朱麗君，姚應(yīng)水

（皖南醫(yī)學(xué)院 公共衛(wèi)生學(xué)院/慢性病防制研究所，安徽 蕪湖 241002）

醫(yī)藥統(tǒng)計(jì)學(xué)應(yīng)用的重點(diǎn)是針對(duì)不同類(lèi)型的資料選用不同的統(tǒng)計(jì)分析方法[1]。如果統(tǒng)計(jì)設(shè)計(jì)不當(dāng)，或者統(tǒng)計(jì)學(xué)方法應(yīng)用不當(dāng)，不僅不能正確地反映科研結(jié)果，而且可能帶來(lái)錯(cuò)誤的結(jié)論。定量資料是指通過(guò)對(duì)觀察對(duì)象指標(biāo)的測(cè)量所得的數(shù)值大小的資料，又稱(chēng)為數(shù)值變量資料或計(jì)量資料。中醫(yī)藥研究領(lǐng)域中，如各種中草藥的含量、濃度、劑量、重量、測(cè)定的溫度以及臨床資料中血壓、血糖、尿酸、膽固醇等生化指標(biāo)數(shù)據(jù)。定量資料假設(shè)檢驗(yàn)差異性比較的常用方法主要有t檢驗(yàn)、方差分析和秩和檢驗(yàn)。現(xiàn)對(duì)中醫(yī)藥研究領(lǐng)域中關(guān)于定量資料存在的統(tǒng)計(jì)學(xué)問(wèn)題做簡(jiǎn)要闡述與分析，以期啟發(fā)讀者，提高中醫(yī)藥研究論文的質(zhì)量。

1 中醫(yī)藥研究中常見(jiàn)的定量資料及假設(shè)檢驗(yàn)的方法

1.1 t 檢驗(yàn)

假設(shè)檢驗(yàn)是統(tǒng)計(jì)推斷的一個(gè)重要內(nèi)容，也是醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)課堂教學(xué)的重點(diǎn)和難點(diǎn)之一。講授假設(shè)檢驗(yàn)問(wèn)題多以t檢驗(yàn)為例，但實(shí)際應(yīng)用中t檢驗(yàn)往往會(huì)出現(xiàn)誤用[2]。t檢驗(yàn)有三種類(lèi)型，單樣本t檢驗(yàn)、獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，配對(duì)樣本t檢驗(yàn)。單樣本t檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)總體方差未知、正態(tài)分布或近似正態(tài)分布數(shù)據(jù)的單樣本的均值是否與已知的總體均值相等。例：已知A 中藥的平均質(zhì)量，為了解某植物生長(zhǎng)調(diào)節(jié)劑的效果，采用將該調(diào)節(jié)劑噴施與A 中藥，經(jīng)過(guò)一段時(shí)間，隨機(jī)測(cè)量部分中草藥的質(zhì)量，問(wèn)這種調(diào)節(jié)劑對(duì)中藥的質(zhì)量是否有影響。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)兩對(duì)獨(dú)立的正態(tài)分布或近似正態(tài)分布數(shù)據(jù)的樣本間均值是否相等。例：中藥聯(lián)合甲氨蝶呤治療輸卵管妊娠中，治療組采用中藥煎劑聯(lián)合甲氨蝶呤5 日療法治療，對(duì)照組單獨(dú)給予甲氨蝶呤5 日療法治療，比較兩組輸卵管妊娠保守治療成功患者的血人絨毛膜促性腺激素恢復(fù)正常時(shí)間。配對(duì)樣本t檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)兩配對(duì)樣本數(shù)據(jù)的均值是否存在顯著性差異，資料要求差值服從正態(tài)或近似正態(tài)。臨床上常用來(lái)比較個(gè)體治療前和治療后的數(shù)據(jù)，它的核心是數(shù)據(jù)一定是成對(duì)的出現(xiàn)，其檢驗(yàn)效能優(yōu)于獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)。例：中藥熏蒸治療腰椎間盤(pán)突出癥引起人體水分流失情況臨床觀察，采用配對(duì)t檢驗(yàn)分析熏蒸前后人體總水分、細(xì)胞內(nèi)液、細(xì)胞外液、軀干水分等的差異，屬于熏蒸前后的自身配對(duì)設(shè)計(jì)。

