醫藥數理統計學實驗設計第一頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五主要內容1.統計工作基本步驟

2.實驗設計第二頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五統計工作的基本步驟統計設計搜集資料整理資料分析資料運用資料第三頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五“反應停”事件上世紀60年代前后，歐美至少15個國家的醫生都在使用這種藥治療婦女妊娠反應，很多人吃了藥后的確就不吐了，惡心的癥狀得到了明顯的改善，于是它成了“孕婦的理想選擇”（當時的廣告用語）。于是，“反應停”被大量生產、銷售，僅在聯邦德國就有近100萬人服用過“反應停”，“反應停”每月的銷量達到了1噸的水平。在聯邦德國的某些州，患者甚至不需要醫生處方就能購買到“反應停”。但隨即而來的是，許多出生的嬰兒都是短肢畸形，形同海豹，被稱為“海豹肢畸形”。1961年，這種癥狀終于被證實是孕婦服用“反應停”所導致的。于是，該藥被禁用，然而，受其影響的嬰兒已多達1.2萬名。經過媒體的進一步披露，人們才發現，這起丑聞的產生是因為在“反應停”出售之前，有關機構并未仔細檢驗其可能產生的副作用。記者的發現震驚了世界，引起了公眾的極大憤怒，并最終迫使沙立度胺的銷售者支付了賠償。第四頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五這個例子說明：已經通過批準投放市場的新藥，在若干年內仍需密切檢測與研究它的不良反應第五頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五實驗設計簡介1935年,Fisher系統介紹研究設計，首次提出研究設計的基本原則。TheDesignofExperiments.RAFisher(1890~1962)R.A.Fisher:生於倫敦，卒於澳洲。英國統計與遺傳學家，現代統計科學的奠基人之一，并對達爾文演化論作了基礎澄清的工作。1925:系統介紹近代統計學方法TheStatisticalMethodsforResearchWorkers

第六頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五1.1研究設計的意義(1)合理安排試驗因素，提高研究質量。

如規定實驗組的條件，配置適當的對照組，選擇研究方法等。(2)

控制誤差，使研究結果保持較好的穩定性。

如對混雜因素的處理，對不同來源變異的分析，維護必要的均衡性等。(3)

用較少的觀察例數，獲取盡可能豐富的信息。

如采用定量指標，選擇線性或非線性回歸分析，為使用高效率設計創造條件等。

第七頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五調查（survey）實驗(experiment)1.2研究設計的類型

第八頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五基本原則之一：對照基本原則之二：隨機基本原則之三：重復2.實驗設計的基本原則第九頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五研究設計的基本原則對照(control)隨機(randomization)重復(replication)對照的作用對照的種類對照組形式隨機化的作用隨機的含義分層隨機、分段隨機重復的作用重復的次數第十頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五2.1基本原則之一：對照(control)均衡性(1)對等

除處理因素外，對照組具備與實驗組對等的一切非處理因素。(2)同步

對照組與實驗組設立之后，在整個研究進程中始終處于同一空間和同一時間。(3)專設

任何一個對照組都是為相應的實驗組專門設立的。不得借用文獻上的記載或以往的結果或其它研究的資料作為本研究之對照。第十一頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五意義(1)消除干擾因素的影響；(2)給一個被比較的標準，使處理因素和非處理因素的差異有一個科學的對比。對照組的作用第十二頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五對照組的作用處理組

處理因素+非處理因素處理效應+非處理效應對照組

(無)非處理因素(無)非處理效應比較結果

處理因素

處理效應

排除“非處理因素”的影響，從而襯托出“處理因素”的作用。第十三頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五對照組的作用

處理組

處理因素+非處理因素處理效應+非處理效應

比較結果

非處理因素處理因素

非處理效應處理效應第十四頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五常用對照種類：（1）空白對照

對照組不施加任何處理因素（2）實驗對照

對照組不施加處理因素，但施加某種實驗因素。（3）標準對照

不設立專門的對照組，而是用現有標準值/正常值作對照。實驗研究一般不用標準對照，因為實驗條件不一致。第十五頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五（4）自身對照

對照與實驗在同一受試者身上進行（5）相互對照

各實驗組間互為對照，如比較新藥與舊藥的療效（6）歷史對照

以本人過去的研究/他人研究結果與本次研究結果作對照第十六頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五2.2基本原則之二：隨機(random)客觀性(1)抽樣隨機

