诊断试验四格表资料分析

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定性资料常用的统计学方法

定性资料常用的统计学方法

定性资料常用的统计学方法一、χ2检验χ2检验(chi-square test)是一种主要用于分析分类变量数据的假设检验方法,该方法主要目的是推断两个或多个总体率或构成比之间有无差别。

(一)四格表资料的χ2检验例17:为了解吲达帕胺片治疗原发性高血压的疗效,将70名高血压患者随机分为两组,试验组用吲达帕胺片加辅助治疗,对照组用安慰剂加辅助治疗,观察结果见表4 -5-1,试分析吲达帕胺片治疗原发性高血压的有效性。

表4 -5-1 两种疗法治疗原发性高血压的疗效1.四格表χ2检验的原理:对于四格表资料,χ2检验的基本公式为:式中,A为实际频数(actual frequency),T为理论频数(theoreticalfrequency)。

理论频数T根据检验假设H0:π1=π2确定,其中π1和π2分别为两组的总体率。

计算理论频数T的公式为:式中Tij 为第i行第j列的理论频数,ni+和n+j分别为相应行与列的周边合计数,n为总例数。

现以例17为例说明χ2检验的步骤:(1)建立检验假设并确定检验水准。

H0:π1=π2,即试验组与对照组的总体有效率相等H1:π1≠π2,即试验组与对照组的总体有效率不等α=0.05(2)计算检验统计量。

按式(4 -5-2)计算T11,然后利用四格表的各行列的合计数计算T12、T21和T22,即T11=(44×41)/70=25.77,T12=44-25.77=18.23T21=41-25.77=15.23,T22=26-15.23=10.77按式(4 -5-3)计算χ2值(3)确定P值,作出推断结论。

以ν=1查χ2分布界值表,得P<0.005。

按α=0.05水准,拒绝H,接受H1,可以认为两组治疗原发性高血压的总体有效率不等,即可以认为吲达帕胺片治疗原发性高血压优于对照组。

2.四格表资料χ2检验的专用公式:在对两样本率比较时,当总例数n≥40且所有格子的T≥5时,可用χ2检验的通用公式(4 -5-1)。

配对四格表资料卡方检验的公式选用条件

配对四格表资料卡方检验的公式选用条件

配对四格表资料卡方检验的公式选用条件配对四格表资料卡方检验的公式选用条件引言•配对四格表资料卡方检验是统计学中常用的分析方法之一,用于判断两个变量之间是否存在关联关系。

•在进行配对四格表资料卡方检验时,正确选用公式是至关重要的。

公式选用条件1.样本数据满足独立性:在进行配对四格表资料卡方检验时,需要保证样本数据中的观测值之间相互独立,即每个观测值的出现与其他观测值的出现无关。

2.样本数据满足随机性:样本数据需要能够代表总体的特点,即样本选择要随机进行,以减小抽样偏差对检验结果的影响。

3.样本数据满足预期频数要求:进行配对四格表资料卡方检验时,需要确保每个分类下的观测值的预期频数大于等于5,以保证卡方检验的准确性。

4.样本数据满足分类独立性:进行配对四格表资料卡方检验时,需要确保变量的分类是相互独立的,即不出现因两个变量分类方法不同而导致的观测值分类重叠的情况。

公式推导•配对四格表资料卡方检验的公式选用条件主要基于卡方检验的原理进行推导。

•卡方检验是通过比较观测频数与预期频数之间的差异来判断两个变量之间的关系。

•在配对四格表资料卡方检验中,需要计算卡方值,并基于卡方值进行假设检验。

结论•在进行配对四格表资料卡方检验时,应遵守公式选用条件,确保样本数据的独立性、随机性、预期频数要求和分类独立性。

•正确选用公式可以提高卡方检验的准确性,从而更好地判断两个变量是否存在关联关系。

参考文献•[1] Agresti, A. (2002). Categorical data analysis (2nd ed.). Wiley-Interscience.公式选用条件的解释1.样本数据满足独立性:–独立性是指样本数据中的观测值之间相互独立,即每个观测值的出现与其他观测值的出现无关。