1.2 方差分析

t檢驗(yàn)只能適用于最多兩組定量資料的比較。若涉及3 組及3 組以上的定量資料，則采用方差分析檢驗(yàn)，即F檢驗(yàn)。資料需要滿(mǎn)足獨(dú)立性、正態(tài)性和方差齊性。F檢驗(yàn)依據(jù)不同的設(shè)計(jì)方案，有常見(jiàn)的兩種類(lèi)型，即完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的方差分析和隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的方差分析，分別是兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)和配對(duì)t檢驗(yàn)的延伸。此外，還有析因設(shè)計(jì)和重復(fù)測(cè)量設(shè)計(jì)的方差分析等。F檢驗(yàn)對(duì)于多組定量數(shù)據(jù)比較，當(dāng)P＜0.05時(shí)，只能得出各組間均數(shù)不全相同的結(jié)論，并不能說(shuō)明是哪兩組均數(shù)間存在差異。此時(shí)不能采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)來(lái)比較各組間差異是否有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，會(huì)導(dǎo)致類(lèi)錯(cuò)誤風(fēng)險(xiǎn)增大。應(yīng)采用多重比較的方法，常用的有LSD-t檢驗(yàn)法（多個(gè)實(shí)驗(yàn)組與一個(gè)對(duì)照組比較）、SNK-q檢驗(yàn)法（多個(gè)均數(shù)間全部?jī)蓛杀容^）等。例：采用生理鹽水、地榆炭、蒲黃粉、仙鶴草四種藥物進(jìn)行小鼠體外促凝時(shí)間的比較，以評(píng)價(jià)促凝效果。

1.3 非參數(shù)的秩和檢驗(yàn)

非參數(shù)檢驗(yàn)是相對(duì)于參數(shù)檢驗(yàn)而言，對(duì)總體分布類(lèi)型不作嚴(yán)格假定，又稱(chēng)任意分布檢驗(yàn)，它不是推斷總體參數(shù)是否有差異，而是直接對(duì)總體分布作假設(shè)檢驗(yàn)，所以適用范圍廣，受限條件少。如果定量資料滿(mǎn)足參數(shù)檢驗(yàn)條件時(shí)，應(yīng)首選參數(shù)檢驗(yàn)，因?yàn)榉菂?shù)檢驗(yàn)對(duì)數(shù)據(jù)的信息利用不夠充分，會(huì)導(dǎo)致檢驗(yàn)效能降低，Ⅱ類(lèi)錯(cuò)誤增大[3]。如定量資料比較時(shí)，當(dāng)數(shù)據(jù)不滿(mǎn)足正態(tài)分布或方差不齊時(shí)，應(yīng)用非參數(shù)檢驗(yàn)。常用的比較系統(tǒng)完善的是非參數(shù)的秩和檢驗(yàn)，有配對(duì)Wilcoxon 符號(hào)秩和檢驗(yàn)、兩樣本比較的Wilcoxon 秩和檢驗(yàn)，完全隨機(jī)設(shè)計(jì)多樣本 Kruskal-Wallis 秩和檢驗(yàn)等。例：中醫(yī)藥治療中晚期股骨頭壞死“帶塌陷生存”療效分析及相關(guān)影響因素研究中，數(shù)據(jù)不滿(mǎn)足正態(tài)分布，采用非參數(shù)檢驗(yàn)進(jìn)行組間股骨頭硬化骨體積、軟組織體積、股骨頭密度對(duì)比分析。

2 中醫(yī)藥研究領(lǐng)域定量資料常見(jiàn)的假設(shè)檢驗(yàn)方法誤用

2.1 滿(mǎn)足參數(shù)檢驗(yàn)資料中假設(shè)檢驗(yàn)方法的誤用

2.1.1 配對(duì)t檢驗(yàn)誤用為兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn) 例1：為研究散結(jié)抗瘤方對(duì)小鼠體內(nèi)抑瘤作用的實(shí)驗(yàn)研究，將20 只小鼠按性別、體質(zhì)量、窩別配成對(duì)子。每對(duì)中隨機(jī)抽取一只采用已制備的散結(jié)抗瘤方煎劑灌胃，實(shí)驗(yàn)對(duì)照組每日用等量的生理鹽水灌胃，以上處理連續(xù)進(jìn)行15 d 后，處死小鼠，并剝離瘤塊。問(wèn)小鼠經(jīng)散結(jié)抗瘤方和生理鹽水處理后其平均瘤重有無(wú)差異？

