姚莉；张世强
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
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
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
随着人民生活水平的日益提高，灌肠类食品已经成为人们日常生活、外出旅游的必备食品，消费量逐年增加。市场上灌肠类食品品种繁多，其卫生质量，尤其是亚硝酸盐这一项目直接关系到人民群众的身体健康，国内外均有报道食品中亚硝酸盐含量与消化道癌发病率有关。亚硝酸盐也是引起食物中毒的原因之一。为此，我们对1999年抚顺市场上经销的各品种灌肠类食品的亚硝酸盐含量进行了调查分析。材料与方法 1.材料来源选自抚顺市新抚区卫生防疫站1999年灌肠类食品检验报告单，样品采自抚顺市熟食批发市场及各超市、门市部，每季采样一次，采样2小时内送检。 2.检验方法样品经处理后，亚硝酸盐的测定按《食品卫生检验方法理化部分》GB5009*33-85中盐酸萘乙二胺法。
作者：曹军；刘勇；顾燕玲；崔哲；夏慧杰 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
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
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
为了解我市无偿献血者的体检情况，我们调查了珲春市中心血站1998年10～1999年9月的无偿献血者体检表609份。其中朝鲜族220名、汉族324名、满族等其他民族65名，现将结果报告如下。 1.一般情况：无偿献血者体检共609名，其中不合格因素：血压14名、心脏3名、肺1名、Hb 8名、ALT 77名、HBsAg 40名、抗-HCV 5名，共148名，占24.30%。民族中汉族不合格率22.84％，朝鲜族25.91％，满族等其他民族26.15％，但差异无统计学意义(P＞0.05)。 2.ALT：阳性共77名，占总体检人员的12.64％，其中男性66名，女性11名，阳性率分别为22.84％和6.40％，男性明显高于女性(χ2=15.58，P＜0.05)，其中汉族阳性率14.51％，朝鲜族9.55％，汉族略高于朝鲜族(P＞0.05)。 3.HBsAg：阳性共40名，占6.57％，其中男性阳性率9.69％，女性6.98％，男性略高于女性(P＞0.05)，汉族阳性率4.32％、朝鲜族10.00％，朝鲜族明显高于汉族(χ2＝6.40，P＜0.05)，这与我市肝炎发病率朝鲜族高于汉族的情况相吻合。 4.血压：不合格共14名，占2.30％，其中男性不合格率2.77％，女性3.49％，女性的低血压多于男性，民族间无差异。 5.Hb：贫血共8名，占1.31％，均为女性，汉族阳性率0.31％，朝鲜族2.73％，朝鲜族明显高于汉族(χ2＝6.12，P＜0.05)。
作者：朴文；郭秋艳；申善玉；吴顺爱；崔哲根 刊期： 2001年第01期
本文试用圆形分布法分析苏州市病毒性肝炎的发病高峰时间，为病毒性肝炎防治提供依据。资料来源 苏州市1990～1997年传染病疫情年报。方法 1.根据1990年至1997年病毒性肝炎总发病和甲型肝炎发病按月分布情况分析，苏州市每年12月份至下一年度11月份形成一个“周期”，发病频数分布基本呈单峰型，每年的12月1日为“周期”的起始日，下一年的11月30日为“周期”的后一天。乙型肝炎与其他未分型肝炎发病按月分布不呈单峰型。 2.一年时间以圆周表示。一年以365天计，将月、日记录化为天数，把天数乘360/365，转换为角度。12月、1月、3月、5月、7月、8月、10月各以16日转换为角度作为各月中间值；2月以14日作为该月中间值；4月、6月、9月、11月均以15日作为月中间值。
作者：张宏；邵梦 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
目的探讨利用双变量多水平模型分析多重相关中的部分相关问题。方法双变量多水平模型。结果同一资料用双变量多水平模型计算的部分相关系数及其显著性检验结果与传统小二乘法计算结果相同，但前者更加简便、快速。结论双变量多水平模型是分析部分相关问题的有力工具。
作者：李智文；刘钢；陶育纯 刊期： 2001年第01期
头痛是多种疾病的常见伴发症，为探讨中小学生慢性副鼻窦炎伴发头痛的危险因素，采用病例对照研究方法，对相关因素进行了单因素和多因素logistic回归分析，结果报告如下。资料与方法 病例组：慢性副鼻窦炎经市中心人民医院X光片确诊，伴发头痛史病程超过三个月以上的城区在校中小学生病例。 对照组：按1∶1配对抽取与病例同校、同性别、年龄相差小于2岁患有慢性副鼻窦炎而无头痛伴发的病例。 结合文献学习和临床经验，确定了同宿人数等12种因素，作为可能引起该病的危险因素。自拟《个案调查表》，经预试后加以修正，由研究组专业人员进行个案调查和表格填写。 用SPSS 8.0 for windows软件建立资料数据库，对相关单因素先进行χ2检验，对筛选出有统计学意义的单因素(P＜0.05)，采用倒推(Backwar：Wald)法进行多因素logistic回归模型配合。所有运算均在ACER-586微机上完成。
作者：马士学；王玉珍；相汝东 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
1999年我院几项主要指标完成情况与去年及计划相比，大多数都有明显提高。除了门诊日平均诊疗人次数和病床使且率没有达到计划指标以外其余各项都超额完成了省级医院及三级甲等医院有关指标的要求。1 门诊日平均诊疗人次 1999年完成1541人次，虽然比1998年提高了12%，但是只完成计划指标的84.5%。随着九十年代初期医疗改革的发展，各个企业单位都大大压缩公费医疗的管理费，一般的患者都尽量不出本系统本单位看病，而且多数企业职工医疗费几乎不能报销，这就导致患者不悸随便到少级三级皿等医院看病。
作者：孙莉；齐丽萍；朱慧敏 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
目的介绍并讨论一种适用于一维有序样品的条件系统聚类方法。方法对有序样品，首先构造条件矩阵，然后把条件矩阵和距离矩阵相结合，构成条件距离矩阵，并采用系统聚类的思维方法进行聚类。用该方法对一组数据进行聚类，还进行了模拟研究，并与优分割法作了比较。结果该方法操作简单、计算方便，并能够得到较稳定的聚类结果。结论一维有序样品的条件系统聚类法理论朴素、实践方便，是一种较好的可用于有序样品聚类的方法。
作者：沈毅；陈峰 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
目的了解山西省综合医院医疗服务水平地理分布状况。方法应用SAS 6.12v中RSREG、GCONTOUR过程拟合二次响应曲面回归方程及绘制二阶趋势图与剩余图。结果山西省综合医院医疗服务水平以大同-太原-运城连线的盆地区域为高等值线区，以此为中心，逐渐向西北和东南方向递减。结论自然地势地貌通过影响经济、文化和卫生等因素而间接影响医疗服务水平的提高，因而改善边远山区的医疗卫生条件，是提高医疗服务水平的关键。
作者：王琳娜；王彤；郭明英；张晋昕；刘桂芬 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
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
