黃艷紅 袁宏俊 陳夢(mèng)倩

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)與應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)院，安徽蚌埠233030)

器官移植認(rèn)知度和意愿度的多元Logistic回歸分析①

黃艷紅 袁宏俊 陳夢(mèng)倩

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)與應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)院，安徽蚌埠233030)

針對(duì)器官移植和捐獻(xiàn)認(rèn)知度和意愿度研究問題，通過檢驗(yàn)影響器官移植認(rèn)知度和器官捐獻(xiàn)意愿度的影響因素的樣本是否滿足獨(dú)立性假設(shè)和正態(tài)性假設(shè)，然后對(duì)這些因素分別構(gòu)建方差分析模型，最后綜合這些因素建立多因素logistic回歸模型，運(yùn)用SPSS、MATLAB軟件得出各因素對(duì)認(rèn)知和意愿的影響程度大小和單個(gè)因素具體如何影響器官捐獻(xiàn)認(rèn)知度和意愿度的相關(guān)結(jié)論.

器官移植和器官捐獻(xiàn)，認(rèn)知度和意愿度，單因素方差分析模型，多元Logistic回歸模型，SPSS

醫(yī)學(xué)的進(jìn)步使得部分器官衰竭的患者不再必須面對(duì)死亡，器官移植技術(shù)的飛速發(fā)展使得這些患者有了被救助的機(jī)會(huì).每年共有數(shù)千名肝臟、腎臟、或者心臟衰竭的患者由此開始了新的人生旅程.但由于器官來源極其有限，每年仍然有過萬名患者在苦苦等待能夠進(jìn)行移植的器官[1].隨著社會(huì)的不斷發(fā)展，器官緊缺成為我國器官移植發(fā)展的瓶頸.我國目前每年約有30萬患者需要器官移植，現(xiàn)階段我國公民身后器官捐獻(xiàn)率約為0.6/100萬人口，是世界上器官捐獻(xiàn)率最低的國家之一.中國此前絕大多數(shù)的移植器官來源于死囚捐獻(xiàn)，但自2015年1月1日起，已全面停止使用死囚器官作為移植供體來源.器官供體的缺乏在世界各國普遍存在，和國外相比中國顯得更為短缺.器官移植的基礎(chǔ)是器官捐贈(zèng)，為積極推動(dòng)我國器官移植事業(yè)的發(fā)展，研究我國器官移植和捐獻(xiàn)認(rèn)知度以及意愿度的相關(guān)情況具有較強(qiáng)的實(shí)際意義[2].

1 器官移植認(rèn)知度和器官捐獻(xiàn)意愿度與其影響因素的方差分析

方差分析分析要滿足三個(gè)假設(shè)，即觀測(cè)是否彼此獨(dú)立，觀測(cè)是否為正態(tài)分布的樣本，以及由各因素水平分成的各組的方差是否相等[3]，當(dāng)這些假設(shè)滿足時(shí)，就可以進(jìn)行單因素方差分析.因此為了放了方便SPSS分析數(shù)據(jù)，本文分別對(duì)影響因素指標(biāo)變量進(jìn)行標(biāo)簽和數(shù)值型變量進(jìn)行變量值標(biāo)簽，分別對(duì)不同性別、不同宗教信仰、不同文化程度及不同婚姻狀況下器官捐獻(xiàn)認(rèn)知度和意愿度大小進(jìn)行獨(dú)立性檢驗(yàn)，同時(shí)進(jìn)行正態(tài)檢驗(yàn)，在檢驗(yàn)成立的基礎(chǔ)上構(gòu)建了單因素方差分析模型.