原分析：結(jié)果顯示，散結(jié)抗瘤方組與生理鹽水組灌胃后，處死小鼠剝離瘤塊質(zhì)量差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05），詳見(jiàn)表1 和2。

表1 不同處理組小鼠的瘤重

表2 2 種處理方法小鼠瘤重

解析：本研究按照小鼠性別、體質(zhì)量、窩別配成對(duì)子，屬于配對(duì)設(shè)計(jì)，不應(yīng)采用兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，配對(duì)t檢驗(yàn)的檢驗(yàn)效能更高，如果誤用了兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，會(huì)降低檢驗(yàn)效能，增加Ⅱ類(lèi)錯(cuò)誤的風(fēng)險(xiǎn)。正確分析結(jié)果顯示，散結(jié)抗瘤方組灌胃后，處死小鼠剝離瘤塊明顯重于生理鹽水組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05），見(jiàn)表3。

表3 2 種處理方法小鼠瘤重

2.1.2 單因素方差分析誤用為多個(gè)兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)

例2：一項(xiàng)厚樸麻黃湯通過(guò)調(diào)節(jié)小鼠肺泡巨噬細(xì)胞JAK2 水平抑制氣道炎癥研究顯示，將小鼠肺泡巨噬細(xì)胞隨機(jī)分為4 組，空白對(duì)照組、脂多糖（LPS）組、血清對(duì)照組、含藥血清組，比較不同組JAK2mRNA表達(dá)水平有無(wú)差異？

原分析：每?jī)山M之間采用兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，共進(jìn)行6 次比較。結(jié)果顯示，除LPS 組和含藥血清組外，其它任意兩組間JAK2mRNA 表達(dá)水平差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05），詳見(jiàn)表4。

表4 各組小鼠肺泡巨噬細(xì)胞JAK2mRNA 表達(dá)水平比較（±s，n = 6）

表4 各組小鼠肺泡巨噬細(xì)胞JAK2mRNA 表達(dá)水平比較（±s，n = 6）

注：*P ＜0.05。

組別mRNAt空白對(duì)照組（1）0.93±0.09t12 = 53.028*t13 = 2.357*LPS 組（2）7.77±0.30t14 = 18.784*t23 = 46.484*血清對(duì)照組（3）1.12±0.18t24 = 2.179t34 = 17.878*含藥血清組（4）7.02±0.79

解析：該研究是想比較空白對(duì)照組、LPS 組、血清對(duì)照組、含藥血清組的JAK2mRNA 表達(dá)水平的差異，屬于多組均數(shù)的比較，若直接采用t檢驗(yàn)進(jìn)行兩兩比較，則會(huì)增大犯I 型錯(cuò)誤的概率，導(dǎo)致假陽(yáng)性錯(cuò)誤增高，會(huì)更容易得出差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的結(jié)論，從而產(chǎn)生虛假結(jié)論。本資料應(yīng)先采用單因素方差分析，再進(jìn)一步采用SNK-q法進(jìn)行兩兩比較。正確分析結(jié)果顯示，LPS 組和含藥血清組JAK2mRNA 表達(dá)水平均高于空白對(duì)照組和血清對(duì)照組（P＜0.05），且LPS 組高于含藥血清組（P＜0.05），見(jiàn)表5。

表5 各組小鼠肺泡巨噬細(xì)胞JAK2mRNA 表達(dá)豐度（±s，n = 6）

表5 各組小鼠肺泡巨噬細(xì)胞JAK2mRNA 表達(dá)豐度（±s，n = 6）

注：與空白對(duì)照組比較，aP ＜0.05；與LPS 組比較，bP ＜0.05；與血清對(duì)照組比較，cP ＜0.05。

組別mRNA空白對(duì)照組0.93±0.09 LPS 組 7.77±0.30a血清對(duì)照組 1.12±0.18b含藥血清組 7.02±0.79abc F 434.182 P＜0.001