每一個符合條件的實驗對象參加實驗的機會相同，即總體中每個個體有相同的機會被抽到樣本中來；(2)分組隨機每個實驗對象分配到不同處理組的機會相同；(3)實驗順序隨機

每個實驗對象接受處理先后的機會相同。第十七頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五隨機與隨意隨機：random機會均等，客觀性隨意：aswill隨主觀意愿，主觀性隨機化分組，不僅能控制已知的混雜因素(非研究因素)，而且還能控制未知的混雜因素。第十八頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五簡單隨機隨機分組隨機排列分層隨機隨機的方法第十九頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)(9)(10)簡單隨機分組示意136 643 557 604 384 708 218 061 555 871136

643 557 604

384

708

218 061 555

871A B B B A B A A A B(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)(9)(10)A組B組第二十頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五隨機排列示意(1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) (10) 136 643 557 604 384 708 218 061 555 871排列(8) (1) (7) (5) (9) (3) (4) (2) (6) (10) 第二十一頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五2.3基本原則之三：重復(repeated)可靠性(1)整個實驗的重復。

確保實驗的重現性，以提高實驗的可靠性；(2)用多個實驗單位進行重復(樣本含量)。避免把個別情況誤認為普遍情況，把偶然性或巧合的現象當作必然的規律，通過一定數量的重復，使結論可信；(3)同一實驗單位的重復觀察。保證觀察結果的精度。第二十二頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五影響樣本含量的因素數據的種類個體的變異組間的差別指標間的相關程度設計方法各組例數的分配I型錯誤和II型錯誤研究的質量第二十三頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五（2）查表樣本例數的計算（1）公式計算第二十四頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五例：兩均數比較時的樣本含量估計(兩組相等)：I類誤差，常取0.05：II類誤差，常取0.20，0.101-：把握度：標準差，個體變異：兩個總體的差值(專業認可)第二十五頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五例：降血脂=20mg/L；=30mg/L；=0.051-=90%時

Q1:Q2

N

1:1784:6823:7922:81221:92161:19406N＝78時

Q1:Q2

1-(%)1:190.04:688.93:785.02:875.61:954.41:1935.6第二十六頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五例：n1

固定，n2

增加時，Power的變化趨勢n1=20Q1:Q2

Power

Q1:Q2

Power

1:10.5589 1:60.78821:20.68241:70.79601:30.7330 1:80.80261:40.7601 1:90.80741:50.7769 1:100.8113=20mg/L；=30mg/L；=0.05第二十七頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五圖n1固定，n2增加時，Power的變化趨勢

(r=n2:n1)powerr12345678910.5.6.7.8.9第二十八頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五試驗組和對照組樣本含量不等兩組的比例不超過

1:4~4:1第二十九頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五樣本含量的影響因素：數據的種類：

定量<等級<定性個體的變異：

變異小，樣本含量少組間的差別：

差別大，容易鑒別，n少指標間的相關程度： 相關大，n少設計方法：各組例數的分配：

均衡時，n少I型錯誤和II型錯誤：

小，n大研究的質量：第三十頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五實例1規定實驗組適應癥為：破膜和總產程都不超過24小時，無感染(無陽性體征，血常規正常)以及第一胎產后本人同意放置宮內節育器者。另將篩選剩下的827例作為對照組，不放置宮內節育器。本例，兩組除處理因素(放置節育環)不同，受試對象的基本條件也不同，試驗組較好，而對照組差，缺乏可比性。中華婦產科雜志，1985；20(1)：49～50。《剖腹產同時放置宮內節育器735例的初步觀察》將施行剖腹產手術1562例中的735例作為實驗組，在剖腹產的同時放置宮內節育器。比較兩組被觀察對象的術后出血、惡露干凈時間和術后副反應等情況。第三十一頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五實例2

《乳腺癌發病危險因素的研究》研究采用病例－對照方法調查607對病例與對照，配對的條件是年齡相仿，上下不超過5歲。原文在未作假設檢驗的情況下，認為“兩組年齡相仿”。

年齡病例組人數對照組人數

20～ 3 6 30～7284 40～193244 50～228199 60～10167 70～107中華流行病學雜志，1981;2(4):2532=17.25，P=0.004第三十二頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五問題所在