–例如,在研究两种药物治疗效果时,如果每个患者的数据只与自己所接受的药物有关,而不受其他患者的影响,那么就满足了独立性的条件。

2.样本数据满足随机性:–随机性是指样本数据能够代表总体的特点,即样本选择要随机进行,以减小抽样偏差对检验结果的影响。

利用Excel对IVD二分类临床试验数据进行统计分析的方法举例-中国器审

利用Excel对IVD二分类临床试验数据进行统计分析的方法举例-中国器审

利用Excel对IVD二分类临床试验数据进行统计分析的方法举例中国器审20200416临床试验资料中常出现人工数据统计错误的问题,现有临床试验数据通常使用Excel进行数据的汇总及展示,合理利用Excel工具,可有效减少该类错误。

Excel作为一个表格工具,除了具有数据记录、筛选等常用的功能外,还有单元格引用及公式等用于统计分析的功能。

可将这些功能在临床试验数据表格内部直接进行运算,对临床试验结果进行分析统计。

下面以二分类指标的临床试验数据为例进行简要介绍。

一、数据转换本文以申报试剂对临床诊断结果的灵敏度、特异度为例。

临床试验数据表通常包括受试者(样本)编号、年龄、性别、样本类型、临床诊断结果、考核试剂检测结果等数据列。

为了利于后期统计分析,首先进行数据的转换。

在Excel中,数据表中的临床诊断结果、考核试剂检测结果无论以“确诊/排除”或“+/-”的方式进行表示,均以文本格式进行记录。

在进行条件判断时需要使用半角引号,并且无法进行运算,因此推荐将其转换为“0/1”的数字格式。

下面以对“临床诊断”数据进行转换为例。

通过数据筛选可以看出,临床诊断中以“确诊”和“排除”进行表示。

需将确诊转换为“1”,将排除转换为“0”。

在数据表格右侧加入“临床诊断”转换列,在与数据首行对应的单元格写如下公式:=IF(E2="确诊",1,0)所引用单元格(E2)可以通过点击的方式自动写入。

按“回车”之后,可以看到数据表格显示的为“1”,即“确诊”。

同理我们将考核试剂检测结果进行“0/1”转换。

通过筛选功能可以看出考核试剂检测结果以“+/-”进行表示。

在诊断转换结果列右侧加入“考核试剂检测结果”转换列,在与数据首行对应的单元格写如公式“=IF(F2="+",1,0)”,将考核试剂检测结果转换为“0/1”表示。

二、四格表判定四格表分别用a、b、c、d表示四种检测结果与临床诊断结果之间的关系。

诊断性实验的Meta分析分解

诊断性实验的Meta分析分解

阳性
阴性
阳性
TP(a)
FP(b)
a+b
阴性
FN(c)
TN(d)
c+d
1.2 单个诊断性实验的评价指标
灵敏度
特异度
指标
假阴性率(漏诊率)
假阳性率(误诊率)
灵敏度=a/a+c;特异度=b/b+d; 假阴性率=c/a+c;假阳性率=d/b+d
• 这个四格表衍生的各种指标:真阳性率(敏感度)、假阳 性率、假阴性率、真阴性率(特异度)等等都是评估替代
3. 诊断性试验meta分析方法在统计 软件中的实现
• RevMan5.0软件和Meta-DiSc 都是在国际上权威的用来做 诊断试验meta分析的软件,在这里仅介绍Meta-Disc软件 的使用方法。
• 下载地址:
http://www.hrc.es/investigacion/metadisc_en.htm
诊断性试验meta分析方法在统 计软件中的实现
3.1 数据录入 3.2 选择项 设置 3.3 阈值效应 检验 3.4 非阈值效应 检验 3.5 合并各诊断试 验评价指标
3.1 数据录入
3.2 选择项设置
3.3 阈值效应检验
3.4 非阈值效应检验
探讨异质性
3.5 合并各诊断试验评价指标
绘制森林图
诊断性实验的Meta分析
刘延青 研究生
前言
临床医生在接诊的过程中,经常考虑的问题就是如何把可 以有病与实际无病的人区别开来,以及如何将患某种疾病 的患者于其他疾病鉴别出来,这个过程中就需要合理运用
诊断试验。广义诊断包括实验室检查、影像学诊断、仪器
检查、病史询问、体格检查等。 对于某个诊断性试验,可能已有多位研究者进行了研究, 为了对不同的研究结果进行综合性分析,获得综合的结论, 需要采用诊断性实验的Meta分析。

