诊断试验ROC参数估计双正态样本量估计方法探讨

目的 探讨ROC双正态样本量估计方法的准确性。方法 通过Monte Carlo方法对ROC双正态样本量估计法进行评价与修正。结果 根据模拟试验结果得到双正态样本量估计法的校正公式及修正曲线。结论 采用文中给出的样本量调整方法。可以有效地进行样本量估计。达到诊断试验评价的要求。     

ROC曲线下面积的ML估计与假设检验

目的 探讨诊断试验中配对设计资料的ROC分析方法。方法 在双正态模型基础下应用ML估计方法计算ROC曲线下面积，正态近似法估计面积的可信区间及假设检验。结果 由迭代法进行参数估计，得到ROC曲线下的面积、面积的标准误及置信区间，可计算出面积比较的U检验统计量。结论 可用于配对设计的诊断试验的比较和评价，包括对连续性和等级分类资料的处理。     

连续变量诊断试验数据的ROC分析

目的 介绍一种连续诊断变量的ROC回归模型，以及在独立和相关结构下的参数估计方法，给出参数误差估计的Bootstrap方法。方法 应用SAS软件中的GENMOD过程和SAS语言编写的程序实现上述过程，并通过实例说明其应用效果。结果 利用ROC曲线方程，可以扣除协变量对诊断试验结果评价的影响，并能够计算出在不同协变量取值下的ROC曲线下面积，提供更为丰富和可靠的信息。结论 文中给出的ROC回归模型可以有效地用于连续变量诊断试验数据的ROC分析。     

抽样调查法和单组目标值法对诊断试验样本量计算差异的分析

探讨设计以验证灵敏度和特异度为目的 的诊断试验时,不同样本量计算方法间的区别.通过直观的样本量公式与计算结果比较,分析不同样本量计算方法间的差异,进一步通过Monte Carlo随机模拟方法,验证所得结果的正确性.抽样调查法计算所需的样本量明显低于单组目标值法,随机模拟显示,在相同的参数设置下,单组目标值法给出的样本量能够提供更高的研究把握度.两种样本量设计方法的适用条件不同,存在本质区别,研究者必须根据研究目的 设置相应参数,如果在以检验某种诊断方法的诊断能力是否不低于某个临床认可的标准时,按照单组目标值法设计的样本量,才能提供足够的检验把握度,证明新诊断方法的有效性.     

基于贝叶斯估计的诊断试验ROC曲线回归模型

目的 阐明基于贝叶斯估计的ROC曲线回归模型.方法 通过实例对比分析,介绍WinBUGS软件ROC曲线回归模型参数估计与应用.结果 基于贝叶斯估计的ROC曲线回归模型不仅可考虑(平衡)协变量对诊断试验结果准确性评价的影响,而且可计算不同协变量取值条件下的ROC曲线下面积;不同先验分布的选取在一定范围内模型参数估计结果较稳定,可作为临床诊断试验结果分析的依据.结论 基于贝叶斯估计的ROC曲线回归模型,可有效地解决受协变量影响的临床诊断试验准确度评价问题.     

对基于均差作推断的成组设计非劣效性试验功效分析及样本量估计公式正确性的探讨

样本量的估计是在试验设计阶段要考虑的一个重要问题.以对两正态总体均数差值作统计推断的成组设计非劣效性试验样本量估计为例,目前国内外已有一些教材、专著或论文介绍了一些公式[1-11],但这些公式不尽相同,而且绝大多数公式都是直接给出或引用的,没有给出详细、具体的理论推导过程,因此,读者并不清楚哪些公式正确,哪些公式不正确,难免会给实际工作者带来一些困惑.本文将根据对均差作统计推断的成组设计一元定量资料的非劣效性检验原理及检验功效的定义,从非劣效性检验的拒绝域或两均数差值的置信区间出发,对相应的检验功效分析及样本量估计公式进行理论推导,并采用Monte Carlo模拟方法对推导出来的公式进行正确性验证.     