對照組缺乏均衡性！第三十三頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五討論1欲觀察丹梔逍遙散治療混合性焦慮抑郁障礙的臨床療效，以某西藥作為對照組。將64例符合入組和排除標準的病例按診療次序交替分組，即單號為中藥組，雙號為西藥組。請討論：該分組方法是否符合隨機原則？《丹梔逍遙散治療混合性焦慮抑郁障礙的臨床研究》(河南中醫2004年第24卷第8期第62頁)第三十四頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五討論2通過回顧分析某院1990年1月至1998年3月期間28例單宮頸雙子宮畸形早孕人工流產的結果，發現人流術前先給予米索前列醇素制劑可使流產更容易、安全，減少病人痛苦且可避免并發癥的發生。兩組的分組方法為：所有病例按就診先后順序分組，1995年10月以后為A組，1995年10月以前為B組。A組(米索組)于術前3小時頓服米索600μg或術前1小時后穹窿放置米索200μg，然后進行人工流產吸宮術，共14例；B組(對照組)單純采用常規流產術機械擴張宮頸后吸宮。作者認為該法“符合隨機分配法則”。請討論：對照組的設置是否合適？《單宮頸雙子宮畸形28例人工流產分析》(中國實用婦科與產科雜志1999年3月第15卷第3期172頁)第三十五頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五討論3作者對30例疑為食管原性胸痛患者的24小時食管pH值監測，其中16例晝夜均異常，8例白天異常，2例夜里異常，18例胸痛與酸暴露相關。得出食管pH監測是診斷胃食管反流所致的食管原性胸痛的有效方法之結論。請討論：該文結果是否成立？《用24小時食管pH監測法診斷食管原性胸痛》(中華外科雜志1995年33卷第2期第69頁)第三十六頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五問題所在不符合研究設計三原則！第三十七頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五3實驗設計第三十八頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五3.1實驗設計的特點（1）研究者能人為設置處理因素（2）受試對象接受何種處理因素/水平是由隨機分配而定的。（3）能使多種實驗因素包括在較少次數的實驗中，更有效地控制誤差，達到高效的目的。第三十九頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五3.2實驗設計的分類根據受試對象不同，分為：（1）動物實驗（2）臨床試驗

通常局限在患病人群中（3）社區干預試驗

在某個地區的所有人群中進行，持續時間一般較長，目的是通過干擾某些危險因素或施加某些保護性措施，然后了解它們在人群中產生的預防效果，例在飲水中加氟防齲齒的人群試驗。第四十頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五3.3實驗設計的基本要素1處理因素(treatment)2受試對象(object)3實驗效應(effect)第四十一頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五1處理因素

（studyfactor,treatment）研究者根據研究目的欲施加或欲觀察的能作用于受試對象并引起直接或間接效應的因素，稱為處理因素。第四十二頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五研究因素與混雜因素研究因素：主要研究指標，與研究結果(效應)相聯系。混雜因素：干擾研究結果的指標。第四十三頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五例：電針引產研究因素：產婦狀況。產婦狀況成功失敗合計成功率初產42817660470.9%

經產1283916776.6%

P=0.145第四十四頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五例：電針引產混雜因素：胎膜狀況。胎膜狀況成功失敗合計成功率已破3188039879.9%

未破23813537363.8%

P=0.000第四十五頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五例：電針引產混雜因素在兩組的分布胎膜產婦狀況已破未破已破率初產33127354.80%

經產6710040.12%

P=0.001第四十六頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五例：電針引產混雜因素不同狀態時，研究因素的分析。胎膜產婦狀況例數成功成功率P已破初產33125877.9%0.030