1.1 影響因素變量標(biāo)簽和變量值標(biāo)簽

由于指標(biāo)名稱太長(zhǎng)，有的指標(biāo)名稱甚至超過8個(gè)字符，所以我們對(duì)影響器官移植認(rèn)知度和器官捐獻(xiàn)意愿度變量名稱進(jìn)行標(biāo)簽，以方便SPSS軟件數(shù)據(jù)處理，給出的定義因素指標(biāo)名稱標(biāo)簽，例如變量文化程度：研究生及以上為標(biāo)簽4，大學(xué)本(專)為標(biāo)簽3，高中(中專)為標(biāo)簽2；中學(xué)為標(biāo)簽1，小學(xué)及以下為標(biāo)簽0.性別、年齡和職業(yè)中的變量標(biāo)簽名與文化程度類似標(biāo)法.

為了便于說明各種因素對(duì)器官移植認(rèn)知和器官捐獻(xiàn)意愿的影響程度，本文將體現(xiàn)對(duì)器官移植認(rèn)知度和器官捐獻(xiàn)意愿度的問題的選項(xiàng)按照取值的含義分別進(jìn)行解釋和說明，以第一個(gè)認(rèn)知度問題為例，定義“聽說過器官移植” 這個(gè)數(shù)值型變量，取值為0和1，其中變量值0表示“否”，1表示“是”.若一個(gè)數(shù)值型變量有超過兩個(gè)不同程度的選項(xiàng)，那么賦值的大小依次類推；接著將這些數(shù)值型變量的賦值進(jìn)行累加，得到最終能夠表示對(duì)器官移植認(rèn)知度和器官捐獻(xiàn)意愿度大小的數(shù)值.如此會(huì)得到一個(gè)結(jié)論：即器官移植認(rèn)知度和器官捐獻(xiàn)意愿度的數(shù)值越大，則這個(gè)因素對(duì)對(duì)器官移植認(rèn)知和器官捐獻(xiàn)意愿的影響程度越大.

表1 性別與器官移植認(rèn)知度列聯(lián)表

認(rèn)知程度大小低高總計(jì)男99527626女103621724總計(jì)20211481350

1.2 獨(dú)立性檢驗(yàn)和正態(tài)分布檢驗(yàn)

影響器官移植的認(rèn)知度和器官捐獻(xiàn)意愿度的因素很多，為了使文章的內(nèi)容更充實(shí)緊湊，本文只給出對(duì)器官移植的認(rèn)知程度是否和性別有關(guān)的列聯(lián)表獨(dú)立性性檢驗(yàn)[5]，性別與器官移植認(rèn)知度的列聯(lián)表見表1.

根據(jù)表1中的數(shù)據(jù)，得到p的觀察值為0.665.k2=0.665>0.445，根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)的獨(dú)立性檢驗(yàn)表[4]知道P(k2>0.445)=0.5，即有50%的把握可認(rèn)為性別與器官移植的認(rèn)知度大小有關(guān).但是需要注意的是我們?cè)诎霾菏姓{(diào)查的人群是隨機(jī)的，這些性別的樣本之間是相互獨(dú)立的，所以滿足方差分析的獨(dú)立性假設(shè).同理，其他影響器官移植認(rèn)知度和器官捐獻(xiàn)意愿度的因素的樣本都是相互獨(dú)立的，即都滿足單因素方差分析的獨(dú)立性假設(shè).

若p的密度函數(shù)(頻率曲線)為正態(tài)函數(shù)(曲線)

則稱p服從正態(tài)分布，記作X～N(μ,σ2).其中μ、σ分別表示該分布函數(shù)的均值和標(biāo)準(zhǔn)差，不同的μ、σ對(duì)應(yīng)不同的正態(tài)分布.

為考慮方便，我們?cè)O(shè)所需對(duì)比檢驗(yàn)的樣本分別為Y1和Y2，在檢驗(yàn)Y1，Y2是否服從正態(tài)分布中，我們先假設(shè)二者的分布服從正態(tài)分布[5].即設(shè)：原假設(shè)為：u0：即樣本Y1，Y2服從正態(tài)分布；備擇假設(shè)為：u1：即樣本Y1，Y2不服從正態(tài)分布；對(duì)該樣本進(jìn)行l(wèi)illietest檢驗(yàn)，設(shè)標(biāo)準(zhǔn)值為：H0，其檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)為：H0=0：接受原假設(shè)，即檢驗(yàn)樣本服從正態(tài)分布；H0=1：拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，即檢驗(yàn)樣本不服從正態(tài)分布.此模型的Y1：器官移植不同認(rèn)知度下男性人數(shù)值；Y2：器官移植不同認(rèn)知程度下女性人數(shù)值.