完全随机设计两样本的Wilcoxon检验与K-S检验功效比较

目的 对完全随机设计下两样本比较的Wilcoxon检验与Kolmogorov-Smimov( K-S)检验的功效进行比较.方法 采用Matlab7.5软件编程,利用Monte Carlo方法模拟不同总体条件下两种方法的检验功效.结果 对正态分布,两总体方差比率越大K-S检验的功效越高,而Wilcoxon检验则受方差比率的影响不大；对偏态分布,两检验法在方差不等时功效更高.方差相等且样本量较大的两组数据比较时,Wilcoxon检验功效高于K-S检验；其余情况则K-S检验功效更高；如果样本量足够大,两种方法功效接近.结论当两组样本方差相等且样本量较大时（n≥50）建议采用Wilcoxon检验,而在其他条件下均可采用K-S检验,当效应量ES≥0.8且样本量n≥50时两种方法均可.     

关于多水平删失正态回归模型的模拟研究

目的 探讨不同条件下的数据对于多水平删失正态回归模型参数点估计及其标准误的影响.方法 模拟二水平删失正态回归数据,分别拟合二水平正态回归模型和二水平删失正态回归模型,并给出不同的一、二水平样本量及内相关系数条件,比较其参数点估计及参数标准误估计结果.结果 二水平样本量越大,固定系数、一水平残差及残差间协方差的标准误估计越准确,而方差成分标准误估计的准确性对于一水平样本量要求较弱,内相关系数对参数标准误估计的准确性影响不大.结论 存在删失因变量的多水平结构数据应使用多水平删失正态回归模型进行参数估计,其标准误与合适的各水平样本含量及内相关系数有关.     

完全随机设计两样本比较的非参数方法的检验功效比较

目的对完全随机设计时两样本比较的Wilcoxon、Kruskal—Wallis及Median三种方法的检验功效进行比较。方法用SAS9.13软件编程，采用Monte Carlo方法。设置数据不同的分布类型、样本量、样本量比率及方差齐性与否条件，比较三种方法的检验功效。结果正态分布，方差不等较之方差相等三法的功效高。方差相等时，偏态分布较之正态分布功效高。当分布为偏态，方差相等较之方差不等功效高。Kruskal—Wallis法在小样本时（n≤30）功效高于Wilcoxon法，n大于30时两者近似相等；中位数法功效低于其他两法，但在样本量n=100，且效应量较大（ES=0．8）时，其功效接近其他两法。结论样本量较小时（n≤30）建议采用Kruskal—Wallis法，样本量n〉30时，Kruskal—Wallis和Wilcoxon法均可，样本量大于n〉100时，三种方法均可采用。     

治疗-对照差临床意义判别所需样本量的测定

目的 提出用于治疗一对照差临床意义判别的样本量测定方法。方法 依据治疗一对照差与最小临床承认疗效差量的比较推导出所需样本量测定公式,以Monte Carlo方法展示其行为。结果 当最小临床承认疗效差量取值为零时,本文方法还原为渐近正态法。由所测样本量产生的观测功效与预定功效吻合。结论 对于以判别治疗一对照差临床意义为目的的临床试验,可用本文方法测定所需样本量。     

Relationship between Roe and Metz simulation model for multireader diagnostic data and Obuchowski‐Rockette model parameters

For the typical diagnostic radiology study design, each case (ie, patient) undergoes several diagnostic tests (or modalities) and the resulting images are interpreted by several readers. Often, each reader is asked to assign a confidence‐of‐disease rating to each case for each test, and the diagnostic tests are compared with respect to reader‐performance outcomes that are functions of the reader receiver operating characteristic (ROC) curves, such as the area under the ROC curve. These reader‐performance outcomes are frequently analyzed using the Obuchowski and Rockette method, which allows conclusions to generalize to both the reader and case populations. The simulation model proposed by Roe and Metz (RM) in 1997 emulates confidence‐of‐disease data collected from such studies and has been an important tool for empirically evaluating various reader‐performance analysis methods. However, because the RM model parameters are expressed in terms of a continuous decision variable rather than in terms of reader‐performance outcomes, it has not been possible to evaluate the realism of the RM model. I derive the relationships between the RM and Obuchowski‐Rockette model parameters for the empirical area under the ROC curve reader‐performance outcome. These relationships make it possible to evaluate the realism of the RM parameter models and to assess the performance of Obuchowski‐Rockette parameter estimates. An example illustrates the application of the relationships for assessing the performance of a proposed upper one‐sided confidence bound for the Obuchowski‐Rockette test‐by‐reader variance component, which is useful for sample size estimation.     

