張敏青

(浙江理工大學(xué) 體育教研部，浙江 杭州310018)

·運(yùn)動(dòng)人體科學(xué)·

Bland-Altman法對(duì)大學(xué)生20-MST有氧耐力評(píng)價(jià)的有效性研究

張敏青

(浙江理工大學(xué) 體育教研部，浙江 杭州310018)

Bland-Altman分析是評(píng)價(jià)測(cè)驗(yàn)成績(jī)有效性的優(yōu)選方法之一。研究采用Bland-Altman技術(shù)對(duì)大學(xué)生20m多級(jí)往返跑(20-MST)中有氧耐力評(píng)價(jià)的有效性進(jìn)行了實(shí)驗(yàn)研究，實(shí)驗(yàn)研究結(jié)果顯示：?jiǎn)渭冇孟嚓P(guān)系數(shù)對(duì)20-MST中有氧耐力進(jìn)行評(píng)價(jià)不夠全面，在消除系統(tǒng)偏倚后，乃是有效的評(píng)價(jià)方法。用1st20-MST測(cè)驗(yàn)成績(jī)建立預(yù)測(cè)2nd測(cè)驗(yàn)成績(jī)的線(xiàn)性回歸方程為：Y=1.995+0.879X(Y：2nd測(cè)驗(yàn)值；X：1st測(cè)驗(yàn)值)。R=0.746，plt;0.01。

20-MST；Bland-Altman分析；有效性；評(píng)價(jià)

0 前 言

20m多級(jí)往返跑測(cè)驗(yàn)(multistage 20 meter shuttle run test，簡(jiǎn)稱(chēng)20-MST)是一種間接測(cè)定人體有氧耐力的機(jī)能測(cè)驗(yàn)。目前國(guó)內(nèi)外對(duì)20-MST評(píng)價(jià)人體有氧耐力的有效性的研究較少，對(duì)它的研究主要采用簡(jiǎn)單的相關(guān)分析方法。近來(lái)，很多研究者指出相關(guān)分析在評(píng)價(jià)有效性(一致性)問(wèn)題上存在缺陷，對(duì)系統(tǒng)誤差不敏感，目前國(guó)內(nèi)對(duì)20-MST的有效性研究尚未見(jiàn)報(bào)道。本文采用Bland-Altman方法分析了我國(guó)女大學(xué)生20-MST測(cè)驗(yàn)的有效性，提出了消除系統(tǒng)偏倚的一些統(tǒng)計(jì)技術(shù)。

1 實(shí)驗(yàn)對(duì)象與研究方法

1.1實(shí)驗(yàn)對(duì)象

無(wú)心肺疾病或運(yùn)動(dòng)系統(tǒng)疾病的健康女性大學(xué)生56名(年齡19.1±0.5，身高160.4±4.1cm，體重52.6±6.5kg)。實(shí)驗(yàn)前24h內(nèi)未從事劇烈運(yùn)動(dòng)。受試者在室外塑膠田徑場(chǎng)上每間隔一周，在相同時(shí)間、相同場(chǎng)地上進(jìn)行20-MST測(cè)驗(yàn)，前后共進(jìn)行了3次測(cè)驗(yàn)。

1.2研究方法

1.2.1 20-MST測(cè)定。 測(cè)驗(yàn)前用錄音帶上的校正信號(hào)對(duì)錄音機(jī)的走帶速度進(jìn)行校正,使走帶速度的誤差被控制在1stmin-1 范圍內(nèi)。受試者在兩端劃有端線(xiàn),長(zhǎng)度20m的跑道上,以踏上或踏過(guò)端線(xiàn)為標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行往返跑。用錄音帶上預(yù)先設(shè)定好時(shí)間間隔的節(jié)奏控制受試者的跑速,單聲“嘟”控制完成每一段20m跑的速度,連續(xù)3聲的“嘟”提示受試者應(yīng)加速達(dá)到更高一級(jí)跑速。20-MST 的起始速度為 8.5km·h-1 ,每分鐘遞增0.5km·h-1 (即每分鐘跑一個(gè)級(jí)別)。測(cè)驗(yàn)過(guò)程中，要求受試者盡最大努力完成本人所能達(dá)到的最高跑速級(jí)別，當(dāng)受試者經(jīng)反復(fù)鼓勵(lì),仍連續(xù)2次不能在規(guī)定時(shí)間內(nèi)按要求踏上或踏過(guò)端線(xiàn),或的確感到無(wú)法堅(jiān)持運(yùn)動(dòng)時(shí),終止測(cè)驗(yàn),記錄員記錄受試者最后階段的完成等級(jí)。

