李克
目的介绍改进的灰色多层次综合评判法，并用此法对医院临床科室的综合效益进行评价。方法将文献〔4〕提出的灰关联分析法经过改进，并分层给出相应的权重，综合出改进的灰色多层次综合评判法。结果给出了四个临床科室的分层排序和综合排序，从而指出各科室的长处和不足。结论认为该方法不仅具有科学性、可行性，且易于接受。
作者：秦侠；胡志；江启成；姜文 刊期： 2001年第01期
本文对我院1974～1998年的死因资料进行了统计分析。资料与方法 1.资料来源于1974～1998年原始住院死亡登记表疾病分类报表及相关病案。 2.统计方法：1974～1986年采用卫生部规定的疾病死因分类编码；1987～1998年采用WHO规定的国际疾病分类(ICD-9)编码。将1974～1998年死亡资料分四个时期1974～1980，1981～1986，1987～1992，1993～1998年进行比较分析。结果与分析 1.病死率：25年间共收治病人297 393例，死亡7 011例，病死率为2.36%。经χ2检验(χ2=0.2921，P＞0.05)，四个时期病死率差异无统计学意义。 2.主要死因分类见表1。
作者：周绚 刊期： 2001年第01期
本文应用戈早川等导出的一种新的灰色关联分析法〔1〕来评价武威南铁路地区1996～1999年计划免疫工作质量，效果满意。资料与方法 资料来源于1996～1999年计划免疫报表，强化免疫活动报表，接种率调查资料及传染病报告登记资料。 灰关联度的计算采用如下步骤： 1.计算差序列并找出大(小)绝对差
作者：米登书 刊期： 2001年第01期
目的探讨如何对Cox模型成比例危险性假设进行检验，以及协变量与危险函数之间非成比例危险性的解决方法。方法以Ⅲc期卵巢浆液性囊腺癌数据为例，用图形法对影响Ⅲc期卵巢浆液性囊腺癌生存时间的预后因素，做了成比例危险性假设的检验。结果术前一般状态这一预后因素违背了成比例危险性假设。结论在应用Cox模型时，检验预后因素是否违背成比例危险性假设应当引起重视。
作者：马传栋；董卫 刊期： 2001年第01期
为了解我院住院病人的病种来源，更好地为加强各专科建设提供参考数据，现将我院住院疾病分类的前10类病种构成进行分析。资料与方法 经过微机处理输出的卫统12表《医院住院病人疾病分类及疗效、疗程、费用》报表，对1990～1999出院病人，采用ICD-9编码为标准进行分类(表1)。结果与分析 从各年度的疾病分类构成可见，顺位第一的是妊娠分娩和产褥期并发症，从1990年的46.8％降至1999年的37％，是因我院1994年开始，内科设立了呼吸、消化、心血管、神经内科，外科设立了普外、脑泌、骨外科等专科，扩大了收治病人的范围，各专科的病人逐年增多，导致该病种构成比降低了将近10个百分点，而该类病人绝对数并没减少。
作者：罗丽珍 刊期： 2001年第01期
医学研究领域中，常见到重复测量(Repeated Measurements，RM)数据。重复测量因素各水平间往往存在自相关性，而常规统计分析方法需满足数据间的独立性。重复测量设计中的研究因素分为重复测量因素(within-subject factor，即“组内因素”)和处理因素(between-subject factor，即“组间因素”)，按所含重复测量因素的个数分为单因素重复测量(One-way Repeated Measurements)设计和多因素重复测量(Multi-way Repeated Measurements)设计〔1〕。单因素重复测量资料的分析方法目前国内已有报道，多采用一元裂区方差分析〔2，3〕。多因素重复测量分析方法类似于单因素重复测量，但由于增加了重复测量因素的个数，从而增加了分析的复杂性。本文以含两个重复测量因素和一个处理因素的资料为例说明多因素重复测量的一元裂区方差分析及其校正。