經產676090.0%未破初產27317062.3%0.332

經產1006868.0%

第四十七頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五常見的混雜因素年齡、性別病程、病情疾病史、家族史、伴發疾病工作性質、工作環境生活習慣、條件第四十八頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五考核某種藥物/治療方法的療效藥物與療法屬處理因素；影響療效的一些非處理因素，如病人的性別、年齡、病型、病程、病情、健康、營養狀況、醫護人員的照護等等；在病人分組試驗中，各組病人除處理因素不同之外，各組病人非處理因素應通過隨機化盡量加以控制，使之均衡一致。第四十九頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五對混雜因素的處理：采用良好的設計：排除，平衡；嚴格的質量控制：減少干擾設計時考慮：改為修飾因素觀察和記錄混雜因素的強度，并考慮用統計學方法進行修飾、控制。第五十頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五處理因素標準化處理因素標準化就是保證處理因素在整個實驗的過程中始終如一，保持不變如不同批號的同種種藥物手術開始階段不熟練，后期熟練第五十一頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五2受試對象（1）動物選擇種系的選擇（種類、品系）動物個體的選擇（如年齡、性別、體重、窩別、營養狀態等）（2）病例選擇正確診斷納入標準排除標準第五十二頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五例在考核抗菌藥物療效時，病人入選標準是：（1）成年人：18—65歲，男女不限；（2）經臨床確診，患有急性細菌感染需要進行全身抗菌藥物治療的患者；（3）細菌學證實，即致病菌培養陽性；（4）病人無嚴重肝、腎、心臟及造血系統疾病；（5）病人需知情同意等。第五十三頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五病人的排除標準是：（1）藥物或食物過敏史者；（2）過敏狀態，如過敏性疾患合并感染；（3）造血功能障礙（特殊情況例外）；（4）妊娠及哺乳期婦女；（5）精神狀態不能很好合作者；（6）正在應用其它抗菌類藥物者等。第五十四頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五3實驗效應關聯性客觀性準確性與精確性敏感性與特異性第五十五頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五指選用的指標必須與研究目的有本質聯系，主要通過查文獻、預備試驗和理論分析等提出的關聯性第五十六頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五客觀性客觀指標是測量和檢驗的結果，是借助儀器來回答的；能夠重復。主觀指標是由受試者回答/醫生自己判斷。第五十七頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五化驗室的檢查結果；物理學檢查結果；病理學的診斷意見；細菌學培養結果如某藥治療慢性胃炎的療效，選用胃鏡下活體組織的病理學診斷結果，作為判斷治療效果的觀察指標更為客觀可靠。第五十八頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五準確性與精確性準確度是指觀察值與真值的接近程度，主要受系統誤差的影響。精密度是指重復觀察時，觀察值與其平均數的接近程度，其差值屬于隨機誤差。第五十九頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五敏感性與特異性如研究某藥治療缺鐵性貧血的效果，可選用臨床癥狀，體征及血紅蛋白，也可選用血清鐵旦白含量的變化作為觀察指標；但前三者作為觀察指標不夠靈敏只有在缺鐵較為嚴重的情況下才會出現血紅蛋白的變化和貧血的癥狀，體征；若選用血清鐵旦白的含量作為觀察指標，則可敏銳地反映處理因素的效應。第六十頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五

處理因素

實驗研究的基本要素－－ 受試對象

實驗效應

降壓藥

高血壓病人

血壓值變化

處理因素受試對象實驗效應

第六十一頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五4常用的幾種實驗設計方法（一）完全隨機設計（二）配對設計（三）配伍組設計第六十二頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五（一）完全隨機設計completelyrandomdesign將受試對象按隨機化的方法分配到各個處理組中，觀察實驗效應。僅涉及一個處理因素，故又稱單因素設計。不受組數的限制；各個處理組樣本例數可以相等，也可以不等，但相等時效率較高。第六十三頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五A組B組第六十四頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五完全隨機設計例四種飼料喂養大白鼠后的肝重比值(%)

ABCDX2.622.822.913.922.232.763.023.022.362.433.283.302.402.733.183.04所有數據n444416均

數2.40252.68503.09753.32002.8763標準差0.16210.17410.16460.41982.8074SS0.0788750.0909000.0812750.5288002.8073750.77985第六十五頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五組間變異SS組間Sumofsquaresbetweengroupsn1n2n3n4第六十六頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五方差分析表變異來源SSMSFP總變異2.80737515組間2.02752530.675810.40<0.01組內0.779850120.0650Bartlett的方差齊性檢驗：

2=4.069,P>0.2第六十七頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五兩兩比較：q檢驗DCq=1.745a=2P>0.05CBq=4.980a=3P<0.05q=3.235a=2P<0.05BAq=7.196a=4P<0.05q=5.452a=3P<0.05q=2.216a=2P>0.05DCBA

3.32003.0975

2.68502.4025第六十八頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五結論：方差分析(ANOVA)及SNK兩兩比較結果表明，四種飼料喂養大白鼠后的肝重比值不完全相同(F=10.40,P<0.01)，喂養A、B飼料的大白鼠肝重比值比喂養C、D者低(P<0.05)，而A與B間、C與D間差異無統計學意義(P>0.05)。第六十九頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五完全隨機設計例3

研究中藥骨碎補對高脂血癥的治療和預防作用。取家兔44只，隨機分成四組，每組11只。每間隔5周測定血清膽固醇一次，共測四次（包括給藥前一次），整個實驗期為15周。各組處理如下：造型組：每日以0.3g膽固醇灌胃；治療組：每日以0.3g膽固醇灌胃，于實驗開始的第5