Equivalence of binormal likelihood‐ratio and bi‐chi‐squared ROC curve models

A basic assumption for a meaningful diagnostic decision variable is that there is a monotone relationship between it and its likelihood ratio. This relationship, however, generally does not hold for a decision variable that results in a binormal receiver operating characteristic (ROC) curve. As a result, ROC curve estimation based on the assumption of a binormal ROC‐curve model produces improper ROC curves, which have ‘hooks’, are not concave over the entire domain and cross the chance line. Although in practice this ‘improperness’ is usually not noticeable, sometimes it is evident and problematic. To avoid this problem, Metz and Pan proposed basing ROC‐curve estimation on the assumption of a binormal likelihood‐ratio (binormal‐LR) model, which states that the decision variable is an increasing transformation of the likelihood‐ratio function of a random variable having normal conditional diseased and nondiseased distributions. However, their development is not easy to follow. I show that the binormal‐LR model is equivalent to a bi‐chi‐squared model in the sense that the families of corresponding ROC curves are the same. The bi‐chi‐squared formulation provides an easier‐to‐follow development of the binormal‐LR ROC curve and its properties in terms of well‐known distributions. Copyright © 2015 John Wiley & Sons, Ltd.     

HPLC法测定中药钩藤中钩藤碱和异钩藤碱的含量

目的：建立高效液相色谱法测定中药钩藤中有效成分钩藤碱和异钩藤碱的含量。方法：色谱柱Lichrospher C18（4.0＆#215;250 mm,5μm）,流动相：甲醇：水（含10 mmol/L的三乙胺,冰醋酸调节pH值为7.4-7.6）=55：45,检测波长为254 nm,加入1%盐酸10μL作为改性剂。温度为25℃,测定钩藤碱和异钩藤碱的线性关系方程。结果：钩藤碱与异钩藤碱的回归方程分别为Y=9.2×10^4-0.281×10^4,Y=7.6×10^4-0.375×10^4,线性范围分别为0.100-1.60μg/mL（r=0.9999）,0.211-1.379μg/mL（r=0.9998）,钩藤碱的平均回收率为99.154%,异钩藤碱的平均回收率为99.40%。结论：HPLC法测定中药钩藤中两种成分的含量,方法简单、快速,精密度及稳定性好,可以用于控制中药材钩藤的品质。     

工作场所空气中铅测定质量控制的方法探讨

[目的]建立工作场所空气中铅测定的质量控制方法。[方法]通过对样品采集、样品处理、样品检测全过程的质量控制,确保原子吸收光谱法测定工作场所空气中铅及其化合物浓度的准确性。[结果]通过现场采样过程的质量控制,使采样效率达到98.3％（97．6％～98．6％）,方法线性范围0．2～100．0μg／mL,相关系数均为0．9999,1％浓度的方法特征灵敏度为0．082μg／mL,微孔滤膜的平均空白测定值为（0．1104±0．0144）μg／mL,经质控样GBW（E）080211和GBW（E）080212检测,结果为（3．3±0．1）μg/张[参照值（3．1±0．6）μg/张]和（16．8±0．9）μg/张[参照值（17．0±1．5）μg/张],测定误差在容许范围内,高、低二套标准曲线直接测定比较（n=10,t=0．248,P〉0．05）,两法无统计学差异。[结论]该方法可作为工作场所铅测定质量控制的参考。     