作者：李贤；刘桂芬；何大卫 刊期： 2001年第01期
对于在生命科学中广泛应用的非线性动力学模型(Michaelis-Menten模型)：-(dC)/(dt)=(VmC)/(Km+C)(1) 若令y=-(dC)/(dt)，x=(1)/(C)，A=(1)/(Vm)，B=(Km)/(Vm)，则可以将(1)式转化为如下方程：y=(1)/(A+Bx)(2) 为了求出参数A和B，从而求出Vm和Km，通常采用代换Y=(1)/(y)，将(2)式转化为如下的方程Y=A+Bx(3) 根据原始数据，用小二乘法，就可以从(3)式中求出参数A和B，进而求出Vm和Km，得到(1)的近似回归方程。
作者：姚莉；张世强 刊期： 2001年第01期
余弦模型和圆形分布方法是常用的季节性统计分析方法，广泛应用于疾病或健康事件的医学周期性现象的研究中。故又被称为周期性回归分析。由于这两种方法的基本计算方法相同，结果一致，均可求分布高峰时点和集中趋势值，且算式简单，A值和r值可相互求得。余弦模型还可作拟合效果分析和预测。因此，在实际工作中更具优越性和实用价值。但在应用中常有时间区间估计不一致，结果分析不准确，或把余弦模型和圆形分布方法视为两种不同的方法等。我们在研究中已进行了深入的探讨并给予更正，但不同样本平均值及集中趋势的显著性检验分析尚需进一步讨论。方法 1.不同样本平均角( )差别显著性检验用Watson和Williams提出的F检验。 2.不同样本集中趋势(r)的大小与其样本平均角可信区间( ±s)的大小呈负相关，其差别的显著性检验方法可用χ2检验，全年为365天，按角度为360度。
作者：刘飚；郭玉铭；李东明；王素丽 刊期： 2001年第01期
手术病人的切口愈合，按照目前住院病案首页填写的要求分为甲、乙、丙三级。而判定一例手术切口愈合结果只有在拆线后才能得到结果，手术后死亡病人有的并没有达到拆线所需要的时间，只是停留在切口愈合过程中的某一期，因而无法判定切口愈合的情况。目前还没有制定一个统一的标准来规定如何分类和填报手术后未拆线的死亡病人的切口愈合情况。所以在住院病案首页的切口愈合一项中，填写的是五花八门。这既不符合客观实际情况，也给医院统计带来一定的影响，因而需要制定一个统一的标准，进而使之系统和规范化。 一、手术切口愈合的过程 手术切口愈合的过程可分为三阶段：(1)炎症反应期，(2)修复期，(3)愈合期。一般手术切口4天以内主要靠缝线维持张力。在6～7天形成较牢固愈合后，才可拆线。 二、手术切口愈合的分类 我们目前把手术切口愈合的情况分为三类：(1)甲级：愈合良好，即没有不良反映的初级愈合。(2)乙级：愈合欠佳，即愈合有缺点，但切口未化脓。为了反映愈合欠佳具体情况，可备注说明，如血肿、积液、皮肤坏死、切口破裂等。(3)丙级：切口化脓，即因化脓需要将缝合的切口分开或切口引流〔1〕。 三、手术后死亡病人切口愈合情况的填报 目前在住院手术后死亡病人的病案首页的切口愈合一栏中，填报的是各种各样。如有甲级、乙级、丙级的，还有填报的是未拆线，也有的填报死亡或空项不填报。针对上述情况，我们调查发现，在手术后死亡病人的病案首页中，填报甲级、乙级或丙级的临床医生中，有的认为可以根据死亡病人所发生的疾病病情及切口情况，进行推理判断，按可能发生发展的趋势来填报，如：急性化脓性腹膜炎，临床医生就填报乙级或丙级；腹部闭合性损伤肝、脾破裂，就填报甲级。还有的临床医生为了使病案首页在填写上不空项，而随意填报一个。在填报未拆线、死亡和未填报的死亡病案中，临床医生认为，目前还没有这类情况的分类标准，所以只能这样进行填报。以上现象在各个医院都可以遇到和存在。 