周起每日肌注100%骨碎補液1.7ml/kg；預防組：每日以0.3g膽固醇灌胃，于實驗開始之日起即每日肌注100%骨碎補液0.8ml/kg；對照組：每日肌注生理鹽水0.8ml/kg。第七十頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五血清膽固醇含量，mg%

組別實驗前實驗后0周5周10周15周造型組885691792132672129064553811008403108195552883001205291963461496424724113691112702043611037592301031102641987101311312310治療組7679559064801268611752922411072949194300208269182217523612298656869330791246200122103112119491015606028741278318預防組60828179156132731387761771128712095360192114200656610666847711397210701088280662587070809936841216921074對照組561047075691006861706454827945911492793108718210376719288846712013366104797144783610059905976第七十一頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五各組平均血清膽固醇含量，mg%group實驗時間Total051015188.36324.00484.90750.50404.05279.45323.00252.55140.90200.33390.09140.0994.27108.00108.11475.5588.0977.9073.5078.90Total83.36216.35224.83264.32195.59第七十二頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五各組各時點平均血清膽固醇含量圖示造型組治療組預防組對照組第七十三頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五分析思路：四組是否具有可比性？造型是否成功？對照組是否穩定？骨碎補對高脂血癥的預防和治療效果如何？預防和治療的顯效時間？預防和治療的持續時間？第七十四頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五(1)給藥前四組的比較

預防組 造型組治療組對照組均數：90.09 88.36 79.4575.55方差：444.25390.47333.47290.69 方差分析

F=1.474,P=0.2360服從齊性檢驗2=0.489,P=0.9213說明4個組的初始條件一致。第七十五頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五(2)造型是否成功？以實驗時間為X（周）以對應時間點的膽固醇含量之均數為Y造型組的直線回歸分析：

X：0 5 10 15Y：88.36 324.00 484.90750.50

t=15.855,P<0.001

說明造型組在實驗期內血清膽固醇含量持續上升。造型是成功的。

第七十六頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五(3)對照組是否穩定？以實驗時間為X（周）以對應時間點的膽固醇含量之均數為Y對照組的直線回歸分析：

X：0 5 10 15Y：75.55 88.09 77.90 73.50

t=0.487,P>0.5

說明對照組在實驗期內血清膽固醇含量不隨時間而改變，是穩定的。

第七十七頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五(4)第5周時四組均數

的比較

造型組治療組 預防組對照組均數： 324.00323.00

140.0988.09

F=5.45,P<0.005

第5周時預防組與造型組的均數間差別有統計學意義，而與對照組差別無統計學意義。說明在第5周時已有預防作用。第七十八頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五(5)第10周時四組均數

的比較

造型組治療組預防組對照組均數：484.90252.5594.2777.90

F=9.78,P<0.001

第10周時治療組與造型組的均數間差別有統計學意義，與預防組、對照組差別無統計學意義。說明治療已起效，預防組有持續效果。第七十九頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五第15周時四組均數

的比較

造型組治療組預防組對照組均數： 750.50140.90108.0073.50F=9.78,P<0.001

結論同第10周時。第八十頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五結論：對家兔肌注骨碎補液，預防組于用藥第5周時已見防止血清膽固醇升高的作用，直至第15周仍保持與對照組接近的水平。治療組于用藥第5周(即實驗期第10周)時已見膽固醇下降，至用藥第10周(即實驗期第15周)時降至與對照組接近的水平。說明骨碎補對家兔具有預防和治療高血脂癥的作用。第八十一頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五正確應用完全隨機設計完全隨機設計是最常用的一種設計方法，不受組數的限制；各組樣本含量可以相等，也可以不等，但在總樣本含量不變的情況下，各組樣本含量相等時的設計效率最高；對照組可以不止一個；各組應達到均衡一致；各處理組應同期平行進行；對個體間同質性要求較高。在個體同質性較差時，完全隨機設計并不是最佳設計。第八十二頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五（二）配對設計paireddesign是將受試對象按一定條件配成對子，再隨機分配每對中的兩個受試對象到不同處理組，配對的因素是影響實驗效應的主要非處理因素。自身配對異體配對第八十三頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五配對的原則條件相近對內同質第八十四頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五正確應用配對設計當實驗對象的同質性欠佳時，采用配對設計可以提高處理組間的可比性和均衡性；配對設計的成敗取決于配對的條件，只有當兩組觀察值間的相關大于0時，配對才是成功的，且能提高檢驗效能；當采用左右配對設計時，實驗因素的效應必須是局部的，不可以通過神經、體液等途徑影響對側；采用自身前后配對設計時，應考慮到環境、氣候或疾病的自然進展等引起的效應改變；配對設計的資料結合相關或回歸分析，有時能得到更豐富的結論。第八十五頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五例題高粘綜合癥患者的血沉較快，某大夫觀察A、B兩個降粘藥物對血沉(mm/h)的影響，結果如下，試作統計分析。

