重復(fù)課件07醫(yī)學(xué)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

1、u 醫(yī)學(xué)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)由專業(yè)設(shè)計(jì)與統(tǒng)計(jì)設(shè)計(jì)。ü 專業(yè)設(shè)計(jì)體現(xiàn)著研究的創(chuàng)新性與學(xué)術(shù)水平，它的好壞取決于專業(yè)知識(shí)水平與科研思維能力；ü 統(tǒng)計(jì)設(shè)計(jì)則是使收集得到的數(shù)據(jù)適合于統(tǒng)計(jì)分析，得出有效的和客觀的結(jié)論，是對(duì)專業(yè)設(shè)計(jì)的合理性與實(shí)驗(yàn)結(jié)果可 靠性的重要保證。u 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本原則:ü 對(duì)照ü 隨機(jī)ü 盲法(重復(fù))第一節(jié)常見實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)方法的選擇Ø 在開展實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)時(shí)一般遵循以下步驟，以求選擇最適宜的設(shè)計(jì)方案：1.2.識(shí)別問題和明確問題。因素和水平的選擇。實(shí)驗(yàn)者必須選擇在實(shí)驗(yàn)中準(zhǔn)備來(lái)研究的 因素，及其水平。如一次實(shí)驗(yàn)涉及的處理因素只有一個(gè)，則 為單因素設(shè)計(jì)

2、。而因素在實(shí)驗(yàn)中所處的每個(gè)狀態(tài)稱為因素的一個(gè)水平（level），也稱處理組。影響變量的選擇。實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的選擇。選擇設(shè)計(jì)方案涉及樣本量(重復(fù)次數(shù))，對(duì)實(shí) 驗(yàn)選擇合適的試驗(yàn)次序，確定是否劃分區(qū)組或是否隨機(jī)化。3.4.一根據(jù)研究（處理）因素和水平數(shù)量選擇設(shè)計(jì)方案u 根據(jù)實(shí)驗(yàn)中處理因素和水平數(shù)的多少可將實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)分為 單因素設(shè)計(jì)單水平、單因素多水平、多因素單水平和多 因素多水平設(shè)計(jì)。u 例如，比較1h、2h和6h三個(gè)不同時(shí)間段(三個(gè)水平)的藥 物濃度變化，只需回答處理組間差異有無(wú)統(tǒng)計(jì)意義，這 就屬單因素多水平實(shí)驗(yàn)。單因素設(shè)計(jì)有完全隨機(jī)設(shè)計(jì)、 配對(duì)設(shè)計(jì)和序貫設(shè)計(jì)。u 倘若上例除回答處理組間差異意義外，還需考

3、慮幾種不同間的濃度變化，則需回答的問題有兩個(gè)，這就屬于兩因素實(shí)驗(yàn)。u 如果除考慮上述兩個(gè)問題外，還需回答不同高血壓類型對(duì)濃度變化的影響，那么需回答的問題有三個(gè)，就屬于三因素實(shí)驗(yàn)。當(dāng)處理因素不止是一個(gè)時(shí)，就是多因 素實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，包括析因設(shè)計(jì)、正交設(shè)計(jì)和裂區(qū)設(shè)計(jì)等。l 多因素設(shè)計(jì)可了解因素間交互作用，常見有析因設(shè)計(jì)、正交設(shè)計(jì)。多因素多水平研究不僅可以評(píng)價(jià)因素的主次，而 且可分析因素的交互作用與最佳組合。析因設(shè)計(jì)是全面考 慮，全部實(shí)施，工作量大，故目前僅用于簡(jiǎn)單的多因素多 水平試驗(yàn)。正交設(shè)計(jì)是全面考慮，部分實(shí)施，工作量小于 析因設(shè)計(jì)，目前一般多因素多水平研究常用這種設(shè)計(jì)。正交設(shè)計(jì)是減少因素試驗(yàn)次數(shù)的有

4、效方法。二、根據(jù)實(shí)驗(yàn)組數(shù)選擇設(shè)計(jì)方法根據(jù)試驗(yàn)研究對(duì)象的分組情況可分為單組、兩組和 多組試驗(yàn)。單組的試驗(yàn)，比較的實(shí)驗(yàn)對(duì)象為同一批次對(duì)象，常 見的有自身前后配對(duì)設(shè)計(jì)、自身左右配對(duì)設(shè)計(jì)和序 貫設(shè)計(jì)。兩組研究對(duì)象間的比較試驗(yàn)是較為常用的設(shè)計(jì)。在 具備配對(duì)條件下，一般采用異體配對(duì)設(shè)計(jì)；若受試 對(duì)象來(lái)源較少時(shí)，可采用交叉設(shè)計(jì)。兩組試驗(yàn)如不 具備配對(duì)條件，且設(shè)計(jì)時(shí)確定樣本含量(n)，可用完全隨機(jī)設(shè)計(jì)。多組試驗(yàn)則考慮了配伍條件、區(qū)組樣本量、因素?cái)?shù) 組、交互作用等方面，常見有完全隨機(jī)設(shè)計(jì)、配伍 組設(shè)計(jì)、分層設(shè)計(jì)、拉丁方設(shè)計(jì)、析因設(shè)計(jì)等。三、假設(shè)檢驗(yàn)方法的選擇假設(shè)假設(shè)檢驗(yàn)方法的選擇主要取決于資料的性質(zhì)與實(shí)驗(yàn) 設(shè)計(jì)