四、手术切口分类对医院统计的影响 手术切口愈合分类的正确于否，对无菌手术切口感染率的计算会产生一定的影响〔2〕。因为由于在判定切口愈合情况时的不准确，把手术后死亡时间在6～7天以内的切口愈合填报成甲级、乙级、丙级、未拆线、死亡或空项，而实际上这些手术后死亡病人的切口还没有拆线。这就会在统计出现偏差。如我们医院每年手术后死亡的病人例数，占总手术例数的0.5％左右，而目前对三级甲等医院所要求的标准是无菌手术切口感染率应小于0.5％。因而在进行统计计算时，有10例左右的病案在填报上出现错误，就有可能使无菌手术切口感染率超出规定的标准。 综上所述，手术后死亡病人的切口愈合在填写标准上，应建立一个新的分类标推，以便客观实际的反映出那些还未拆线的手术后死亡病人的切口愈合情况，使病案首页的填写统一规范。这样既解决了临床医生在遇到此类情况时，因没有一个统一的分类标准而无法填写的困扰，同时也可使在进行无菌手术切口感染率统计时，把那些手术后切口未拆线的的死亡病人例数从手术总例数分离出来，从而减小无菌手术切口感染率的偏差。目前全国都在使用统一的病案首页，有关部门应尽快制定出一个既科学又符合客观实际的新的分类标准。笔者认为，鉴于目前各个医院的病案首页正在或正谁备进行计算机管理，所以，对手术后未拆线的死亡病人的切口愈合分类标准，以在原手术切口愈合分类标准的基础上，再增加一个新的分类标准为宜，如设立丁级，以表示未拆线切口为宜。
作者：戚鹏 刊期： 2001年第01期
本文对新疆阿勒泰地区人民医院1985～1994年10年住院死亡病例进行分析，以了解边远少数民族地区住院患者不同疾病的病死率。资料来源与方法 根据医院统计报表和逐月出院登记查出死亡病例并与原妈病案核对，分别统计出院病人的民族、年龄、性别、第一诊断，死亡病例登记死亡原因。疾病诊断统一按《国际疾病分类》(ICD-9)统计。 根据资料计算不同民族、不同性别、不同疾病分类的病死率。病死率的显著性检验用2×C表的χ2检验，P＜0.05有显著性意义。结果与分析 1985～1994年10年中本院共收治住院病人59368人次，同期住院患者死亡681人，占1.15%。 1.不同民族、性别住院患者的病死率(表1)：
作者：张明涛；杨瑞丽；郭建华 刊期： 2001年第01期
本文采用多因素Cox模型对我院收治的242例大肠癌进行多因素综合分析，以探讨影响大肠癌生存期的主要因素。资料与方法 1.临床资料病例来源于我院1988～1994年收治的大肠癌病例。对所有病例进行随访，以确定其生存期，调查截止日期为1999年6月30日，得到有效病例242例，所有病例均经病理诊断，随访率为93.4％。其中男性158例，女性84例，结肠癌83例，直肠癌159例。 2.方法本组病例所分析的预后因素为性别、年龄、病种、家族史、卡氏评分、肿瘤长度、病理类型、治疗方法、CEA、转移部位、Duke′s分期、三个月内体重减轻，将各因子有关资料进行量化赋值，死亡病例为截尾数据，存活或失访病例以未截尾数据处理，所有资料输入电子计算机。运用SPSS软件包采用Kaplan-Meier法进行单因素分析，采用Cox模型进行多因素分析。
作者：郭福榕 刊期： 2001年第01期
医学试验中的纵向数据是指对观察对象按时间顺序进行重复测量所获得的资料。由于纵向研究能增加分析效能并能提高模型的稳健性〔1，2〕，近年来，这类数据越来越多地出现在临床随机试验中〔3〕。SAS软件中的FIRST和LAST两个内部逻辑变量在纵向数据的分析中具有重要作用，但在目前有关的SAS统计学教材中却未见对其进行介绍。本文以某药治疗原发性高血压研究为例，说明这两个内部逻辑变量的概念及应用。为简单起见，表1只给出了3例病人的重复测量结果及FIRST和LAST变量的取值。
作者：刘沛；王灿楠 刊期： 2001年第01期