诊断性试验的Meta分析

诊断性试验的Meta分析
有失安全系数法,begg秩相关法和 Egger回归法等等。
3. 诊断性试验meta分析在统计软件中的实现
• RevMan5.0软件和Meta-DiSc 都是在国际上权威的用来做 诊断试验meta分析的软件,在这里仅介绍Meta-Disc软件的 使用方法。
• 下载地址:http://www.hrc.es/investigacion/metadisc_en.htm
摘自progrp不nse对小细胞肺癌诊断价值的meta分析文中提取数据作者国家研究方法金标准病例阳性界值pgmltpfpfntnschneider德国前瞻连续病理29829196353818351613229212stieber德国回顾病理3143831194139444648218183molina西班牙前瞻连续病理802502513411479504161548577nissan以色列前瞻连续病理1624822291819119113shibayama日本连续病理3594975744911104065234235lamy法国回顾病理245531711711029369795takada日本回顾连续病理326338106736322432838203182yamaguchi日本60250818079264748469449sun中国病理100501632519156058yang中国病理144461634640161723726524诊断性试验的meta分析241阈值效应检验242非阈值效应检验243合并各诊断试验评价指标244发表偏倚的识别241阈值效应检验在诊断性试验中可能因为纳入的研究采用丌同的诊断界值而引起异质性在迚行合并时要迚行检测当存在阈值效应时灵敏度和特异度负相关灵敏度和1特异度呈正相关其结果在sroc曲线平面图上呈肩臂状点分布metadisc软件计算

诊断性实验Meta分析

诊断性实验Meta分析

1.3 ROC曲线定义
• 对某一诊断试验方法,通过改变诊断临界点,可以获得多 对灵敏度和特异度,以敏感度为纵坐标,1-特异度为横坐 标绘制曲线,横轴与纵轴长度相等,形成正方形,在图中 将ROC曲线工作点标出,用直线连接各相邻两点构建ROC曲 线。通过计算ROC曲线下面积,可以评定该诊断方法的准 确性。
• 在国际上质量评价有一个QUADAS标准(quality assessment of diagnostic accuracy studies)来评价纳入诊 断试验的质量
2.3 资料提取
研究资料的基本情况 • 包括纳入研究的作者、发表时间、研究对象的病例数、对
照数目、SEN、SPE、计算获得的真阳性( TP) 、假阳性 (FP) 、真阴性( TN) 、假阴性(FN)、检测的方法、检测试 剂的来源、诊断的临界值等基本情况,都用表表示出来。
1.4 ROC曲线的解读
灵敏度
1
0.8
0.6
0.4
0.2
0
0
0.2
0.4
0.6
0.8
1
1-特异度
机会线
所谓的“曲线左上角”至少可以找出3 种判断方式:
(1)
曲线与斜率为1 的斜线的切点;
(2)
曲线与经过 (0,1)和 (1,0)两点直 线的交点;
(3)
曲线上与 (0,1)点绝 对距离最近 的点。
2.4.2 非阈值效应检验
• 在诊断性试验的meta分析中,除了阈值效应引起研究间异 质性外,其他原因:人群(如疾病严重程度和伴发疾病)、 试验条件(如不同的技术、化验、操作者)、标准试验等, 在软件中用诊断比值比DOR的Cochran-Q检验来检测是否 存在非阈值效应引起的变异。