按最大有氧速度(Maximal aerobic speed,MAS，km·h-1) =8+0.5Lmax(Lmax為完成等級(jí))計(jì)算最大有氧速度。按王翔等學(xué)者建立的預(yù)測(cè)中國(guó)大學(xué)生VO2max的回歸方程：最大吸氧量(maximal oxygen uptake,VO2max，ml·kg-1·min-1)：VO2max=-21.960+5.739 ×MAS。計(jì)算VO2max。

例如：受試者王紅在20-MST測(cè)試中，完成7.8等級(jí)，那么她完成的最大有氧速度、最大吸氧量分別為，MAS=8+0.5×7.8=11.9( km·h-1)，VO2max=-21.960+5.739 ×11.9=46.3 (ml·kg-1·min-1)

1.2.2 統(tǒng)計(jì)學(xué)處理。 使用SPSS11.5 for Windows統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行，包括單因素方差分析、相關(guān)分析、回歸模型建立、回歸模型假設(shè)檢驗(yàn)、回歸模型適合性檢驗(yàn)等。顯著性水平取雙側(cè)0.05。使用MedCalc statistical software 9.5進(jìn)行Bland-Altman分析統(tǒng)計(jì)，對(duì)第一次(1st)與第二次(2nd)、第二次(2nd)與第三次(3rd)，第一次(1st)與第三次(3rd)測(cè)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行95%一致性限(Limits of Agreement，LoA)的分析。

2 研究基本結(jié)果與分析

2.1受試者三次20-MST測(cè)驗(yàn)結(jié)果

受試者三次20-MST測(cè)驗(yàn)結(jié)果如表2所示。相關(guān)分析顯示，1st的測(cè)驗(yàn)結(jié)果與2nd， 3rd的測(cè)驗(yàn)結(jié)果均存在顯著性相關(guān)(P lt;0.01)，2nd測(cè)驗(yàn)結(jié)果與3rd測(cè)驗(yàn)結(jié)果也存在顯著性相關(guān)(P lt;0.01)。

表1 受試者三次20-MST測(cè)驗(yàn)結(jié)果(M±SD)

注：*代表1st測(cè)驗(yàn)與2nd測(cè)驗(yàn)結(jié)果相關(guān)分析的結(jié)果，**P lt;0.01；0代表1st測(cè)驗(yàn)與3rd測(cè)驗(yàn)結(jié)果相關(guān)分析的結(jié)果，00P lt;0.01；▲代表2nd測(cè)驗(yàn)與3rd測(cè)驗(yàn)結(jié)果相關(guān)分析的結(jié)果，▲▲P lt;0.01

2.2三次測(cè)驗(yàn)結(jié)果的單因素方差分析

對(duì)1st、2nd、3rd測(cè)驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行單因素方差分析顯示，1st與2nd、3rd之間， 20-MST完成等級(jí)、MAS和VO2max預(yù)測(cè)值，均存在顯著差異(Plt;0.01)。2nd與3rd之間不存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的差異。

表2 三次測(cè)驗(yàn)結(jié)果的單因素方差分析

注：**P lt;0.01；表4，6同

2.3 Bland-Altman圖譜分析

56受試對(duì)象配對(duì)數(shù)據(jù)的差值的均值為1.36，圖2，差值的標(biāo)準(zhǔn)差±0.64，則95%一致性限為1.36±1.96×0.64，即(0.1-2.61)；同理，圖2的一致性限為0.06-2.56；圖3的一致性限-0.58-0.49。有研究者指出，兩組數(shù)據(jù)的一致性程度越高，代表差值均數(shù)的實(shí)線(xiàn)越接近代表差值均數(shù)為0的假想虛線(xiàn)。同時(shí)最大差值/測(cè)驗(yàn)平均值的比值小于1/6，即認(rèn)為兩次測(cè)驗(yàn)一致性程度較高。從圖1、圖2、圖3中可以看出，2nd與3rd測(cè)驗(yàn)的差值的均值接近差值均數(shù)為0的假想虛線(xiàn)，同時(shí)其最大差值為0.7，與兩次測(cè)驗(yàn)結(jié)果平均值的比值小于1/6。而1st與2nd、3rd測(cè)驗(yàn)之間的圖譜分析顯示，兩者與差值均數(shù)為0的刻度線(xiàn)存在一定距離，在實(shí)驗(yàn)中也發(fā)現(xiàn)，1st與2nd測(cè)驗(yàn)，與3rd測(cè)驗(yàn)的最大差值均為3.4，與兩次測(cè)驗(yàn)結(jié)果平均值的比值均大于1/6。