为探讨心脑血管疾病对寿命的影响，我们用减寿年数和减寿率等指标对蚌埠市西区居民1993～1994年的死因资料进行分析。资料与方法 人口资料与死亡资料均来自西区卫生防疫站，1993～1994年全部死亡医学证明书，用ICD-9分类，全部数据运用微机程序处理，减寿年数和减寿率采用30～70岁为早死年龄域。结果与分析 一、死亡情况 蚌埠市西区居民1993～1994年前三位死因分别是心脑血管疾病、恶性肿瘤、呼吸系统疾病(表1)。
作者：庄颖；郑锦华 刊期： 2001年第01期
为了做好妇幼卫生统计工作，保证统计数据的准确性，本文就1998年我市妇幼保健年报表中出现的一些问题进行分析，并提示相应对策。主要存在问题 1.统计概念不清造成统计错误 (1)“应查人数”是指该地区年内应按照计划进行普查的小于65岁的已婚妇女人数。有的县、区按育龄妇女数或按普查单位的在职女工数作为应查人数，导致妇女病查治报表中“应查人数”的数据差异很大。1998年我市普查率高的县区为96.42％，低的仅为1.3％。(2)对指定传染病中乙肝的概念不明确，把大三阳及e抗原阳性等乙肝携带者全都统计在指定传染病范围内，以致婚检报表中出现指定传染病人数大于暂缓结婚数的逻辑错误。(3)对节育手术并发症的概念不清。如：把药流引起的流产不全及人流引起的蜕膜残留均统计为人流不全等。 2.因漏报造成的统计数据不准确 1995年围产儿死亡漏报14人，漏报率为4.42％；1996年漏报25人，漏报率为7.60％；1997年漏报25人，漏报率为7.53％。1998年围产儿死亡率为10.72％，在一些环节中仍可能存在漏报。 3.因婚检质量等原因造成的疾病检出率低的问题 1998年我市婚检疾病检出率为6.01％，低的县区仅为0.59％。导致婚检疾病检出率低的原因与基层婚检单位婚检医师的业务素质差，筛查水平低及一些必要的检测项目如：梅毒试验、淋球菌的涂片及培养、乙肝三系的检测等未开展有关。对策 1.加强对各级妇幼人员的培训工作，提高统计质量 采用举办培训班、定期检查、指导、基层妇幼例会等形式，对一些重点内容进行重点培训，保证统计数据的准确性，避免逻辑错误的发生。 2.减少漏报，努力提高数据的准确性 通过规范围产儿死亡登记及报告制度，对apgar评分较低的婴儿作追踪调查，与防疫、计生等部门核对围产儿死亡名单，访视人员的家访等措施，减少或杜绝围产儿死亡漏报的发生。 3.提高婚检质量及疾病检出率 将婚检定点到县以上医疗保健机构，按照《婚前保健工作规范》的要求开展工作。对定点单位的婚检医师进行培训，提高婚检质量。
作者：李凤莲 刊期： 2001年第01期
本文根据REED-FORST模型的基本思想设立数学表达式，建立一种新的REED-FORST延续模型，利用该模型，根据1991～1997年阜宁县甲型病毒型肝炎(以下称甲肝)疫情资料、人群中甲肝抗体阳性率调查资科、人口资料，对该县1998年甲肝疫情分月进行预测，取得较为满意的效果。模型介绍 模型的数学表达式： Ct+1=Ct(1+β)Kt(1-rt)/(1+β)=CtKt(1-rt)(1) Ct+1：t+1代病例数 Ct：t代病列数 β：发生一个病例的同时发生的隐性感染人数 Kt：第t代(流行病学时段)一个传染源使周围人群摄入在无免疫力时足以引起感染的病原体量的人数
作者：王学高 刊期： 2001年第01期