诊断试剂的统计学分析

诊断试剂的统计学分析

诊断试剂的统计学分析对于定性试剂,主要是1、阳性符合率、阴性符合率、总体符合率及其95%(或99%)的置信区间。

2、行四格表卡方或kappa检验以验证两种试剂定性结果的一致性。

做完这些统计应该是足够了。

这些在IVDstatistics中都有体现。

这里探讨几个统计技术方面的话题:1、95%的可信区间:目前有好几种算法:可参见程序和帮助文件:个人感觉最常用的是二项分布法,这个算法应该是最准确的算法,但只能用程序算;另外用比较多的Wald法(点估计,近似正态分布法?),这个算法最简单,但准确度较低。

2、配对卡方检验(McNemar)在国内的教科书中,都是用传统的公式,b+c<40时用校正公式。

但在不同的程序中,并不相同,SPSS只采用精确概率法,MedCalc在<25时用精确概率法,而在>25时用校正的公式,而SAS好象只用传统的公式计算。

这里我无法认定用哪种算法好,但应都有道理,不能认定为错。

我想可能理论上精确概率法最好,但只能用程序算,另外对于很大的数据,可能出现无法计算的情况。

3、一致性检验这是指导原则中的必选项之一。

然而在一般的教科书中,只对Kappa系数计算进行了说明,对于其95%的可信区间和非0检验提的很少。

统计上Kappa系数不只应用于配对的四格表,对于半定量的有序数据同样适用,反过来可认为四格表是有序数据的最简单的特例。

在这里要注意的事Kappa的标准误有两个,分别用于可信区间和非0检验,计算公式不同,SPSS 和MedCalc都没能同时给出计算值,另有限的几篇中文期刊文章竟然不少用错了。

关于这两个Se的计算公式在程序的帮助里可以找到,Se(K)用于计算可信区间,Se0(K)用于非0的检验。

定量试剂的临床统计:1、以上指导原则均指出要进行回归分析,即计算回归方程y=a+bx,相关系数(R)或R2;从统计学角度,对方程进行检验,即a,b的检测,得出直线相关关系是否成立。

临床诊断试验评价及统计分析-bd

临床诊断试验评价及统计分析-bd

ROC曲线评价实例
>0.13
>0.03 >0.05
>0.07
>0.00
>0.58
≥0.00
18
ROC曲线临床应用
ROC曲线
最佳诊断界值 的确定
比较两种或两 种以上诊断性 试验的诊断价 值
ROC曲线临床应用
➢ ROC曲线能很容易地查出任意界限值时的对疾 病的识别能力。
➢ 选择最佳的诊断界限值。ROC曲线越靠近左上 角所对应的灵敏度和特异度都是较大的,试验的 准确性就越高。最靠近左上角的ROC曲线的点 是错误最少的最好阈值,其假阳性和假阴性的 总数最少。
3
⚫ 二是备择假设(alternative hypothesis)或称对立假设,记为H1,
表示目前的差异是主要由于本质上的差别引起。
➢ 检验水准(显著性水平)α
⚫ 它是用来衡量原假设与实际情况差异是否明显的标准;
⚫ 通常α取0.05 或 0.01;
⚫ 检验水准应在设计时根据专业知识和研究目的确定单侧检验或双 侧检验以及检验水准,不能在假设检验结果得出后再加以选择。
…99个
99个白球 一个红球
…99个
一个盒子中的白球和红球数
99个红球 一个白球
另一盒中的白球和红球数
假设检验的基本思想
将盒子密封; 现从两盒中随机取出一个盒子, 问这个盒子里是白球99个还是红球99个?
假设检验的基本思想
我们不妨先假设:这个盒子里有99个白球. 现在我们从中随机摸出一个球,发现是 此时你如何判断这个假设是否成立呢?
检验
u-检验
F-检验
ᵡ2检