A藥組病例號12345678910療前40433641403738383539療后36353029302828302730差值4861210910889B藥組病例號12345678910療前39403943383640414045療后20253023242024202528差值1915920141616211517第八十六頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五A、B兩個降粘藥物對血沉(mm/h)的影響

療前療后差值A藥組

38.72.40630.32.9468.42.221

B藥組

40.12.51423.93.38116.23.425

第八十七頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五分析思路：療前兩組比較，以分析可比性；各組療前療后差值分別比較，分別確定各自的變化值；兩組療前療后差值相互比較，分析兩組的效果是否相同？第八十八頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五分析結果：(1)療前兩組比較：t=1.2721，P=0.2195；

可以認為兩組具有可比性。(2)A組療前療后比較：td=11.9594，P=0.0000；

可以認為A藥治療后血沉減慢。

B組療前療后比較：td=14.9556，P=0.0000；

可以認為B藥治療后血沉減慢。(3)兩組治療前后差值相互比較：

t=6.0419，P=0.0000；

可以認為B藥降低血沉的效果優于A藥。第八十九頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五結論：統計分析結果表明，兩組療前具有可比性(t=1.2721,P=0.2195)；無論是A藥還是B藥，治療后均使血沉減慢(td=11.9594,P=0.0000;td=14.9556,P=0.0000)，B藥降低血沉的效果優于A藥(t=6.0419,P=0.0000)。第九十頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五（三）配伍組設計randomizedblockdesign亦稱隨機區組設計，是配對設計的擴充。是將幾個受試對象按一定條件劃分成配伍組/區組，再將每一配伍組的各受試者隨機分配到各個處理組中去。總體同質性差，部分同質性好，區組化區組控制，區組內隨機第九十一頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五隨機區組設計區組內同質、隨機第九十二頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五單向區組控制示意區組處理水平1水平2水平3水平3123456第九十三頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五配伍組設計例1

將人的血濾液放置不同時間，測定其血糖濃度。放置時間分4種(0,45,90,135分鐘)，取八個健康人的血液，各分成4份，按配伍組設計，結果見下表。受試者編號放置時間合計0459013519595898336229594888436131061059790398498979590380510298978838561121121019441971051039788393895929080357合計8087967546973055平均10199.594.387.1－標準差6.326.74.684.52

第九十四頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五配伍組設計的方差分析變異來源SSdfMSFPtime943.63314.578.490.000block806.27115.228.740.000Residual84.16214.007Total18343159.16

兩兩比較結果：放置時間,min04590135血糖濃度,mg%101.099.594.387.1第九十五頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五血濾液的放置時間與血糖濃度的關系 lg(103-Y)=0.282021+0.006881*Time

085血糖濃度，mg%放置時間，分45901359095100105 lg(103-Y)=0.282021+0.006881*Time第九十六頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五結論：人血濾液中的血糖濃度在放置0～135分鐘期間，隨時間的延長而下降，起初下降不明顯，而后逐漸加快，成指數下降。第九十七頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五正確應用隨機區組設計配伍組設計是配對設計的擴展，在個體同質性較差時，采用配伍設計可以提高各處理組間的可比性和均衡性；同一區組內的個體應盡可能同質；實際上配伍設計是兩因素多水平的試驗，由于每種組合只作一次試驗，故不能分析交互作用；采用配伍設計時，要盡可能使觀察值不缺失，雖然有估計缺失值的方法，但缺失時信息損失較大的。第九十八頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五

盲法偏倚（bias）單盲法：病人不知自己接受何種治療雙盲法：病人和醫護人員都不知患者的分組和接受何種治療第九十九頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五5.調查設計第一百頁，共一百一十一頁，編輯于2023年，星期五江蘇省慢性非傳染性疾病基礎資料調查

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