2.1.3 隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的方差分析或重復(fù)測(cè)量的方差分析誤用為單因素方差分析 例3：研究者欲比較針灸組、西藥組和對(duì)照組的對(duì)調(diào)節(jié)更年期綜合征大鼠模型體質(zhì)量的效果。影響大鼠體質(zhì)量增長(zhǎng)的因素很多，這些因素的效應(yīng)與不同處理因素的效應(yīng)混雜在一起。為了消除和控制其他因素的影響，研究者將更年期綜合征大鼠配成若干區(qū)組，每個(gè)區(qū)組3 只大鼠，并且滿(mǎn)足同一區(qū)組的大鼠是同窩別、同性別、同日齡、體質(zhì)量最接近，共配成10 個(gè)區(qū)組，然后在每個(gè)區(qū)組內(nèi)將3 只大鼠隨機(jī)分配到各實(shí)驗(yàn)組。比較4 周后各組大鼠的平均體質(zhì)量增加量有無(wú)差異？

原分析：采用單因素分析結(jié)果顯示，針灸組大鼠的體質(zhì)量增加高于對(duì)照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05），見(jiàn)表6 和表7。

表6 3 組不同處理組的大鼠體質(zhì)量增重量（g）

表7 大鼠體質(zhì)量變化水平的單因素方差分析（g，±s）

表7 大鼠體質(zhì)量變化水平的單因素方差分析（g，±s）

注：與對(duì)照組比較，*P ＜0.05。

組別體質(zhì)量FP對(duì)照組3.22±0.18 3.8390.034西藥組3.32±0.12針灸組3.40±0.12*

解析：本研究中大鼠按照同窩別、同性別、同日齡、體質(zhì)量最接近，共配成10 個(gè)區(qū)組，屬于隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的方差分析。如果按照表7 采用單因素方差分析則忽略了區(qū)組對(duì)結(jié)果的影響。前者變異拆分：SS總=SS組間+SS組內(nèi)，后者變異拆分：SS總=SS區(qū)組+SS處理+SS誤差。正確結(jié)果分析顯示，尚不能得出針灸組、西藥組和對(duì)照組大鼠的體質(zhì)量增加有差異（P＞0.05），見(jiàn)表8。

表8 大鼠體質(zhì)量變化水平的方差分析

例4：研究者欲分析右歸丸聯(lián)合中藥熏蒸治療腎陽(yáng)虛型老年膝骨關(guān)節(jié)炎的效果，探討其對(duì)關(guān)節(jié)液中骨橋蛋白（OPN）水平的影響。老年膝骨關(guān)節(jié)炎患者隨機(jī)分為聯(lián)合組和對(duì)照組，聯(lián)合組選用右歸丸聯(lián)合中藥熏蒸治療，對(duì)照組選用常規(guī)療法，問(wèn)治療前、治療后2 周、治療后4 周的OPN 水平是否有差異？

原分析：采用成組t檢驗(yàn)，分別比較兩組患者治療前、治療后不同時(shí)間點(diǎn)OPN 的變化情況。結(jié)果顯示，治療前聯(lián)合組和對(duì)照組OPN 水平無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)差異（P＞0.05），治療2 周和4 周時(shí)，對(duì)照組OPN 水平均顯著高于聯(lián)合組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）。單因素分析結(jié)果顯示，聯(lián)合組和對(duì)照組治療前、治療2 周、4 周OPN 水平均逐漸降低（P＜0.05），結(jié)果見(jiàn)表9。

表9 聯(lián)合組和對(duì)照組患者手術(shù)前、后OPN 比較（ug/L，±s）

表9 聯(lián)合組和對(duì)照組患者手術(shù)前、后OPN 比較（ug/L，±s）

注：與治療前比較，aP ＜0.05；與治療2 周比較，bP ＜0.05。

組別n治療前治療2 周治療4 周FP聯(lián)合組 38 54.47±10.80 34.39±8.24a 26.55±6.27ab 105.240 0.000對(duì)照組 37 55.43±11.00 40.30±7.77a 31.62±9.23ab 0.437 0.000 t 0.3813.1882.775 P 0.7040.0020.007