假设检验的基本步骤
1 建立检验假 设,确定检 验水准

四格表卡方检验

四格表卡方检验

目的和意义
目的
通过四格表卡方检验,可以了解两个 分类变量之间的关系,判断它们是否 独立或者存在某种关联性。
意义
四格表卡方检验在医学、生物学、社 会学等领域有广泛的应用,可以帮助 研究者了解不同类别数据之间的关系 ,为进一步的研究提供依据。
02 卡方检验基础知识
卡方检验的定义
总结词
卡方检验是一种统计方法,用于比较实际观测频数与预期频 数之间的差异。
详细描述
卡方检验适用于分析两个分类变量之间的关系,特别是当样本量较小或理论频数较低时。 它可以用于检验两个分类变量之间是否存在关联性,以及这种关联性是否具有统计学显 著性。此外,卡方检验还可以用于评估分类变量的一致性,例如诊断准确率、调查问卷
的一致性等。
卡方检验的基本步骤
• 总结词:卡方检验的基本步骤包括选择适当的卡方检验类型、构建期望 频数、计算卡方统计量、选择合适的显著性水平以及解释结果。
社会学研究
在社会学研究中,四格表卡方检验用于分析两个分类变量之间的关系, 例如调查不同人群的婚姻状况与性别比例的关系。
生物学研究
在生物学研究中,四格表卡方检验用于分析物种分布、生态位和种群 遗传结构等。
心理学研究
在心理学研究中,四格表卡方检验用于分析不同心理特征或行为模式 在不同人群或条件下的分布情况。
样本量大小的要求
足够大的样本量
四格表卡方检验需要足够的样本量才能获得 可靠的统计结果。通常来说,样本量越大, 结果的稳定性越高。
考虑最小样本量
在选择样本量时,需要考虑最小样本量的要 求。根据研究目的和预期效应大小,确定合 适的样本量。
卡方检验的局限性
1 2 3
适用范围有限
四格表卡方检验主要用于比较两组分类变量之间 的关联程度,对于连续变量或等级变量则不太适 用。

四格表的确切概率法(统计学)

四格表的确切概率法(统计学)

01
四格表的确切概率法基于概率论和统计学的原理,能够提供较
为精确的结果,适用于小样本或特定情况格表数据,包括计数、比例等,具
有较广的应用范围。
可解释性强
03
四格表的确切概率法得出的结果具有直观和可解释性强的特点,
能够清晰地展示各组之间的差异和关联。
研究展望
拓展应用领域
四格表的确切概率法将进一步拓 展应用到生物医学、金融、环境 科学等更多领域,为各行业的数 据分析提供有力支持。
理论体系完善
未来研究将进一步完善四格表的 确切概率法的理论体系,包括算 法原理、适用范围和限制条件等 方面,以提高方法的可靠性和普 适性。
人才培养与交流
加强四格表的确切概率法领域的 人才培养和学术交流,促进该领 域的持续发展和创新。
详细描述
通过四格表的确切概率法,可以计算出不同诊断方法在不同情况下的确切概率, 从而为医生提供更准确的诊断依据。
实例二:市场调查
总结词
在市场调查中,四格表的确切概率法 可以用于分析消费者行为和偏好,例 如比较不同产品在不同市场区域的表 现。
详细描述
通过四格表的确切概率法,可以分析 出不同市场区域和产品类型之间的确 切概率,为企业制定更有效的市场策 略提供数据支持。
背景历史
四格表的确切概率法起源于20世纪初的统计学发展,经过多 年的研究和完善,已经成为一种广泛应用的统计方法。
02 四格表的确切概率法概述
定义与原理
定义
四格表的确切概率法是一种用于 计算四格表中每个格子的确切概 率的方法,通常用于比较两组分 类变量之间的关系。
原理
基于概率论和组合数学,通过计 算每个格子的概率,可以得出每 个格子的确切概率值。

关于四格表资料χ 2值和校正χc 2值分布的模拟分析

关于四格表资料χ 2值和校正χc 2值分布的模拟分析

由表 1可 见 , 论 总 体 率 大 小 以 及 总 例 数 ( 1 不 ” + ” ) 少 , 值 的频 率 有 时 比理 论 概 率 大 , 时 比理 论 2多 有 概 率 小 , 明 未 校 正 说 值 的 实 际 分 布 与 理 论 分 布 有 值 的 频 率 几 乎 全 部 小 于 理 较 好 的 一 致 性 ; 校 正 而
经 低 于 理 论 分 布 了 , 正 以 后 会 变 得 更 低 , 以 , 以 校 所 可