2.4兩種統(tǒng)計(jì)方法間的一致性比較

有效性評(píng)價(jià)即一致性評(píng)價(jià)。采用不同的方法對(duì)三次測(cè)驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行一致性評(píng)價(jià)，簡(jiǎn)單相關(guān)分析得出1st 與2nd、1st 與3rd、2nd 與 3rd之間均存在非常顯著性相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為0.75、0.74、0.96。表4中Bland-Altman分析得出的一致性限，并結(jié)合圖1、圖2、圖3，得出2nd 與 3rd測(cè)驗(yàn)結(jié)果具有良好的一致性，而1st 與 2nd、1st 與3rd之間存在較大的系統(tǒng)偏倚(bias)。

圖1

圖2

圖3

表4 兩種統(tǒng)計(jì)方法間的一致性比較結(jié)果

2.5三次測(cè)驗(yàn)結(jié)果的單因素方差分析

由表5、表6可知，1st 與 2nd、1st 與3rd的測(cè)驗(yàn)結(jié)果存在很大的偏倚，分別為1.36±0.64、1.31±.64。其變異度為26.53±0.14%、25.7±0.14%。單因素方差分析的結(jié)果也顯示31與32、21與32存在顯著性差異，而31與21則無(wú)顯著性差異。支持了Bland-Altman點(diǎn)圖樣分析結(jié)果。

表5 三次測(cè)驗(yàn)結(jié)果的差值進(jìn)行單因素方差分析

表6 差值進(jìn)行單因素方差分析結(jié)果一覽表

注：21表示2nd測(cè)驗(yàn)數(shù)據(jù)與1st測(cè)驗(yàn)數(shù)據(jù)的差值，31表示3rd測(cè)驗(yàn)數(shù)據(jù)與1st測(cè)驗(yàn)數(shù)據(jù)的差值，32表示3rd測(cè)驗(yàn)數(shù)據(jù)與2nd測(cè)驗(yàn)數(shù)據(jù)的差值，21 -31表示兩組差值間的比較

2.6 1st20-MST與2nd20-MST之間的回歸方程式

以1st 20-MST測(cè)驗(yàn)數(shù)據(jù)為自變量，2nd 20-MST測(cè)驗(yàn)數(shù)據(jù)為因變量，建立的線(xiàn)性回歸模型為Y=1.995+0.879X(Y：2nd測(cè)驗(yàn)值；X：1st測(cè)驗(yàn)值)。R=0.746，plt;0.01。

線(xiàn)性回歸模型的統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)。

①線(xiàn)性關(guān)系檢驗(yàn)。 方差分析的結(jié)果為F=67.743，P=0.000，表明1st測(cè)驗(yàn)和2nd測(cè)驗(yàn)結(jié)果之間有明顯的線(xiàn)性關(guān)系。回歸分析結(jié)果顯示，常數(shù)項(xiàng)和1st測(cè)驗(yàn)值對(duì)應(yīng)的系數(shù)，其t檢驗(yàn)的sig.值分別為0.001和0.000，具有顯著的統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

②回歸模型擬和度檢驗(yàn)。 回歸直線(xiàn)擬和優(yōu)度檢驗(yàn)的指標(biāo)是判定系數(shù)R2。R2越接近1,說(shuō)明擬和優(yōu)度越好。本研究中回歸模型的判定系數(shù)(R2)和判定系數(shù)修正值(R02)分別為：R2=0.556 ，R02=0.548 ，表明回歸模型具有較好的擬合度。

③殘差獨(dú)立性檢驗(yàn)和正態(tài)性檢驗(yàn)殘差的獨(dú)立性檢驗(yàn)。 主要通過(guò)Durbin-Watson 檢驗(yàn)來(lái)完成。Durbin-Watson 檢驗(yàn)的參數(shù)用D 表示。D的取值為0-2，若D=2，說(shuō)明回歸模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng)獨(dú)立，若D接近0，則隨機(jī)誤差項(xiàng)不獨(dú)立。如果隨機(jī)誤差項(xiàng)不獨(dú)立，那么對(duì)回歸模型的任何估計(jì)與假設(shè)所做出的結(jié)論都是不有效的。本研究中Durbin-Watson檢驗(yàn)的結(jié)果為D=1.635，比較接近2，表明模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng)具有獨(dú)立性。通過(guò)觀察回歸模型的標(biāo)準(zhǔn)化殘差直方圖(圖4)和標(biāo)準(zhǔn)化殘差正態(tài)P-P圖(圖5)發(fā)現(xiàn)，由于殘差具有正態(tài)分布的趨勢(shì)。因此認(rèn)為本研究建立的模型是恰當(dāng)?shù)?。因此，可以用受試者第一?0-MST測(cè)驗(yàn)的數(shù)據(jù)代入Y=1.995+0.879X,獲得一個(gè)排除學(xué)習(xí)或練習(xí)因素影響的、較為符合實(shí)際的完成等級(jí)值。