解析：該研究的目的是探討同一受試者在不同時(shí)間點(diǎn)上被重復(fù)觀測(cè)后其指標(biāo)的變化情況，在臨床和醫(yī)藥研究領(lǐng)域比較常見(jiàn)。如果統(tǒng)計(jì)分析時(shí)只分析最后一次的測(cè)量結(jié)果，將會(huì)喪失很多“過(guò)程”信息[4]。本研究中實(shí)際上存在2 個(gè)因素：一是分組，分為兩種不同治療方案；二是時(shí)間因素，即在不同時(shí)間點(diǎn)重復(fù)測(cè)量OPN 的水平（≥3），因此本研究屬于兩因素的重復(fù)測(cè)量定量資料，應(yīng)采用重復(fù)測(cè)量的方差分析。正確結(jié)果分析顯示，Mauchly’s 球形檢驗(yàn)顯示P＞0.05，數(shù)據(jù)滿(mǎn)足球形假設(shè)，處理因素的主效應(yīng)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，對(duì)照組的OPN 水平高于聯(lián)合組 （P＜0.05）。時(shí)間因素對(duì)OPN 水平的主效應(yīng)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）。兩兩比較顯示，聯(lián)合組和對(duì)照組治療后2 周和4 周OPN 水平明顯低于治療前，治療后2 周、4 周2 個(gè)時(shí)間點(diǎn)比較，聯(lián)合組OPN 水平均低于對(duì)照組。不同分組和檢測(cè)時(shí)間點(diǎn)交互作用項(xiàng)無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05），見(jiàn)表10 和表11。

表10 重復(fù)測(cè)量方差分析結(jié)果

表11 聯(lián)合組和對(duì)照組患者手術(shù)前、后OPN 比較（ug/L，±s）

表11 聯(lián)合組和對(duì)照組患者手術(shù)前、后OPN 比較（ug/L，±s）

注：與治療前相比，aP ＜0.05；與對(duì)照組相比，bP ＜0.05 。

組別n治療前治療2 周治療4 周聯(lián)合組3854.47±10.80 34.39±8.24ab 26.55±6.27ab對(duì)照組3755.43±11.00 40.30±7.77a 31.62±9.23a

2.2 不滿(mǎn)足參數(shù)檢驗(yàn)資料中假設(shè)檢驗(yàn)方法的誤用

2.2.1 配對(duì)Wilcoxon 符號(hào)秩和檢驗(yàn)誤用為配對(duì)t檢驗(yàn)

例5：一項(xiàng)探索深刺少陽(yáng)經(jīng)腧穴結(jié)合中藥對(duì)難治性突發(fā)性聾患者耳鳴的改善情況，深刺組采用深刺結(jié)合中藥湯劑，治療前和治療后分別測(cè)量了耳鳴殘疾量表（THI），問(wèn)治療前后THI 評(píng)分有無(wú)差異？

原分析：用配對(duì)樣本t檢驗(yàn)進(jìn)行差異性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，深刺組治療后THI 水平明顯下降，差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義 （P＜0.05），結(jié)果見(jiàn)表12。

表12 深刺組耳鳴殘疾量表治療前后的THI 評(píng)分（分，±s）

表12 深刺組耳鳴殘疾量表治療前后的THI 評(píng)分（分，±s）

d±sdtP深刺組13.62±31.162.2280.035組別

解析：該研究目的是想比較深刺組治療前和治療后的耳鳴殘疾量表是否有差異，屬于配對(duì)設(shè)計(jì)。首先考慮參數(shù)檢驗(yàn)中的配對(duì)t檢驗(yàn)，但要求差值滿(mǎn)足正態(tài)分布。從表中所給的均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)看，標(biāo)準(zhǔn)差遠(yuǎn)大于均數(shù)，極大可能不滿(mǎn)足正態(tài)分布，解決的辦法如下：一是對(duì)差值進(jìn)行相應(yīng)的變量變換使其滿(mǎn)足正態(tài)性后使用配對(duì)t檢驗(yàn)，另一種方法是采用配對(duì)資料Wilcoxon符號(hào)秩和檢驗(yàn)。本研究采用配對(duì)資料Wilcoxon 秩和，正確結(jié)果分析顯示，尚不能認(rèn)為治療前和治療后的THI 評(píng)分存在差異（P＞0.05），見(jiàn)表13。