5、類型，同時(shí)也與因素?cái)?shù)量、水平、樣本含量等有關(guān)。 常用的檢驗(yàn)方法的選擇歸納如下：表1 試驗(yàn)設(shè)計(jì)假設(shè)檢驗(yàn)方法選擇Ø假設(shè)檢驗(yàn)方法無(wú)序分類變量資料數(shù)值變量資料有序分類變量資料配對(duì) t 檢驗(yàn)配對(duì) 2 檢驗(yàn)方差分析配對(duì)設(shè)計(jì)配對(duì)設(shè)計(jì)完全隨機(jī)設(shè)計(jì)（變量轉(zhuǎn)換） 析因設(shè)計(jì)正交設(shè)計(jì)均勻設(shè)計(jì)2 檢驗(yàn)秩和檢驗(yàn)完全隨機(jī)設(shè)計(jì)完全隨機(jī)設(shè)計(jì)（方差不齊或非正態(tài)） 配對(duì)設(shè)計(jì)（差值非正態(tài)）Ridit 或 H 檢驗(yàn)觸線完全隨機(jī)設(shè)計(jì)序貫設(shè)計(jì)第二節(jié)隨機(jī)分組設(shè)計(jì)與統(tǒng)計(jì)分析ü 隨機(jī)化是這類研究設(shè)計(jì)的最基本原則Ø 單因素設(shè)計(jì)完全隨機(jī)設(shè)計(jì)配對(duì)設(shè)計(jì) 交叉設(shè)計(jì) 配伍組設(shè)計(jì)拉丁方設(shè)計(jì)Ø 多因素設(shè)計(jì)析因設(shè)計(jì)正交設(shè)計(jì)

6、嵌套設(shè)計(jì)裂區(qū)設(shè)計(jì)第二節(jié)隨機(jī)分組設(shè)計(jì)與統(tǒng)計(jì)分析一、 完全隨機(jī)設(shè)計(jì)（一）基本概念ü 完全隨機(jī)設(shè)計(jì)(completely random design)是一種將受試對(duì)象按隨機(jī)原則分配到不同處理組，然后分別給予被試因素，隨后對(duì)它們的效應(yīng)進(jìn)行同期平行觀察，最后對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果做出統(tǒng)計(jì)分析 。完全隨機(jī)設(shè)計(jì)是單因素的設(shè)計(jì)方法。優(yōu)點(diǎn)：簡(jiǎn)單易行，統(tǒng)計(jì)分析簡(jiǎn)單，是醫(yī)學(xué)科研中最常采用的 一種實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。其適應(yīng)面廣，不論兩組或多組、不管組間樣 本含量相等或不等，均可采用這種設(shè)計(jì)。缺點(diǎn)：要求實(shí)驗(yàn)對(duì)象有較好的同質(zhì)性，尤其在小樣本實(shí)驗(yàn)時(shí)， 受試對(duì)象完全按隨機(jī)分配，可能造成較大的抽樣誤差，因此在大多數(shù)情況下，這種設(shè)計(jì)的效率低

7、于配對(duì)設(shè)計(jì)(兩組)和配伍 組設(shè)計(jì)(多組)。一般來(lái)說(shuō)，由于這種設(shè)計(jì)的效率較低，實(shí)驗(yàn)所 需樣本含量相對(duì)較多。凡兩組實(shí)驗(yàn)無(wú)法配對(duì)或多組實(shí)驗(yàn)無(wú)法配伍的情況，均可采用完全隨機(jī)設(shè)計(jì)。uuuu(二）設(shè)計(jì)模式ü 以N為受試對(duì)象的總體，Ne為納入實(shí)驗(yàn)的受試對(duì)象，R為隨機(jī)，I、II、K為組別，D為實(shí)驗(yàn)效應(yīng)數(shù)據(jù)，T為被試因素，則完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的模式見下圖：分組處理因素 T效應(yīng)D0T1隨機(jī) R組組K 組T2D1統(tǒng)計(jì)分析.TkDk圖 1 完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的模式對(duì)象Ne研究對(duì)象N例將12只小鼠隨機(jī)分為A、B、C三組。Ø 先將12只小鼠編號(hào)，然后從隨機(jī)數(shù)字表查找12個(gè)兩位數(shù)，將隨機(jī)數(shù)從小到大排列后得序號(hào)X，并

8、規(guī)定X=14者為A組，X=58者為B組，X=912者 為C組。表 212 只小鼠的分配結(jié)果123456789101112編號(hào)224A173A8110C659C235B9212C356B8711C031A517B122A618B隨機(jī)數(shù)序號(hào) X組別隨機(jī)分組時(shí)注意：u 查找隨機(jī)數(shù)時(shí)，位數(shù)不應(yīng)小于研究數(shù)；數(shù)的位u 查找隨機(jī)數(shù)時(shí)，如果出現(xiàn)重號(hào)，則選后一個(gè)隨機(jī)數(shù)；u 如果設(shè)計(jì)上要求組間例數(shù)不等，可利用序號(hào)X 作調(diào)整。（三）樣本含量估計(jì)Ø 定量資料的完全隨機(jī)設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)，在組與組之間樣本含量相等(n1n2)條件下，每組樣本含量(n)的計(jì)算公式如下：n = 2(s / d)(za + zb )2式中s為

9、標(biāo)準(zhǔn)差，d為預(yù)定差數(shù)，z 與z 分別為規(guī)定的 與 在正態(tài)分布曲線下面積的正z值與負(fù)z值。Ø 定性資料的完全隨機(jī)設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)，在n1=n2條件下，每組樣本含量(n)的計(jì)算公式如下：n = ( p q + p q )(z) /( p - p )2+ zab112212若多組共用一個(gè)對(duì)照組時(shí)，則共用對(duì)照組的樣本含量(nc)應(yīng)當(dāng)隨處理組組數(shù)擴(kuò)大而增加，通常應(yīng)是：nc= nK式中n為各處理組樣本含量，K為處理組組數(shù)。（四）假設(shè)檢驗(yàn)方法n 定量資料的比較 完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的兩組定量資料比較常用t 檢驗(yàn)或秩和檢驗(yàn)。使用t檢驗(yàn)的資料應(yīng)當(dāng)符合正態(tài)分布與方差齊兩個(gè)基本要求，否則，應(yīng)采用非參數(shù)檢驗(yàn)或t'檢