表3Y1,Y2的均值和方差值

樣本H0是否服從正態(tài)均值標(biāo)準(zhǔn)差值Y10是104.33380.7606Y20是225179.9267

同獨(dú)立性檢驗(yàn)一樣，本文只給出性別和器官移植認(rèn)知度的正態(tài)檢驗(yàn)，運(yùn)用MATLAB[5]，得到表3.即p均服從正態(tài)分布，具體為Y1:N～(104.33,80.762)；Y2:N～(225,179.932).即符合單因素方差分析的正態(tài)分布假設(shè).同理年齡、文化程度及職業(yè)都符合單因素方差分析正態(tài)分布假設(shè)[6].

1.3 方差分析結(jié)果

這里以器官移植認(rèn)知度大小為觀測(cè)變量，性別、文化程度、年齡和職業(yè)為控制變量[7]，通過方差分析對(duì)文化程度、年齡和職業(yè)對(duì)器官移植認(rèn)知度的影響進(jìn)行分析.運(yùn)用SPSS軟件可得到文化程度、職業(yè)、年齡與器官移植認(rèn)知度大小的方差分析表[8]，分別見表4、表5、表6和表7.

如果只考慮性別單個(gè)因素的影響，則在器官捐獻(xiàn)認(rèn)知程度總變差中，不同性別可解釋的變差為0.117，抽樣調(diào)查引起的變差為637.383，它們的方差為0.117和0.473，相應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量為0.247，對(duì)應(yīng)的概率p值近似為0.619.系統(tǒng)默認(rèn)的顯著性水平為0.05，所以大于顯著性水平，則沒有理由拒絕原假設(shè)，即不同性別對(duì)器官捐獻(xiàn)認(rèn)知度沒產(chǎn)生顯著影響.

如果只考慮職業(yè)單個(gè)因素的影響，則在器官捐獻(xiàn)意愿程度總變差中，不同文化程度可解釋的變差為3.465，抽樣調(diào)查引起的變差為627.5，它們的方差為1.539和1.423，相應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量為1.539，對(duì)應(yīng)的概率0<0.018<0.002 3值近似為0.系統(tǒng)默認(rèn)的顯著性水平為0.05，所以0<0.018<0.002 3小于顯著性水平，則拒絕原假設(shè)，即不同職業(yè)對(duì)器官捐獻(xiàn)意愿度產(chǎn)生極顯著影響.

表4 (性別)方差分析器官捐獻(xiàn)認(rèn)知度

表5 (文化程度)方差分析器官移植認(rèn)知度

平方和df均方F顯著性組間 4.56560.7611.6140.001組內(nèi)632.93513430.471--總數(shù)637.5 1349---

如果只考慮文化程度單個(gè)因素的影響，則在器官移植認(rèn)知程度總變差中，不同文化程度可解釋的變差為4.565，抽樣調(diào)查引起的變差為632.935，它們的方差為0.761和0.471，相應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量為1.614，對(duì)應(yīng)的概率0<0.018<0.002 3值近似為0.系統(tǒng)默認(rèn)的顯著性水平為0.05，所以0<0.018<0.002 3小于顯著性水平，則有理由拒絕原假設(shè)，即不同文化程度對(duì)器官移植認(rèn)知度產(chǎn)生極顯著影響.