较大, 当总 例 数较 大 时, 正 引起 的 “ 统 偏 差” 而 校 系 较 小 。 所 以 , 以认 为 , 四 格 表 资 料 而 言 : 计 算 所 得 可 对 当
0 0 , 界 值 为 3 8 , 此 时 .5 即 .4 而
值 的 频 率 更 接 近
理论 概 率 。 在 实际 应 用 时 , 们 通 常 把 检 验 水 准 定 为 人 值 的 实 际 分 布 多 数 已
维普资讯
中国卫 生统计 2 0 0 2年 8月第 1 9卷第 4期
续表 l
由图 1 ~3可 以 看 出 : 1 不 论 总 体 率 大 小 以 及 总 () 例 数 ( +r ) l / 多少 , 值 均 不是 连续 分 布 , 是 呈 “ 2 而 阶
梯” , 理论 概率 上 下 波动 ; 过 连 续性 校 正 以 后, 状 在 经
(z + 2 越 少 , 值 分 布 的 “ 梯 ” 大 , 例 数 ( l , ) l 阶 越 总 + 2 较 多时 , 值 的分 布 接 近 于 连 续 分 布 。 )
为 阳 性 , 则 为 阴性 ; 重复 步 骤 ⑤ 7 次 ; 统 计 此 样 否 ⑥ / " 2 ⑦
本 的 阳 性 数 c 阴 性 数 d; 计 算 , ⑧ 理 论 概 率 , 计 模 拟 抽 样 所 得 的 统 等 于 各 界值 点 的 频 率 。 结果与分析

诊断性试验的分析和评价

诊断性试验的分析和评价

9、回收率 、
回收率是测定值对真值的相对百分比。 回收率是பைடு நூலகம்定值对真值的相对百分比。其愈接近 100%愈好。 愈好。 愈好
例用某新方法进行糖尿病诊断性试验,选取 250 例确诊的糖 尿病患者作为试验组,选取 250 例非糖尿病病人作为对照组。结 果如下表,试对该诊断性试验结果进行评价。 糖尿病诊断试验 糖尿病诊断试验 诊断性试验 + - 合计 糖尿病患者 188 62 250 非糖尿病患者 97 153 250 合计 285 215 500
合计 285 215 500
188 + 153 3、准确度(符合率)= 、准确度(符合率) × 100 % = 68 . 2 % 500
4、诊断指数 = 灵敏度 + 特异度 = 136.4% 、
诊断性试验 + - 合计
糖尿病诊断试验 糖尿病患者 非糖尿病患者 188 97 62 153 250 250
诊断性试验评价的四格表 金标准 诊断性 试 验 合计 + + a c a+c b d b+d 合计 a+b c+d N
7、阳性预测值 = 、 说明阳性者中真患者的比例。 说明阳性者中真患者的比例。 8、阴性预测值 = 、 说明阴性者中非患者的比例。 说明阴性者中非患者的比例。 阳性预测值与阴性预测值是评价诊断性试验收益 的指标。可受患病率的影响。 的指标。可受患病率的影响。
5、阳性似然比 = 、 说明患者中阳性结果是非患者阳性结果的多少倍。 说明患者中阳性结果是非患者阳性结果的多少倍。
6、阴性似然比 = 、 说明患者中阴性结果是非患者阴性结果的百分之几。 说明患者中阴性结果是非患者阴性结果的百分之几。 阳性似然比与阴性似然比是反映灵敏度和特异 度两方面特性,不易受患病率影响,较稳定。 度两方面特性,不易受患病率影响,较稳定。
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诊断试验四格表资料分析
例:ECG诊断心梗发生的结果
分析目的:
分析试验结果与真实情况(金标准)的吻合程度。