10、驗(yàn)。n 當(dāng)方差不齊或不呈正態(tài)分布時(shí)，完全隨機(jī)設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)兩樣本 秩和檢驗(yàn)通常采用Mann-Whitney rank sum test (即秩和檢驗(yàn))，又稱Wilcoxon法。n 完全隨機(jī)設(shè)計(jì)多組實(shí)驗(yàn)資料的比較， 宜采用方差分析(analysis of variance，ANOVA)，或Kruskal-Wallis法。舉例30只雄性大鼠隨機(jī)分為3組，分別接受不同的實(shí)驗(yàn)例.處理，A組為對(duì)照組，B組為24小時(shí)切痂組，C組為96小時(shí)切痂組，測(cè)量三組動(dòng)物肝臟的ATP含量，結(jié)果見 表3。表 3大 鼠肝臟 ATP含 量 測(cè)量結(jié)果（mg）A 組B 組C 組7.767.718.438.4710.306.6711.7

11、35.786.616.9711.1411.6011.4213.8513.5314.166.9413.0114.1817.7210.858.587.199.369.568.818.229.9511.268.68按方差分析的基本思想，可以得到 3 種變異：總變異、組間變異和組內(nèi)變異。本例計(jì)算結(jié)果如下：表 4完全隨機(jī)設(shè)計(jì)方差分析計(jì)算結(jié)果SSDFMS變異來(lái)源F 值P 值*119.83112.9722759.924.18組間組內(nèi)（誤差）P<0.0514.33232.8029總計(jì)*注：查 F 值表，確定 P 值，下結(jié)論。結(jié)論：按 =0.05 水平，拒絕 Ho，接受 H1，認(rèn)為三組的差別具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義

12、，不同處理時(shí)間對(duì)實(shí)驗(yàn)動(dòng)物 ATP 含量有影響。定性資料的比較Ø 在樣本例數(shù)較大情況下，采用u檢驗(yàn)。當(dāng)樣本例數(shù)較小時(shí)，如np>5且n(1-p)>5，則采用u檢驗(yàn)校正式。Ø 分類無(wú)序變量可采用Pearson c2檢驗(yàn)(當(dāng)n>40,且Tmin>5時(shí))、連續(xù)校正c2檢驗(yàn)(當(dāng)n>40,且1< Tmin <5時(shí))、Fisher 精確概率法(當(dāng)n40,或Tmin1時(shí))行×列c2檢驗(yàn)。，以及多項(xiàng)式分布資料可采用的Ø 有序變量資料(如臨床療效的痊愈、顯效、有效、無(wú)效)，可采用Ridit檢驗(yàn)或成組設(shè)計(jì)的秩和檢驗(yàn)。（五）在研究設(shè)計(jì)時(shí)注

13、意的問題u 盡量使各組樣本間具有均衡性，減少抽樣誤差。在可能條件下，先按非研究因素分層，而后在分層基礎(chǔ)上隨機(jī)分配樣本。u 完全隨機(jī)設(shè)計(jì)各組樣本含量可以不等，但在樣本量不變的條件下， n1=n2 的設(shè)計(jì)效率高于n1n2的設(shè)計(jì)。二、配對(duì)設(shè)計(jì)與分析Ø 配對(duì)設(shè)計(jì)(matched-pairs design)指受試對(duì)象在某一或幾個(gè)特征因素上相同或基本相同的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，包括自身前后配對(duì)設(shè)計(jì)、左右配對(duì)設(shè)計(jì)及異體配對(duì)設(shè)計(jì)。Ø 優(yōu)點(diǎn)：減小受試對(duì)象間的實(shí)驗(yàn)誤差，提高實(shí)驗(yàn)效率。變異，從而減少Ø 不是任何實(shí)驗(yàn)均可采用配對(duì)設(shè)計(jì)。（一）前后配對(duì)設(shè)計(jì)與分析u 基本概念 前后配對(duì)設(shè)計(jì)實(shí)際上是自身對(duì)照

14、試驗(yàn)(self-controlledstudy)。以受試對(duì)象按受處理因素前的變量值作為對(duì)照值，將處理因素作用后的變量值作為效應(yīng)值，按此辦法觀察一定數(shù)量基線條件 相同的受試對(duì)象，然后對(duì)處理因素作用前后反應(yīng)指標(biāo)的變化進(jìn)行統(tǒng) 計(jì)檢驗(yàn)。u 由于該設(shè)計(jì)的前后變量均來(lái)自同一受試對(duì)象或標(biāo)本，在一般情況下， 這種設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)的可比性最高。u 但為排除非研究因素影響，該設(shè)計(jì)要求被試因素施加前后的影響因素相同。Ø 根據(jù)該設(shè)計(jì)的特點(diǎn)和優(yōu)缺點(diǎn)，主要應(yīng)用于急性與短期的實(shí)驗(yàn)，耗時(shí)較長(zhǎng)的實(shí)驗(yàn)不宜使用這種設(shè)計(jì)。Ø 隨著時(shí)間延長(zhǎng)，可能混入一些干擾因素，從而使處理前后失去 可比性。在疾病研究時(shí)，有三種情況下不能采

15、用自身前后對(duì)照 設(shè)計(jì)： 自限性疾??； 有季節(jié)性，隨時(shí)間變化的疾?。?以指標(biāo)作為評(píng)價(jià)時(shí)。Ø 可采用該設(shè)計(jì)： 某些慢，且新的治療措施能夠迅速奏效； 對(duì)于病情穩(wěn)定的慢性疾病，研究目的是觀察短暫的對(duì)癥治療效果； 同一標(biāo)本接受兩種不同測(cè)定方法的檢查，這類實(shí)驗(yàn)也屬自身對(duì)照試驗(yàn)。樣本含量估計(jì)自身配對(duì)設(shè)計(jì)的樣本含量(n)按下式進(jìn)行估算：n(s/d)(Z+Z)2式中s為標(biāo)淮差，d為預(yù)定的平均差數(shù)，Z與Z分別為規(guī)定 的與在正態(tài)分布曲線下面積的正z值與負(fù)z值，計(jì)算均取 絕對(duì)值。假設(shè)檢驗(yàn)方法（1）定量資料當(dāng)差值呈正態(tài)分布或經(jīng)轉(zhuǎn)換后成正態(tài)分布者均可采用配對(duì)t檢驗(yàn)。資料不符合正態(tài)分布，采用非參數(shù)檢驗(yàn)的符號(hào)秩和檢