表6 (職業(yè))方差分析器官移植認(rèn)知度

平方和df均方F顯著性組間 3.46560.5611.5390.0023組內(nèi)616.7356820.652--總數(shù)627.5 684---

表7 (年齡)方差分析器官移植認(rèn)知度

平方和df均方F顯著性組間 2.47610.3750.8230.018組內(nèi)538.6436810.674--總數(shù)587.5 684---

表8 兩兩比較分析表

觀察表8可以得到，如果只考慮年齡單個(gè)因素的影響，則在器官移植認(rèn)知程度總變差中，不同性別可解釋的變差為2.476，抽樣調(diào)查引起的變差為538.643，它們的方差為0.375和0.674，相應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量為0.823，對(duì)應(yīng)的概率0<0.018<0.002 3值近似為0.018.系統(tǒng)默認(rèn)的顯著性水平為0.05，所以小于顯著性水平，則拒絕原假設(shè)，即不同年齡對(duì)器官移植認(rèn)知度有顯著影響.

我們還對(duì)年齡段進(jìn)行了兩兩比較，即可以得到不同的年齡段對(duì)器官移植的認(rèn)知度的影響的差異.見表8.

根據(jù)上表8可以得出，16-25歲人群與>55歲人群對(duì)器官移植認(rèn)知度影響程度的顯著性0.001 2<0.05，即它們對(duì)器官移植的認(rèn)知度的影響具有顯著性的差異.16-25歲的人群對(duì)器官移植的認(rèn)知度較大，而>55歲的人群對(duì)器官移植的認(rèn)知度較小.并且16-25歲人群與26-35歲人群對(duì)器官移植的認(rèn)知度的影響顯著性0.0611>0.05，即它們對(duì)器官移植的認(rèn)知度影響沒有顯著性差異，16-25歲和26-35歲人群對(duì)器官移植的認(rèn)知度都較大.36-45歲和46-55歲和55歲以上的人群他們對(duì)器官移植的認(rèn)知度基本一致，與16-35歲人群存在顯著性差異，即對(duì)器官移植的認(rèn)知度較低.

綜上可得，因?yàn)?<0.018<0.0023，所以性別、宗教信仰、文化程度及婚姻狀況影響器官移植認(rèn)知度大小依次為文化程度>年齡>職業(yè).方差分析器官捐獻(xiàn)意愿度的原理和方法和方差分析器官移植認(rèn)知度一樣，由于版面限制，本文直接給出結(jié)果，即顯著性大小0<0.013<0.024，所以性別、宗教信仰、文化程度及婚姻狀況影響器官捐獻(xiàn)意愿度大小依次為文化程度>職業(yè)>年齡[9].

1.4 結(jié)果分析

(1)文化程度是影響器官移植認(rèn)知程度和器官捐獻(xiàn)意愿程度的主要因素，隨著文化程度的提高，人們對(duì)器官移植的認(rèn)知程度增強(qiáng)，對(duì)器官的捐獻(xiàn)意愿程度也有所提高.

(2)不同年齡段對(duì)人們器官移植認(rèn)知程度和器官捐獻(xiàn)的意愿程度有顯著地影響，80后和90后的人群對(duì)器官移植認(rèn)知度和器官捐獻(xiàn)意愿度都較高，而老一輩的人群對(duì)器官移植認(rèn)知度和器官捐獻(xiàn)意愿度都較低.

(3)不同職業(yè)對(duì)人們器官移植的認(rèn)知程度和器官捐獻(xiàn)的意愿程度也有較大的影響，知識(shí)型和技能型的人群對(duì)器官移植認(rèn)知度和器官捐獻(xiàn)意愿度都較高，而服務(wù)型和勞動(dòng)型的人群對(duì)器官移植認(rèn)知度和器官捐獻(xiàn)意愿度都較低.