新药Ⅱ，Ⅲ期临床试验，一般为双盲临床试验。所谓双盲临床试验(double blind clinical trial)是指临床试验中受试者、研究者、参与疗效和安全性评价的医务人员、监查员、数据管理员、生物统计学家都不知道治疗分配程序，即受试者归入哪一个组别。 双盲临床试验需要主要研究者汇同申办者、研究者、数据管理人员、生物统计学家、监查员等，并在国家药品监督管理局的指导下，严格按照标准操作规范，保证试验的伦理性，科学性和盲态。在双盲试验中，一旦全部破盲，试验将被视作为无效，需重新实施新的双盲临床试验。 一、盲态核查 1.什么是盲态核查 在后一例受试者的后一次观察完成，数据管理员将其病例报告表输入数据库并经过复核，直到数据锁定、第一次揭盲之间对数据进行核查和评价，同时对统计分析计划作出审核，以便后确定，所做的工作称为盲态核查(blind review)。
作者：张清；苏炳华 刊期： 2001年第01期
本文就盐城市区1995～1997年食品检测总体合格率和标化合格率进行比较，目的是发现哪一种合格率更为合理和准确。 1.总体平均合格率 盐城市区1995～1997年食品检测结果见表1，各年度食品检测平均合格率分别为84.44%、87.34%、87.69%。由表1可见，各年度每类食品监测所占的比例不同，而且合格率差异也较大。在监测结果中，如果合格率高的所占比例大，合格率低的所占比例小，会使总体平均合格率上升；反之则下降。由此可见，食品检测总体平均合格率受各类食品检测数量构成变化的影响；如果不考虑这一点，盲目地用总体平均合格率进行比较，显然不够科学。
作者：陆金凤 刊期： 2001年第01期
本文应用圆形分布法〔1〕对攀枝花市1980～1997年麻疹发病资料进行了季节性发病规律的初步探讨。资料与方法 一、资料来源：1980～1997年麻疹发病资料来源于市站疫情室统计报表。 二、方法：审查攀枝花市麻疹发病资料，各年度各月均有发病。且只有一个发病高峰。故可用圆形分布法探讨其流行特征。分别以1980～1986年为计免冷链运转前、1987～1997年为运转后，以及按各年各月、按月合计分别统计发病数。为精确起见，每月的角度数用0.98561°(360°／365.25636)来进行计算〔2〕。用±ks法进行流行期数理定〔3〕，用Watson与Williams提出的F检验〔1〕来比较各年度麻疹发病季节性高峰的差异和流行期变化。
作者：陈祖华 刊期： 2001年第01期
两样本均数的比较，在资料具有正态性与方差齐性的条件下，一直使用t检验(或F检验)处理，这两种方法均属于单变量分析。目前，由于多变量分析理论的快速发展和广泛应用，将上述单变量资料引入指示变量，转化为双变量资料后，再进行直线回归分析，其结论与t检验的结论是完全一致的。 一、方法及意义 将符合t检验的两样本变量值合并，总样本例数为n=n1+n2，把原始变量值看作Y，再引入一个指示变量值X值。Y值作为应变量，引入的X值看作事先选定的自变量。两样本合并引入相反的指示变量的数据如下：Y： Y11 Y12 Y13 …… Y1n1 Y21 Y22 Y23……Y2n2X： 0 0 01 1 1 …… 0 1 1 11 0 0 0 …… 1
作者：杨智聪；张兴 刊期： 2001年第01期
为了探讨乳腺癌的主要危险因素，我们于1996年3月～1997年1月在大连市进行了一次乳腺癌危险因素的配对病例对照研究。由于logistic回归模型是目前配合发病概率与各种危险因素的适回归模型〔1〕，因此，资料采用条件logistic回归模型进行分析。资料与方法 本研究采用1∶1配对病例对照研究 一、病例与对照的选择 病例采用1996年3月～1997年1月大连医科大学附属一、二院普外科新诊断的原发性乳腺癌女病人，均由病理学证实。对照选用与病例同期住院的非肿瘤，非肝、肾及内分泌疾病的女病人，对照与病例来自同一地区，按年龄与病例1∶1配对，年龄相差多不超过3岁。共获得病例对照113对。
作者：李晓枫；高晓虹；张翠莉；程艳；马莉 刊期： 2001年第01期
中国卫生统计杂志
主管:中华人民共和国国家卫生和计划生育委员会
主办：中国卫生信息学会 中国医科大学