浙江地区健康青少年和成人外周血T淋巴细胞免疫表型调查及正常参考值范围的建立

目的通过对健康青少年和成人外周血T淋巴细胞免疫表型分布调查，建立健康人外周血T淋巴细胞免疫表型正常参考值范围。方法选择浙江地区义务献血和健康体检者385例，血样用Multi TEST四色特异性T淋巴细胞亚群荧光抗体进行荧光标记，FACS Callibur流式细胞仪检测样品，Mulfiset程序获取数据并分析结果，SPSS 12．0软件包进行统计分析。以百分位数法，采用95％可信区间确定正常参考值范围。结果男性和女性的CD3^＋的百分率和CD3^＋CD4^＋百分率和绝对数均有差异，表现为女性高于男性。而CD3^＋绝对数和CD3^＋CD8^＋百分率和绝对数没有性别差异。T淋巴细胞免疫表型各个指标在不同年龄组之间均有差异，表现CD3^＋CD8^＋（相对数和绝对值）随年龄组增大而逐渐下降趋势，而CD3^＋CD4^＋（相对数和绝对值）则随年龄组增大而逐渐增加。浙江省健康人T淋巴细胞免疫表型参考值范围：CD3^＋百分数（％）：47．98～82．60；CD3^＋绝对数（个／μl）：712．49～2367．55；CD8^＋百分率（％）：14．24～41．48；CD8^＋绝对数（个／μl）：219．14～1109．81；CD4^＋百分率（％）：24．15～51．66；CD4^＋绝对数（个／μl）：383．61～1345．60；CD4／CD8：0．70～3．25。结论健康人淋巴细胞免疫表型的分布存在性别和年龄差别。由于这种差别细微，可以在同一种族同一区域建立统一的正常参考值范围。     

精子细胞凋亡率与胚胎停育相关分析

目的:研究精子凋亡率与胚胎停止发育的相关性。方法:胎停育患者丈夫55例(胎停育组),年龄31.69±4.16岁;23名正常生育男性(对照组),年龄32.28±5.56岁。所有对象均留取精液标本并进行精液常规分析,采用抗活性半胱氨酸蛋白酶3标记精子,使用流式细胞仪检测精子细胞凋亡率,以无抗体标记的精子作为空白对照。对测得的所有数据进行统计学分析。结果:胎停育组与对照组的精子细胞凋亡率分别为0.85±0.33%,0.19±0.12%。两组间比较差异具有统计学意义(P<0.05)。ROC曲线分析,精子细胞凋亡率预测胎停育发生灵敏度为67%,特异度为70%。胎停育组与对照组精子浓度、活动率、活动力、正常形态率均有统计学差异(P<0.05)。结论:精子细胞凋亡率增加、精子质量下降可能与配偶胚胎停止发育有关。     

双份饭中铁、锌、钙的火焰原子吸收测定法

目的建立火焰原子吸收法测定双份饭中铁、锌、钙的方法。方法样品经馄合酸(硝酸+高氯酸=4+1)消解后,钙用20g/L的氧化镧溶液定容,铁、锌用纯水定容后直接测定。结果铁浓度在0.20～2.00μg/ml范围时,相关系数为0.9996,加标回收率为96.5%～102.7%,检出限(3σ)0.006μg/ml;锌浓度在0.10～1.50μg/ml范围时,相关系数为0.9997,加标同收率为95.0%～101.5%,检出限(3σ)0.004μg/ml;钙浓度在1.00～10.00μg/ml范同时,相关系数为0.9994,加标回收率为96.8%～103.6%,检出限(3σ)0.008μg/ml。结论该方法简便快捷,测定结果准确可靠,适合于双份饭分析。     

肝脏海绵状血管瘤的DWI及ADC值特征分析

目的 总结分析肝脏海绵状血管瘤（HCH）的DWI图像、ADC值特点.方法 采用1.5T超导磁共振成像系统对39例肝血管瘤患者行DWI（b=0、400、800 s/mm2）并分析DWI图像特点;拟合出ADC图,选取感兴趣区（ROI）,测出ADC值并进行量化分析.结果 HCH于各b值DWI均表现为明显高信号,其ADC值为（b值差800 s/mm2） （2.49±0.43）×10-3mm2/s,高于正常肝组织,并随b值增加其ADC值下降.ROC曲线图示当ADC值≥1.26×10-3 mm2/s时,诊断HCH的灵敏度为96.7％,特异度为86.0％（b值差为800 s/mm2）.结论 HCH的DWI及ADC值具有一定特征性,高于正常肝组织.