圖4

圖5

3 結(jié)論與建議

3.1 本研究結(jié)果分析表明，20-MST的1st測(cè)驗(yàn)數(shù)據(jù)與2nd、3rd測(cè)驗(yàn)數(shù)據(jù)間均存在顯著性相關(guān)，顯示三組數(shù)據(jù)具有良好的線(xiàn)性相關(guān)關(guān)系，而B(niǎo)land一Altman分析顯示，1st與2nd、3rd測(cè)驗(yàn)數(shù)據(jù)間存在很大差異，LoA分別為1.36±.64、1.31±.64，變異系數(shù)達(dá)26.53±.14%，25.7±.14%，而2nd與3rd測(cè)驗(yàn)中，LoA為-0.05±.27，一致性限范圍狹窄，因此本研究認(rèn)為2nd與3rd測(cè)驗(yàn)具有良好的一致性。

3.2 通過(guò)對(duì)各組的測(cè)驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行單因素方差分析結(jié)果顯示，1st與2nd、3rd測(cè)驗(yàn)結(jié)果間均存在顯著性差異，2nd與3rd測(cè)驗(yàn)結(jié)果間無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)差異。本研究結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了K.L.Lamb研究中，1st與2nd測(cè)驗(yàn)值間存在較大的系統(tǒng)偏倚，20-MST具有學(xué)習(xí)效應(yīng)的觀點(diǎn)。20-MST測(cè)驗(yàn)具有學(xué)習(xí)或練習(xí)效應(yīng)，2nd的測(cè)驗(yàn)值明顯高于1st的測(cè)驗(yàn)值，而2nd與3rd的測(cè)驗(yàn)值間無(wú)顯著性差異。因此1st 20-MST的測(cè)驗(yàn)結(jié)果不能真實(shí)的反映人體的有氧耐力水平，2nd的測(cè)驗(yàn)結(jié)果是可信的。

3.3 通過(guò)本研究，可以認(rèn)為單純用相關(guān)系數(shù)去評(píng)價(jià)20-MST的有效性是不全面的，相關(guān)系數(shù)反映的是兩變量線(xiàn)性關(guān)系的密切程度而非一致性，且對(duì)系統(tǒng)誤差不敏感。而B(niǎo)land一Altman是定量分析與定性分析的有機(jī)結(jié)合，同時(shí)兼顧系統(tǒng)誤差和隨機(jī)誤差，是評(píng)價(jià)一致性問(wèn)題時(shí)優(yōu)先選擇的方法。

3.4 本研究中建立了用1st的20-MST測(cè)驗(yàn)成績(jī)預(yù)測(cè)2nd測(cè)驗(yàn)成績(jī)的線(xiàn)性回歸模型。方差分析、Durbin-Watson檢驗(yàn)、標(biāo)準(zhǔn)化殘差直方圖、P-P圖分析等表明該模型滿(mǎn)足線(xiàn)性回歸模型獨(dú)立、線(xiàn)性、正態(tài)和等方差四個(gè)假設(shè)條件，具有良好的適合性。用1st 20-MST的測(cè)驗(yàn)成績(jī)建立的預(yù)測(cè)2nd測(cè)驗(yàn)成績(jī)的線(xiàn)性回歸模型為：Y=1.995+0.879X(Y：2nd測(cè)驗(yàn)值；X：1st測(cè)驗(yàn)值)。R=0.746，plt;0.01。

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TheValidityofEvaluationtotheAerobicEnduranceof20-MSTWithinUniversityStudents

ZHANG Min-qing

(PE Department, Zhejiang Sci-Tech University, Hangzhou 310018, China)

The Bland-Altman analysis is one method optimized to evaluate the validity of measuring performance. By using this method, this study is to test the validity of evaluation to the aerobic endurance of multistage 20 meter shuttle run test (20-MST) with university students through a designed experiment. The results show that it is not fully comprehensive to use the related coefficient only in terms of evaluating aerobic endurance for 20-MST. This method, however, is still effective without the systemic lean. Based on the prediction built by the performance at the first testing, the equation of linear regression for the performance of the second testing is: Y = 1.995 + 0.879X (Y is the value of the second testing; X is the value of the first testing). R = 0.746, p lt; 0.01.

20-MST; Bland-Altman analysis; validity; evaluation

1004-3624(2013)02-0114-04

G804.21

A

2013-01-03

張敏青(1980-)，男，浙江天臺(tái)人，講師，研究方向：體育教學(xué)與管理、運(yùn)動(dòng)訓(xùn)練.