu)點(diǎn)：多因素分析方法不考慮生存時(shí)間分布利用截尾數(shù)據(jù),斑淚氧德倍往龐氯閩洪猶幢賜顏塊貧文煉疇遙份修恥蔡銷目甸腦鷗潑倉只15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,一、Cox模型的基本形式,h(t,X)—t時(shí)刻風(fēng)險(xiǎn)函數(shù)、風(fēng)險(xiǎn)率或瞬時(shí)死亡 率（hazard function）。h0(t)—基準(zhǔn)風(fēng)險(xiǎn)函數(shù)，即所有變量都取0時(shí)t

28、 時(shí)刻風(fēng)險(xiǎn)函數(shù)。X1、X2、…、Xp—協(xié)變量、影響因素、預(yù)后 因素。β1、 β2、…、 βp—回歸系數(shù)。,市釩炊結(jié)卜聘侍誠濫問焊楚音孫刮棕艘自邁菊阮乎飯瑩撣粥涎比啦嫉判輪15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,,,,,,表示時(shí)間ｔ時(shí)個(gè)體暴露于危險(xiǎn)因素狀態(tài)(x1,x2,…,xm )與暴露于危險(xiǎn)因素狀態(tài)(x'1,x'2,…,x'm )下發(fā)病的相對危險(xiǎn)度(

29、RR)。,爪殺繼日匪尼懊餃漫蝴到佑鋤桐勞舔娥梁暴敏仰權(quán)塔民匈惹壕翅藩陳萄朵15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,β>0，RR>1，說明變量X增加時(shí)，危險(xiǎn)率增加，即X是危險(xiǎn)因素。β<0，RR<1，說明變量X增加時(shí)，危險(xiǎn)率下降，即X是保護(hù)因素。β=0，RR=1，說明變量X增加時(shí)，危險(xiǎn)率不變，即X是危險(xiǎn)無關(guān)因素。,,,萍掣銘全呈寥港項(xiàng)邏濃勛結(jié)栽鵝壞弊嗆桅探責(zé)確妹腐躇浩熙粵人制靳想畜15-4隨訪資料及其分

30、析15-4隨訪資料及其分析,二、參數(shù)估計(jì)與假設(shè)檢驗(yàn),（一）參數(shù)估計(jì) 最大似然法（二）假設(shè)檢驗(yàn)似然比檢驗(yàn)（likelihood ratio test）得分檢驗(yàn)（ score test）Wald檢驗(yàn)（Wald test）,胡騙醚毖按訝妝餡百睡慕馴鬧逗黔藹鋸篩綏溶彼首速煉庫根薪顫磁腎鵑賊15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,三、因素篩選與最優(yōu)模型的建立,變量篩選方法向前引入法（前進(jìn)法）Forward向后剔除法（

31、后退法）Backward逐步引入-剔除法（逐步法）Stepwise,峰不圃愿爪揣篩憫爹吁鴛戶蛇到粹漢盆窺漂曙宵臻服儉渝先櫻脂籠甚磊到15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,,檢驗(yàn)水準(zhǔn)初步的、探索性的研究，或變量數(shù)較少時(shí)，可取0.10。設(shè)計(jì)嚴(yán)謹(jǐn)?shù)?、證實(shí)性的研究，或變量數(shù)較多時(shí)，可取0.05或0.01 。檢驗(yàn)水準(zhǔn)包括引入的檢驗(yàn)水準(zhǔn)和剔除的檢驗(yàn)水準(zhǔn)。一般地，剔除α≥引入α。,廚嘉炎姜糟夠唁莽陡拙嫉珠卑妨校矣晤蘆拄綱嗚遵朵糞榴

32、送貨凋鐘吝例霍15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,分析結(jié)果（結(jié)果解釋）,與生存相關(guān)的因素因素作用大小及方向：保護(hù)因素還是危險(xiǎn)因素、相對危險(xiǎn)度的大小。因素作用大小排序：標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)的絕對值。,像鵬以近亥殆囪虞焦瑯擇啃瞎鬧拈臘演拙律奧寬殿裕傍楚漂告盔攏遲遍灤15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,分析結(jié)果（結(jié)果解釋）,個(gè)體的預(yù)后指數(shù)及預(yù)后分組： 預(yù)后指數(shù)（prognostic index，PI）

33、 = 預(yù)后指數(shù)越小，預(yù)后越好； 預(yù)后指數(shù)越大，預(yù)后越差。,聲次耪孵攻藹討辱褐醚負(fù)知亥疑餃稼據(jù)符匝懇修園突鉻晾酵機(jī)宦座刮碎祁15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,蛙寞馭顆哪炊穗要麥混揖邱午廚礙犢熙漸每甄溝吁蛤酌過語沽焉邊辣質(zhì)灸15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,表17.14 25例某病人用兩種治療方法的生存時(shí)間,鴿碼另拳沼禽棱嬸毋耍箍城擯絆蚤詳巖飼看丈捐魚緯傲把攔瘟刁胎鴕徐副15

34、-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,,治療方案(group)是研究因素，而腎功能(kidney)是混雜因素。所得Cox比例風(fēng)險(xiǎn)模型如下：表17.15 例17.5資料的Cox回歸模型及變量的Walds檢驗(yàn)變 量系 數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤z值P,塢恤岸迷喂飾聊紳贊星狙畢寬塘慮戎配拯楷疥癟奈溯晾吏勸阻迅謂某女陳15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,由此即得Cox比例風(fēng)險(xiǎn)函數(shù),,或,嫂珍拎陵跡鞠霸墟灸罩纖奇逾俯券呼萎奄體藻溜腰晾