16、驗(yàn)，即wilcoxon signed rank test。兩組間的差異比較可用配對(duì)c2檢驗(yàn)。（2）定性資料（二）異體配對(duì)設(shè)計(jì)與分析Ø 基本概念的兩個(gè)將受試對(duì)象按照一定的配對(duì)條件，將特征相同配成對(duì)子，然后在對(duì)子內(nèi)部按照隨機(jī)方法，一個(gè)分配至實(shí)驗(yàn)組，另一個(gè)分配到對(duì)照組，最后對(duì)其結(jié)果以配對(duì)分析的統(tǒng)計(jì)方法加以比較。這種設(shè)計(jì)稱為異體配對(duì)設(shè) 計(jì)(heterogeneous paired design)。Ø 根據(jù)匹配的類型，可以分為，頻數(shù)匹配和匹配。配對(duì)使兩組受試對(duì)象具有良好的可比性，因而實(shí)驗(yàn)效率在多數(shù)情況下高于完全隨機(jī)設(shè)計(jì)。Ø一般異體配對(duì)設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)是同期平行進(jìn)行，可以排除時(shí)間、外

17、界環(huán)境條件改變與醫(yī)療條件等因素對(duì)療效的干擾。因此 其實(shí)驗(yàn)結(jié)論的可靠性大于自身前后配對(duì)設(shè)計(jì)。Ø異體配對(duì)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)不僅適于急性實(shí)驗(yàn)，且可用于慢性實(shí)驗(yàn)或較長(zhǎng)期觀察。Ø臨床試驗(yàn)配對(duì)的基本要求是病期、病程、動(dòng)物配對(duì)的基本條件是同種、同品系、同若是小動(dòng)物，盡量要求同窩。、相同。Ø、同體重，Ø 在配對(duì)設(shè)計(jì)中，除要求基本條件可比外，關(guān)鍵在于是否將實(shí)驗(yàn)結(jié)果影響較大的非研究因素包括在配對(duì)條件之內(nèi)。例如：研究對(duì)動(dòng)脈硬化的療效，血脂水平、動(dòng)脈血壓、飲食因素、吸煙、血糖等因素也應(yīng)有選擇地列為配對(duì)條件。Ø 但在實(shí)際工作中，有些已知的影響因素是無(wú)法配對(duì)的， 這些因素可能會(huì)干擾

18、實(shí)驗(yàn)結(jié)果，這些因素雖沒有匹配， 但在分析階段，仍可以調(diào)整其影響。樣本含量的估計(jì)Ø 1:1異體配對(duì)設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)的樣本含量估算公式與自身前后配 對(duì)設(shè)計(jì)相同。假設(shè)檢驗(yàn)方法1. 配對(duì)t檢驗(yàn)2.符號(hào)秩和檢驗(yàn)：應(yīng)為兩組前后的差值或?qū)ψ拥牟钪档慕y(tǒng)計(jì)分析。定性資料的差異比較可用配對(duì)c2檢驗(yàn)。3.（三）交叉設(shè)計(jì)基本概念 在實(shí)驗(yàn)研究中，將A、B兩者處理先后施加在同一批受試對(duì)象上，隨機(jī)地使半數(shù)受試者先接受A處理 后再接受B處理。而另外一半受試者則正好相反。由于兩種處理在全部試驗(yàn)過程也稱為兩階段交叉設(shè)計(jì)。叉進(jìn)行，故稱為交叉設(shè)計(jì)，2設(shè)計(jì)模式以 N 代表總體，Ne 代表納入樣本，P 代表配對(duì)，R 代表隨機(jī)，I、II

19、 代表研究的兩組。D 代表試驗(yàn)效應(yīng)數(shù)據(jù)，A、B 代表處理因素的水平，則交叉設(shè)計(jì)基本模式是：分組第一階段A第二階段B間歇期D0隨機(jī)R組D00配對(duì)P統(tǒng)計(jì)分析BA組D1D11圖 2 交叉設(shè)計(jì)的模式對(duì)象Ne研究對(duì)象NØ 從模式圖可看出，該設(shè)計(jì)兼具異體與自身配對(duì)的優(yōu)點(diǎn)，每個(gè)研究對(duì)象先后接受兩種處理。一個(gè)受試對(duì)象當(dāng)作兩 個(gè)樣本使用，較大程度地節(jié)約樣本例數(shù)。Ø 但利用這種設(shè)計(jì)的前提是受試對(duì)象前后條件須保持一致， 在兩個(gè)處理之間應(yīng)有足夠的間歇期。Ø 另一特點(diǎn)是利用方差分析，可得到處理組間、階段間與間三個(gè)信息，有利于較準(zhǔn)確地性。被試因素的有效主要用于樣本來(lái)源較少且受試對(duì)象狀態(tài)比較恒