2 器官移植認(rèn)知度和器官捐獻(xiàn)意愿度多因素Logistic回歸分析

單因素方差分析得到的只能得到這些影響因素哪一個(gè)對(duì)器官捐獻(xiàn)認(rèn)知度和意愿度影響最大，并沒有具體得到每一個(gè)因素是怎么具體影響器官捐獻(xiàn)認(rèn)知度和意愿度，因此為了繼續(xù)探究一下每一個(gè)影響因素與器官捐獻(xiàn)認(rèn)知度和意愿度具體關(guān)系式，下面運(yùn)用多元Logistic回歸[10]模型來分析這個(gè)問題,

2.1 模型的準(zhǔn)備

本文Logistic回歸模型的自變量為單因素方差分析中得出的前三個(gè)主要變量，即文化程度、年齡和職業(yè).由于Logistic回歸模型的自變量不許為定性變量[11]，本文選擇反映器官移植認(rèn)知度大小的得分情況來說明人群對(duì)器官移植的了解程度(分別用數(shù)字1、2、3、4、5、6代表不理解到非常了解五種認(rèn)知度)作為因變量，同理選擇器官捐獻(xiàn)意愿度大小的得分情況來說明人群對(duì)器官捐獻(xiàn)的意愿情況(分別用數(shù)字1、2、3、4、5、6代表非常愿意到非常愿意五種意愿度)作為因變量[12].

2.2 器官移植認(rèn)知度多因素Logistic回歸分析結(jié)果

運(yùn)用SPSS軟件對(duì)器官移植認(rèn)知度和其影響因素的數(shù)據(jù)進(jìn)行Logstic回歸，得到器官捐獻(xiàn)認(rèn)知度回歸分析表，具體見表9，可以得到下面3個(gè)結(jié)論.

(1)年齡段在16-25歲和26-35兩個(gè)區(qū)間內(nèi)，因素通過了顯著性檢驗(yàn)(Sig=0.028<0.05；Sig=0.016<0.05)，因此認(rèn)為年齡在這兩個(gè)區(qū)間內(nèi)的人群對(duì)器官捐獻(xiàn)的認(rèn)知程度大，了解更深入.

(2)文化程度為大學(xué)(大專)、研究生及以上都通過了顯著性檢驗(yàn)(Sig=0.002<0.05，Sig=0.002<0.05)，說明大學(xué)生和研究生以及研究生以上學(xué)歷的人對(duì)器官認(rèn)知度程度較高；文化程度為初中，高中(中專)學(xué)歷的人，沒有通過顯著性檢驗(yàn)(Sig=0.097>0.05，Sig=0.082>0.05)，但是其雙尾檢測(cè)值并不是遠(yuǎn)大于顯著性水平，因此得到文化程度為初中，高中(中專)學(xué)歷的人對(duì)器官移植認(rèn)知程度較高；文化程度為小學(xué)及小學(xué)以下學(xué)歷的人也沒有通過顯著性檢驗(yàn)(Sig=0.567>0.05)，其雙尾檢測(cè)值遠(yuǎn)大于顯著性水平，因此我們得到小學(xué)及小學(xué)學(xué)歷的人對(duì)器官移植認(rèn)知程度較低.即文化程度越高，對(duì)器官捐獻(xiàn)的認(rèn)知程度就越高，因此文化程度對(duì)器官捐獻(xiàn)認(rèn)知的影響很大.

表9 器官捐獻(xiàn)認(rèn)知程度的多因素Logistic回歸分析結(jié)果表

(3)職業(yè)是知識(shí)性和技能性的人群通過了顯著性檢驗(yàn)(Sig=0.000<0.05，Sig=0.001<0.05)，對(duì)器官移植的認(rèn)知程度高；職業(yè)是勞動(dòng)性和服務(wù)性的人群沒有談過顯著性檢驗(yàn)(Sig=0.083>0.05，Sig=0.082>0.05)，因此判斷勞動(dòng)性和服務(wù)性的人群對(duì)器官移植認(rèn)知程度較低[13].