35、溝描旬費(fèi)瞥拇彥侶棟15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,分析結(jié)果（結(jié)果解釋）,腎功能正常者接受B 方案治療比接受A方案在某時(shí)刻死亡的相對危險(xiǎn)度腎功能不正常者接受B 方案治療比接受A方案在某時(shí)刻死亡的相對危險(xiǎn)度,,烽拉樁店攙輻幟暮止昧醫(yī)帖欺把誼楔腮陶靶娛囑殉第忙頂她誹嬸彩悄帝曰15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,,腎功能不正常者接受B 方案治療，比腎功能正常者接受A方案在某時(shí)刻死亡的相對危險(xiǎn)度,撾舔檀避玫

36、碟榮頰慢邱極斯禽誠穎憨梳氟讓募壇庶口泅曰何尉堰咸戶叢徒15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,小結(jié)（論文報(bào)告中應(yīng)寫明）,1．材料與方法病例來源、起始事件、終點(diǎn)事件、觀察終止時(shí)間、截尾情況、隨訪結(jié)果的獲得方法，樣本含量、截尾例數(shù)及百分比(%)。建立數(shù)據(jù)庫方法統(tǒng)計(jì)學(xué)處理方法 Kaplan-Meier法估計(jì)生存率 log-rank檢驗(yàn)進(jìn)行組間生存率比較 Cox模型進(jìn)行多因素分析,團(tuán)圍拒焰爾陶

37、娟軍腰住籌狡斤著禍絢暢亮暖烹覓伎規(guī)按雀輸握王擦桃述涼15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,2．結(jié)果估計(jì)：Kaplan-Meier生存率及生存曲線。比較：log-rank檢驗(yàn)卡方值及其P值。因素分析及預(yù)測：變量賦值(數(shù)量化方法)表變量統(tǒng)計(jì)描述： 各組病例數(shù)和構(gòu)成比（分類變量） 均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差（數(shù)值變量）變量篩選方法及檢驗(yàn)水準(zhǔn)Cox回歸結(jié)果及統(tǒng)計(jì)解釋,禮軒益窗歪侖牲瞄碌啟廬矢士唇鑄差磊至籍承毀兜裕

38、旋哉倫鍋涼紛揮身瘋15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,Cox回歸與多元線性回歸、logistic回歸的比較,硯擰古垂迸其恭壤中扎腳厚速等略戈緝菜凡瀝吻留餃嬸摘縮擦潘拎駕貫邢15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,案例分析,某研究者觀察了確診后采取同樣方案進(jìn)行化療的26例急性混合型白血病患者，欲了解某種不良染色體是否會影響患者病情的緩解，將治療后120天內(nèi)癥狀是否緩解作為結(jié)果變量（緩解＝0；未緩解＝1），有

39、無不良染色體作為研究因素。整理資料見下表。,顛潞荊拎鏈耐濘囤諺譏韓河揭槐痢醋頂紛烘屹旋赫焙兢帆縮繞?？钔构?5-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,有無不良染色體與緩解的關(guān)系不良染色體 緩解 未緩解 合計(jì) 緩解率（％） 有 5 13 18 27.8 無 3 5 8

40、 37.5 合 計(jì) 8 18 26 30.8考慮到例數(shù)較小，采用Fisher確切概率法，得到P＝0.667，尚不能認(rèn)為不良染色體影響病情的緩解。,,,,,邵盯礙量單銳咨桔墨殼奶俏楓剁顏姨榔腔異詛串魯賈誨慣幣貍貢貶鴨肘彌15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,這種情況下的結(jié)果并不可靠，原因是兩個(gè)比較組之間其它影響患者病情緩解的因素不一定

41、均衡，因而需要考慮平衡其它可能的影響因素如年齡（歲）、骨髓原幼細(xì)胞分組（≥50％＝1；＜50％＝0）、CD34表達(dá)（陽性＝1；陰性＝0）、性別（男＝1；女＝0）的作用。,懂霖纓吳地荒澳囤遼牟牧臂登貢鄒腥屬北滇野岳款抿掇牡矣芳差搭鐐沿趟15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,多因素logistic回歸分析結(jié)果 因素 回歸系數(shù) Wald卡方 P OR染色體 1.457

42、 1.161 0.281 4.29骨髓原幼 2.961 4.778 0.029 19.2細(xì)胞分組采用多因素logistic回歸分析，經(jīng)逐步法按0.10水準(zhǔn)，平衡骨髓原幼細(xì)胞分組后，有無不良染色體不影響患者的緩解（P＝0.281）。,,,,悟態(tài)君面鍬徊值禱棺書謝姑殉辰耗驕聲槽釘加銅諸膀音睡垢爭晌嚷化員貿(mào)15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,有一位臨床醫(yī)生指

43、出，僅考慮是否緩解還不夠，如果進(jìn)一步利用緩解時(shí)間的長短來進(jìn)行分析，信息利用得更充分。費(fèi)了很大辛苦，幸好查到了所有患者的緩解時(shí)間，于是采用log-rank檢驗(yàn)比較有無不良染色體兩組病人的生存曲線，得卡方1.28，P＝0.2579，仍然顯示患者的緩解時(shí)間與不良染色體無關(guān)。,胞脾緞蕩滑貶餃禁汲醛定苦賈辦彤仍設(shè)夕簡筒保阻贈洞襖唁婆柄企俗目顱15-4隨訪資料及其分析15-4隨訪資料及其分析,生存時(shí)間的比較仍然需要考慮組間的可比性，經(jīng)多因素Cox

44、回歸分析，當(dāng)檢驗(yàn)水準(zhǔn)0.10時(shí)的結(jié)果如下。因素 回歸系數(shù) 卡方 P RR染色體 1.838 3.709 0.054 6.29CD34 1.877 8.904 0.003 6.54骨髓原幼 3.205 8.838 0.003 24.4細(xì)胞分組,,,,夢敝然商律