20、定的情Ø況。臨適用于目前尚無(wú)特殊治療而病情穩(wěn)定的慢患者的對(duì)癥治療效果觀察。研究中，適用于離體Ø 在同的研究。如比較不對(duì)平滑肌收縮效應(yīng)的影響等。Ø 本設(shè)計(jì)不宜用于具有自愈傾向或病程短的疾病研究。在慢觀察過程中，應(yīng)盡量保持條件的可比性。樣本含量估計(jì)和假設(shè)檢驗(yàn)方法交叉設(shè)計(jì)的樣本含量估計(jì)與異體配對(duì)設(shè)計(jì)相同，但實(shí)際上可略少一些。交叉設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)資料通常進(jìn)行方差分析。兩階段交叉設(shè)計(jì) 實(shí)驗(yàn)資料通常使用三因素方差分析法，將變異來(lái)源分為處理間、階段間、問題，更有利于間與誤差四部分，以回答被試因素的效應(yīng)。面對(duì)于三與四階段交叉設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)資料常用單因素方差分析法，將變異來(lái)源分為處理間與誤差兩部

21、分，僅回答處理 間差異有無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。三、 配伍組設(shè)計(jì)(一)基本概念u 配伍組設(shè)計(jì)又稱隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)(randomized block design)是配對(duì)設(shè)計(jì)的擴(kuò)大，也可視為1:R的配對(duì)設(shè)計(jì)。它是按照一定的條件，將幾個(gè)條件相同的受試對(duì)象劃成一個(gè)配伍組或區(qū)組，而后在每個(gè)區(qū)組內(nèi)部按隨 機(jī)原則，將每個(gè)受試對(duì)象分配到各組，對(duì)每組分別施予不同的處理， 然后對(duì)其結(jié)果進(jìn)行方差分析。u 遵循的原則是“區(qū)組之間的差別越大越好、區(qū)組內(nèi)的差別越小越好”。 隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的特點(diǎn)是：隨機(jī)分配重復(fù)多次，每次隨機(jī)分配都對(duì)同一 個(gè)區(qū)組內(nèi)的受試對(duì)象進(jìn)行，且要求各個(gè)處理組的受試對(duì)象數(shù)量要相同。u 實(shí)驗(yàn)誤差較小，效率較高。(二)設(shè)計(jì)

22、模式若以N代表總體，Ne代表納入樣本，B代表區(qū)組劃分，R代表在區(qū)組內(nèi)隨機(jī)，T0,T1,.TK為處理因素K的不同水平，D為效應(yīng)數(shù)據(jù)，則配伍組設(shè)計(jì)模式為：分組施加因素T0, T1, Tk隨機(jī)RD0 D1組組 T0, T1, Tk區(qū)組統(tǒng)計(jì)分析.B 組 T0, T1, TkDk圖 3配伍組設(shè)計(jì)的模式對(duì)象Ne研究對(duì)象Nu 例擬將16只小白鼠分配至四個(gè)處理組，試作配伍組實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。u 先將16只小鼠按體重分成四個(gè)配伍組，每個(gè)配伍組各有4 只體重相同的小鼠，依次給小鼠編號(hào)，即第一配伍組4只 小鼠編為14，第二組小鼠編號(hào)為58，余類推。u 在隨機(jī)數(shù)字表上任意起始，選取4個(gè)不相同的隨機(jī)數(shù)字， 如：17、11、29

23、、01，按隨機(jī)數(shù)大小排序得3、2、4、1， 則第一配伍組內(nèi)的分配結(jié)果是C，B，D，A。其他配伍組小鼠依同樣方法進(jìn)行分配，結(jié)果如下：表516只小鼠的分配結(jié)果第一配伍組第二配伍組第三配伍組第四配伍組小鼠編號(hào)12345678910111213141516隨機(jī)數(shù)171129012216563467040924563533953C2B4D1A2B序號(hào)分配結(jié)果ADCDABCCBAD將表中四個(gè)處理組整理，得相應(yīng)小鼠編號(hào)為：A處理組：4 B處理組：2 C處理組：1 D處理組：36587101112915141316（三）假設(shè)檢驗(yàn)方法定量資料假設(shè)檢驗(yàn)：配伍組實(shí)驗(yàn)的定量資料如符合正態(tài)分布與方差齊性的要求，應(yīng)按兩因

24、素方差分析(two-way analysis of variance)，即將變異來(lái)源分為處理間、配伍間與誤差三項(xiàng)，分別回答處理間差異和配伍間差異有無(wú)統(tǒng)計(jì) 學(xué)意義。在統(tǒng)計(jì)處理時(shí)若配伍間差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，則應(yīng) 依不同情況給予不同處理。與完全隨機(jī)設(shè)計(jì)不同，隨機(jī)區(qū)組實(shí)驗(yàn)的數(shù)據(jù)必須是完整的。若一項(xiàng)數(shù)據(jù)，勢(shì)必引起該區(qū)組其它數(shù)據(jù)也無(wú)法分析。因此，能補(bǔ)作的應(yīng)當(dāng)重新實(shí)驗(yàn)，在無(wú)法重作的條件下，可按以下公式對(duì)個(gè)別缺項(xiàng)進(jìn)行估算。x=(gCx+bRx-T)/(g-1)(b-1) 式中g(shù)為處理組數(shù)，Cx為缺項(xiàng)所在列的合計(jì)，b為區(qū)組數(shù)，Rx為缺項(xiàng)所在行的合計(jì)，T為總合計(jì)。這種估算方法也適于雙因素析因設(shè)計(jì)和裂區(qū)設(shè)計(jì)。 定性資

25、料假設(shè)檢驗(yàn)：可用秩和法，用Friedman c2檢驗(yàn)。（四）配伍組研究設(shè)計(jì)時(shí)注意ü 正確規(guī)定劃分區(qū)組。原則是必須對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果有明顯影響的 非處理因素列為劃分區(qū)組的條件，要求區(qū)組間差異越大越 好，區(qū)組內(nèi)差異越小越好。ü 臨床研究時(shí)可根據(jù)納入研究對(duì)象的重要臨床特點(diǎn)或預(yù)后因素作為分層因素，例如、病情等，把病種、病程或年齡相近者劃為一個(gè)區(qū)組；一般動(dòng)物實(shí)驗(yàn)常取同種系、品種相同的幾窩動(dòng)物，將每窩中為一個(gè)區(qū)組。相同與體重相近的動(dòng)物劃四、拉丁方設(shè)計(jì)(一)基本概念Ø 如果實(shí)驗(yàn)研究涉及到一個(gè)處理因素和兩個(gè)因素，每個(gè)因素的類別或水平數(shù)目相等，可采用拉丁方設(shè)計(jì)安排實(shí)驗(yàn)，將兩個(gè)因素分別安排在