2.3 器官捐獻(xiàn)意愿度多因素Logistic回歸分析結(jié)果

運(yùn)用SPSS軟件對(duì)器官捐獻(xiàn)意愿度和其影響因素的數(shù)據(jù)進(jìn)行Logstic回歸，得到器官捐獻(xiàn)認(rèn)知度回歸分析表，具體見表10，可以得到3個(gè)結(jié)論：

(1)年齡對(duì)器官捐獻(xiàn)的意愿程度影響較大，和器官移植的認(rèn)知度一樣，年齡在16-25歲和26-35歲兩個(gè)區(qū)間范圍內(nèi)，都通過了顯著性檢驗(yàn)(Sig=0.006<0.05,Sig=0.008<0.05)，即年齡在這兩個(gè)區(qū)間的人對(duì)器官捐獻(xiàn)意愿度高；年齡在16歲以下也沒通過顯著性檢驗(yàn)(Sig=0.084>0.05)，年齡在36-45歲之間和55歲以上這兩個(gè)年齡段也沒通過顯著性檢驗(yàn)(Sig=0.136>0.05,Sig=0.404>0.05)，雖然這這些人群對(duì)器官捐獻(xiàn)意愿度都較低，但是兩者意愿度內(nèi)在原因不同，前者是被動(dòng)的不愿意，隨著年齡的增長(zhǎng)和知識(shí)的積累，他們對(duì)器官捐獻(xiàn)的意愿程度會(huì)變高，后者是主動(dòng)的不愿意.因此得到年齡越大，器官捐獻(xiàn)的意愿程度越低.

(2)文化程度為大學(xué)(大專)、研究生及以上都通過了顯著性檢驗(yàn)(Sig=0.013<0.05，Sig=0.001<0.05)，文化程度為小學(xué)及小學(xué)以下、初中和高中(中專)學(xué)歷都沒有通過顯著性檢驗(yàn)(Sig=0.378>0.05，Sig=0.341>0.05，Sig=0.064>0.05)，參數(shù)估計(jì)結(jié)果與預(yù)期定性分析也相吻合，即文化程度越高，器官捐獻(xiàn)意愿程度越高，因此，文化程度對(duì)器官捐獻(xiàn)意愿的影響顯著性很強(qiáng).

(3)職業(yè)對(duì)器官捐獻(xiàn)的意愿度產(chǎn)生的效應(yīng)和對(duì)器官移植認(rèn)知度的影響效應(yīng)類似，職業(yè)是知識(shí)性和技能性的人群對(duì)器官捐獻(xiàn)意愿度高；職業(yè)是勞動(dòng)性和服務(wù)性的人群對(duì)器官捐獻(xiàn)意愿度較低.

表10 器官捐獻(xiàn)意愿程度的多因素Logistic回歸分析結(jié)果表

3 結(jié)束語

本文通過單因素方差分析方法和多因素logistic回歸模型得到年齡、文化程度和職業(yè)是影響器官移植認(rèn)知度和器官捐獻(xiàn)意愿度的主要因素，以及這些因素是如何影響器官移植認(rèn)知度和器官捐獻(xiàn)意愿度的.并由此向有關(guān)部門了加強(qiáng)宣傳，增強(qiáng)全民參與意識(shí)；加大器官移植技術(shù)研究資金力度；提高器官移植技術(shù)，完善法律體系，加強(qiáng)立法；提高人們的文化程度等建議.

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Multivariate Logistic Regression of Organ Tromsplantation on Awareness and Intention

HUANG Yan-hong YUAN Hong-jun CHEN Meng-qian

(School of Statistics and Applied Mathematics, Anhui University of Finance and Economics, Bengbu 23303, China)

For recognition organ transplantation and organ donation willingness to the research question, firstly , Inspect samples whether satisfy meet the independence assumption and normality assumption, then, build the variance analysis model respectively for these factors, finally, establish multivariable logistic regression model with the integrated these factors, and get the related conclusion

organ transplantation and organ donation，awareness and intention，single factor analysis of variance model，multivariate logistic regression model，SPSS

2016-12-10

國家級(jí)大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)訓(xùn)練計(jì)劃項(xiàng)目(201610378265)，省級(jí)大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)訓(xùn)練計(jì)劃項(xiàng)目(201610378524)資助

黃艷紅，E-mail:2459950054@qq.com.

O212.1

A

1672-6634(2017)02-0024-06