表13 深刺組治療前后的THI 評(píng)分（分）

2.2.2 兩獨(dú)立樣本W(wǎng)ilcoxon秩和檢驗(yàn)誤用為兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn) 例6：一項(xiàng)針?biāo)幗Y(jié)合治療腦卒中伴肩手綜合征的臨床研究，收治的30 例腦卒中伴肩手綜合征患者，隨機(jī)分成研究組和對(duì)照組，比較兩組治療前視覺(jué)模擬評(píng)分法（VAS）測(cè)定的疼痛評(píng)分是否有差異？

原分析：采用兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)果顯示，對(duì)照組VAS 評(píng)分高于研究組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05），結(jié)果見(jiàn)表14。

表14 兩組患者治療前VAS 評(píng)分比較（分，±s，n = 15）

表14 兩組患者治療前VAS 評(píng)分比較（分，±s，n = 15）

組別VAStP對(duì)照組8.03±1.262.1130.044研究組5.70±4.08

解析：該研究是比較治療前VAS 的水平在兩組間是否有差異，病人是隨機(jī)分到2 組接受不同處理，屬于兩獨(dú)立樣本設(shè)計(jì)，組數(shù)為2 組。首選應(yīng)考慮為獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)。從表中所給的均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)看，標(biāo)準(zhǔn)差小于均數(shù)，大致可能服從正態(tài)分布，但兩樣本標(biāo)準(zhǔn)差差別比較大，很可能方差不齊。應(yīng)采用近似t檢驗(yàn)或者采用兩獨(dú)立樣本比較的Wilcoxon秩和檢驗(yàn)。正確結(jié)果分析顯示，采用兩獨(dú)立樣本W(wǎng)ilcoxon 秩和檢驗(yàn)顯示，兩組VAS 評(píng)分差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05），見(jiàn)表15。

表15 兩組患者治療前VAS 評(píng)分比較（分，n = 15）

2.2.3 完全隨機(jī)設(shè)計(jì)多樣本 Kruskal-Wallis 秩和檢驗(yàn)誤用為單因素方差分析 例7：應(yīng)用酶聯(lián)免疫吸附測(cè)定法檢測(cè)35 例胰腺癌、37 例胰腺良性和36 例體檢健康者血清CA199 水平，問(wèn)三組間的水平有無(wú)差異？

原分析：采用單因素方差分析結(jié)果顯示，胰腺良性組和健康組CA199 水平均明顯低于胰腺癌組（P＜0.05），胰腺良性組和健康組之間差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05），結(jié)果見(jiàn)表16。

表16 3 組血清CA199 水平情況（U/mL，±s）

表16 3 組血清CA199 水平情況（U/mL，±s）

注：與胰腺癌組比較，*P ＜0.05。

組別nCA199FP胰腺癌組35352.71±548.48胰腺良性組3758.11±99.74*10.744＜0.001健康組3637.58±72.78*

解析：根據(jù)研究目的，首先考慮單因素方差分析，但需要滿(mǎn)足正態(tài)性和方差齊性。如果僅從表中所給的均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)看，標(biāo)準(zhǔn)差遠(yuǎn)大于均數(shù)，數(shù)據(jù)極大可能不滿(mǎn)足正態(tài)性，且3 組標(biāo)準(zhǔn)差差別比較大，很可能方差也不齊，應(yīng)采用完全隨機(jī)設(shè)計(jì)多樣本 Kruskal-WallisH秩和檢驗(yàn)，進(jìn)一步兩兩比較采用Mann-WhitneyU檢驗(yàn)。正確結(jié)果分析顯示，胰腺良性組和健康組CA199 水平均明顯低于胰腺癌組，差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05），見(jiàn)表17。

3 結(jié)論

本文簡(jiǎn)要列舉了在中醫(yī)藥文獻(xiàn)中較為普遍的定量資料假設(shè)檢驗(yàn)方法的誤用，分析其出錯(cuò)的原因，并給出正確的方法。希望引起讀者的重視，能夠正確合理地運(yùn)用統(tǒng)計(jì)學(xué)，提高科研工作的水平和質(zhì)量，積極推進(jìn)中醫(yī)藥科研高質(zhì)量發(fā)展。