26、拉丁方設(shè)計(jì)的行和列上。行和列分別代表 行區(qū)組和列區(qū)組不同水平的組合，而拉丁字母代表處理因素的 不同水平，隨機(jī)地分配這些拉丁字母（A、B、C、D）到g×g個(gè)格子中，且每個(gè)字母在每行或每列只能出現(xiàn)一次，這樣就得到g×g拉丁方設(shè)計(jì)的處理分配表。6 × 6基本拉丁方Ø 在安排上，要求每種處理在不同區(qū)組和不同序列分布均勻，每種處理在任意一行與任意一列均出現(xiàn)一次。拉丁方設(shè)計(jì)的變異來(lái)源可分為四項(xiàng)：處理間、行區(qū)組間、列區(qū)組間以及誤差。ABCDEFBAFEDCCDABFEDFEACBECBFADFEDCBA（二）設(shè)計(jì)模式例. 比較四種A、B、C、D 給家兔注射后產(chǎn)生的皮膚

27、皰疹的大小，研究選用四只家兔，并在每只家兔的 4 個(gè)不同部位進(jìn)行注射，研究的作為處理因素，行區(qū)組表示家兔，列區(qū)組表示注射部位。則可有三種不同安排方案，即：表 6設(shè)計(jì)的三種方案第一方案第二方案第案III1234AB CDAB CDAB CDAB CD1234AA AABB BBCC CCDD DD1234AB CDBC DACD ABDA BC注：從上可知，第三個(gè)方案就是拉丁方設(shè)計(jì)的基本方案。把拉丁方的第一行(橫向) 與第一列(縱向)按拉丁字母順序排列的稱為標(biāo)準(zhǔn)方，由標(biāo)準(zhǔn)方可以衍生出若干個(gè)拉 丁方。拉丁方設(shè)計(jì)的步驟：Ø 根據(jù)處理數(shù)確定拉丁方的標(biāo)準(zhǔn)方；Ø 拉丁方隨機(jī)化。為排除固

28、定順序的影響，將基本方隨 機(jī)地進(jìn)行（整）列（整）列與（整）行（整）行 二次交換，由此獲得的拉丁方稱為工作方；Ø 規(guī)定行、列、字母所代表的因素和水平。其實(shí)施基本與區(qū)組設(shè)計(jì)相同。（三）假設(shè)檢驗(yàn)方法Ø 拉丁方研究數(shù)據(jù)通常采用方差分析，其變異來(lái)源：處理間、行區(qū)組間、列區(qū)組間、誤差四項(xiàng)。Ø 拉丁方設(shè)計(jì)誤差項(xiàng)比配伍組設(shè)計(jì)小。但這種變化到底 能否帶來(lái)實(shí)驗(yàn)效率的提高，應(yīng)當(dāng)從誤差的離均差平方 和(SS誤)與誤差自由度(n誤)兩個(gè)角度來(lái)分析。例：為比較甲、乙、丙、丁、戊、己6種給家兔注射后產(chǎn)生的皮膚皰疹大小（mm2），研究者選用6只家兔， 且在家兔的6個(gè)不同部位進(jìn)行注射，試做拉丁方分

29、析。2,1行對(duì)調(diào)3,5行對(duì)調(diào)4,6行對(duì)調(diào)4,3列對(duì)調(diào)1,2列對(duì)調(diào)6,5列對(duì)調(diào)ABEFCDBADCFECEFBDAEFCDABDCBAEFFDAEBCABFECDBACDFECEBFDAEFDCABDCABEFFDEABCABFEDCBACDEFCEBFADEFDCBADCABFEFDEACBBAFEDCABCDEFECBFADFEDCBACDABFEDFEACBBAFEDCABCDEFECBFADDFEACBCDABFEFEDCBABAFEDCABCDEFCDABFEDFEACBECBFADFEDCBAABCDEFBAFEDCCDABFEDFEACBECBFADFEDCBA表 7 拉丁方設(shè)計(jì)與

30、實(shí)驗(yàn)結(jié)果（皮膚皰疹大小，mm2）注射部位編號(hào)（列區(qū)組）家兔編號(hào)（行區(qū)組）123456123456A (73)B (83)E (73)F (58)C (64)D (77)B (75)A (81)D (60)C (64)F (62)E (75)C (67)E (99)F (73)B (64)D (64)A (73)E (61)F (82)C (77)D (71)A (81)B (59)D (69)C (85)B (68)A (77)E (85)F (85)F (79)D (87)A (74)E (74)B (71)C (82)1建立假設(shè)并確定檢驗(yàn)水平u 處理組：Ho:六種H1:六種=0.05注射后

31、家兔產(chǎn)生皮膚皰疹大小的總體均數(shù)相等；注射后家兔產(chǎn)生皮膚皰疹大小的總體均數(shù)不全相等；u 行區(qū)組：Ho:六只家兔皮膚皰疹大小的總體均數(shù)相等；H1:六只家兔皮膚皰疹大小的總體均數(shù)不全相等；=0.05u 列區(qū)組：Ho:六個(gè)注射部位皮膚皰疹大小的總體均數(shù)相等；H1:六個(gè)注射部位皮膚皰疹大小的總體均數(shù)不全相等；=0.052計(jì)算離均差平方和 SS、自由度 、均方 MS 和 F 值表 8 方差分析計(jì)算表SSMSF 值P 值變異來(lái)源SS 處理 處理=k-1MS 處理=SS 處理/ 處理MS 列=SS 列/ 列MS 行=SS 行/ 行MS 誤差=SS 誤差/ 誤差F 處理=MS 處理/MS 誤差F 列=MS 列/

32、MS 誤差處理組間SS 列 列=k-1列區(qū)組間SS 行 列=k-1F 行=MS 行/MS 誤差行區(qū)組間SS 誤差=SS 總-SS 處理-SS 行-SS 列 誤差=（k-1）（k-2） 總=k2-1誤差SS 總總變異本例計(jì)算結(jié)果如下：表 9 方差分析計(jì)算結(jié)果P 值*SSMSF 值變異來(lái)源268.67383.331283.331100.675552053.7376.67256.6755.030.981.394.66P>0.05P>0.05 P<0.01間家兔間部位間誤差3036.0035總變異*注：查 F 值表，確定 P 值，下結(jié)論。（四）拉丁方設(shè)計(jì)時(shí)注意除樣本分配需要在區(qū)組內(nèi)隨

33、機(jī)外，處理因素諸水平與拉丁字母關(guān)系的確定也要隨機(jī)化；u須明確因素間無(wú)交互作用；為提高結(jié)論的可靠性，應(yīng)用另一個(gè)或兩個(gè)拉丁工作方進(jìn)行重復(fù)。uu五、 Youden方設(shè)計(jì)l 在實(shí)際工作中，有時(shí)在處理水平數(shù)固定的條件下，其它兩 個(gè)因素中一個(gè)的水平數(shù)小于處理水平數(shù)，在這種情況下無(wú) 法使用拉丁方設(shè)計(jì)，此時(shí)可以采用Youden方設(shè)計(jì)，也稱全拉丁方設(shè)計(jì)(incomplete latin square design)。為多因素實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與統(tǒng)計(jì)分析完全隨機(jī)設(shè)計(jì)、配對(duì)設(shè)計(jì)、交叉設(shè)計(jì)、隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)、拉丁方設(shè)計(jì)以及Youden方設(shè)計(jì)，只涉及到一個(gè)處理因素。當(dāng)處理因素不止一個(gè)因素時(shí)，就是多因素試驗(yàn)。多因 素試驗(yàn)，不僅可以分析

34、處理因素本身的作用，還可分析因間的交互作用。多因素實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)一般包括析因設(shè)計(jì)、正交設(shè)計(jì)和裂區(qū)設(shè)計(jì)。一析因設(shè)計(jì)（一）基本概念Ø 析因設(shè)計(jì)factorial design)指的是將兩個(gè)或多個(gè)因素的各個(gè)水平進(jìn)行排列組合，交叉分組進(jìn)行實(shí)驗(yàn)。這種設(shè)計(jì)對(duì)各種因素不同水平 的全部組合進(jìn)行實(shí)驗(yàn)，故全面性與均衡性都好。Ø 單獨(dú)效應(yīng) (Simple effect)是指其他因素的水平固定時(shí)候，同一個(gè)因素不同水平之間的差值。Ø 主效應(yīng) (main effect), 是指某一個(gè)因素各水平之間的平均差別。Ø 交互作用，是當(dāng)某個(gè)因素的各個(gè)單獨(dú)效應(yīng)隨著另一個(gè)因素的水平 變化而變化，這時(shí)可

35、以認(rèn)為兩個(gè)因素間存在交互作用。析因設(shè)計(jì)的特點(diǎn)：各因素不同水平的效應(yīng)大小；各因素間交互作用；通過比較各種組合，找出最佳組合。因此析因設(shè)計(jì)是一種全面的 高效率的設(shè)計(jì)，但全面考慮并全部實(shí)施工作量很大。因?yàn)槲鲆蛟O(shè) 計(jì)的方案數(shù)是多因素與多水平的乘積，如以n代表方案數(shù)，k代表 水平數(shù)，m代表因素?cái)?shù)，則nkm。如7個(gè)因素兩水平的實(shí)驗(yàn)，它的實(shí)驗(yàn)方案n27=128個(gè)。所以析因設(shè)計(jì)的因素?cái)?shù)與水平數(shù)不宜過多?？蒲兄写蠖辔鲆蛟O(shè)計(jì)是等水平(指每個(gè)因素的水平數(shù)相等)的， 如22，23或32，設(shè)計(jì)，但也可以是水平數(shù)不等的，如2× 4，3×5，設(shè)計(jì)。ØØØ（二）設(shè)計(jì)模式在實(shí)驗(yàn)

36、中對(duì)結(jié)果有影響的因素可能較多，沒有必要也沒有可能對(duì)所有有關(guān)因素和各種水平進(jìn)行觀察。應(yīng)當(dāng)從中挑選少數(shù)幾個(gè)對(duì)結(jié)果影響較大的且最佳水平尚未確定的因素進(jìn)行實(shí)驗(yàn)。如常用的22析因設(shè)計(jì)就是選擇兩個(gè)最重要因素(A、B)，各安排兩個(gè)水平進(jìn)行實(shí)驗(yàn)，組配如下：4個(gè)不同搭配組，其表1022析因設(shè)計(jì)表 B因素A因素b1b2a1 a2a1b1 a2b1a1b2 a2b2舉例Ø 將20只家兔隨機(jī)等分為4組，每組5組，進(jìn)行神經(jīng)損傷后的縫合實(shí)驗(yàn)。處理因素有兩個(gè)，A因素是縫合方法，有兩個(gè)水平一個(gè)水平為外膜縫合，用a1表示，另一個(gè)水平為為束膜縫合，用a2來(lái)表示；B因素是縫合后的時(shí)間，也有兩個(gè)水平，一個(gè)水平為縫合后1，b

37、1表示，另一個(gè)水平為縫合后2月，用b2表示。試驗(yàn)結(jié)果為家兔神經(jīng)縫合后的軸突通過率，用（%）表示。現(xiàn)在想要比較不同縫合方法和縫合后時(shí)間對(duì)軸突通過率的影響，試做析因分析。A (縫合方法)B (縫合后時(shí)間)外膜縫合(a1)束膜縫合(a2)合計(jì)1月(b1)2月(b2)1月(b1)2月(b2)101040501024303070603044102030503028505070603052表112因素2水平析因設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)的均數(shù)差別A因素B因素平均b2-b1b1b2a1 a2平均a2 -a12428264445248834402024226（三）假設(shè)檢驗(yàn)方法：Ø 析因設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)分析不宜采用成組T

38、檢驗(yàn)或配伍組F檢驗(yàn)，因?yàn)檫@些檢驗(yàn)方法無(wú)法分析交互作用。Ø 如果是兩因素析因設(shè)計(jì)（A、B因素），要把處理組間變異分解為A因素的主效應(yīng)、B因素的主效應(yīng)，以及AB的交互作用。其計(jì)算較為復(fù)雜，請(qǐng)參考有關(guān)統(tǒng)計(jì)書籍。表122因素2水平析因設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)的均數(shù)差別SSMSFP變異來(lái)源自由度總變異A19174201801800.60>0.05B1242024208.07<0.05AB120200.07>0.05164800300誤差結(jié)論：尚不能認(rèn)為兩種縫合方法對(duì)神經(jīng)軸突通過率有影響，可以認(rèn)為縫合后2與1相比，神經(jīng)軸突通過率提高了。二、正交設(shè)計(jì)（一）基本概念正交設(shè)計(jì)(orthogonal

39、design)，是按照正交表和相應(yīng)交互表進(jìn)行的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，它是進(jìn)行多因素多水平實(shí)驗(yàn)的效率很高的設(shè)計(jì)方法。這種設(shè)計(jì)不僅能明確各因素的主次地位，而且能知道哪些因素存在什么性質(zhì)的交互影響，還可以找出諸因素各水平的最佳配比，因此已廣泛應(yīng)用于各科研領(lǐng)域。u與析因設(shè)計(jì)的區(qū)別：析因設(shè)計(jì)是全面實(shí)驗(yàn)，而正交設(shè)計(jì)，不是全面實(shí)驗(yàn)，是nu個(gè)處理組各因素各水平的部分組合，或稱為析因設(shè)計(jì)的部分實(shí)施。五個(gè)因素，A、B、C、D、E，每個(gè)因素有兩個(gè)水平，按析因設(shè)計(jì)的話一共有25=32個(gè)處理組，但采用正交設(shè)計(jì)，可以有16次或8次實(shí)驗(yàn)。當(dāng)實(shí)驗(yàn)因素比較多的時(shí)候，采用正交設(shè)計(jì)可以成倍的減少試驗(yàn)次數(shù)，但要注意，正交設(shè)計(jì)之所以能成倍減少實(shí)驗(yàn)

40、次數(shù)，是以犧牲分析各因素的交互作用為代 價(jià)的。un 正交設(shè)計(jì)在醫(yī)學(xué)研究中的用途廣泛，如：尋找療效好的配方、醫(yī)療儀器多個(gè)參數(shù)的優(yōu)化組合，生物體的培養(yǎng)條件等，凡涉及多因素多水平的實(shí)驗(yàn)，都可采用正交設(shè)計(jì)。n 中醫(yī)治病大多數(shù)采用復(fù)方，且各藥的劑量不同，因此，可利用正交設(shè)計(jì)研究中藥或西藥復(fù)方的療效。（二）正交表Ø 正交設(shè)計(jì)比較復(fù)雜，一般設(shè)有專門的工具正交表。正交表的表達(dá) 形式是LN(mk)，其中L代表正交表，N代表試驗(yàn)次數(shù)，k最多可安排的因素個(gè)數(shù)，m代表各因素的水平數(shù)。見下面的L8(27)正交表。表13L8(27)正交表試驗(yàn)號(hào)列號(hào)12345671234111111221122121212121

41、22112212212212112正交表具有兩個(gè)數(shù)學(xué)性質(zhì)：ü 每列中水平1與水平2出現(xiàn)次數(shù)相等(兩者各為4次)；ü 任意兩列中，將一橫行的水平看成有序的數(shù)對(duì)(1，l； l，2；2，1；2，2)，每個(gè)數(shù)對(duì)出現(xiàn)的次數(shù)相等(每個(gè)數(shù)對(duì)各為2次)。正交性的存在，使各種搭配均衡地分散到試驗(yàn)范圍各部份中去，因而使各部份具有較強(qiáng)的代表性。（三）正交表的表頭設(shè)計(jì)正交設(shè)計(jì)的首要關(guān)鍵是表頭設(shè)計(jì)，就是將因素及其交互作用在正交表的表頭上進(jìn)行有計(jì)劃地合理安排。一個(gè)表頭設(shè)計(jì)就是一個(gè)設(shè)計(jì)方案。表頭設(shè)計(jì)的原則：Ø 研究因素與不可忽略的交互作用不能安排在同一列；Ø 因素的水平數(shù)，應(yīng)該根據(jù)實(shí)驗(yàn)的目的，參照專業(yè)知識(shí)而定；Ø 能忽略的交互作用，盡量要忽略；Ø 在多因素中凡是作用已經(jīng)明確的因素，不再列入觀察的因素中。表14L8(27)正交設(shè)計(jì)表的 表頭設(shè)計(jì)1234567因素個(gè)數(shù)實(shí)施比例3411/2A AB BAB AB=C DC CAC AC=B DBC BC=A DABC D舉例u 現(xiàn)在要研究雌螺產(chǎn)卵的最有條件，在20cm2 的泥盒里飼養(yǎng)同齡雌螺10只，試驗(yàn)條件有4個(gè)因素，每個(gè)因素有2個(gè)水平。試在考慮溫度和含氧量對(duì)雌螺產(chǎn)卵有交互作用的情況下安