金标准是指当前公认的诊断疾病最可靠的标准方法,可正确区分“有病”或“无病”。

数据如用通用符号表示:
分析指标:
1.检测患病率(prevalence):是指被检测的全部对象中,检测出来的患者的比例。

即:检测患
病率 = (a+b)/(a+b+c+d)
2.实际患病率(prevalence):是指被检测的全部对象中,真正患者的比例。

患病率对被评价的
诊断试验,也称为验前概率,而预测值属于验后概率。

即:实际患病率 = (a+c)/( a+b+c+d) 3.敏感性:敏感性就是指由金标准确诊有病组内所检测出阳性病例数的比率(%)。

即本实验诊
断的真阳性率。

其敏感性越高,漏诊的机会就越少。

即:敏感性= a/( a+c)
4.特异性:是指由金标准确诊为无病组内所检测出阴性人数的比率(%),即本诊断实验的真阴
性率。

特异性越高,发生误诊的机会就越少。

即:特异性= d/(b+d)
5.诊断准确率:是指临床诊断检测出的真阳性和真阴性例数之和,占总检测人数的比例,即称
本临床实验诊断的准确性。

即:准确性= (a+d)/ (a+b+c+d)
6.阳性似然比(positive likelihood ratio):阳性似然比是指临床诊断检测出的真阳性率与
假阳性率之间的比值,即阳性似然比=敏感性/(1-特异性)。

可用以描述诊断试验阳性时,患病与不患病的机会比。

提示正确判断为阳性的可能性是错误判断为阳性的可能性的倍数。

阳性似然比数值越大,提示能够确诊患有该病的可能性越大。

它不受患病率影响,比起敏感度和特异度更为稳定。

阳性似然比=敏感性/(1-特异性)= (a/(a+c))/(b/ (b+d))
7.阴性似然比(negative liklihoodratio):阴性似然比是指临床实验诊断检测出的假阴性率
与真阴性率之比值,此值越小,说明该诊断方法越好。

可用以描述诊断试验阴性时,患病与不患病的机会比。

阴性似然比提示错误判断为阴性的可能性是正确判断为阴性的可能性的倍数。

阴性似然比数值越小,提示能够否定患有该病的可能性越大。

阴性似然比=(1-敏感性)/特异性= (c/(a+c))/(d/(b+d))
8.诊断比值比(OR):阳性似然比与阴性似然比的比值。

数值越大,表明诊断试验区分患者与
非患者的能力越大。

诊断比值比=(a/(a+c)/(b/(b+d))/(c/(a+c)/(d/(b+d))) = (ab)/(cd) 9.诊断所需检测数(NND):真阳性率(敏感度)与假阳性率(1-特异度)的差的倒数。

诊断所需
检测数(NND)=1/(a/(a+c)- b/(b+d))
10.Yuden 指数:Yuden 指数 = 敏感性+特异性-1= a/(a+c)+d/(b+d)-1
11.阳性预测值(postivepredictive value):又称预测阳性结果的正确率,是指待评价的诊断试
验结果判为阳性例数中,真正患某病的例数所占的比例。

即:阳性预测值=真阳性/(真阳性+假阳性)= a/ (a+b)
12.阴性预测值(negative predictive value):又称预测阴性结果的正确率,是指临床诊断实验
检测出的全部阴性例数中,真正没有患本病的例数所占的比例。

即:阴性预测值=真阴性/(真阴性+假阴性)= d/(c+d)
详细公式见后面附件
例:输入界面:
注:一组数据可以输入于四格表中,多组数据可以按a b c d顺序输入到下表。

输出结果:
计算公式
Totals m1=a+c m2=b+d N=n1+n2
Define:
The 100(1-α)% confidence interval is defined as:
For Specificity,
Define:
The 100(1-α)% confidence interval is defined as:
For Positive Predictive Value (PPV),
Define:
The 100(1-α)% confidence interval is defined as:
For Negative Predictive Value (NPV), Define:
The 100(1-α)% confidence interval is defined as:
For Pre-test probability,
For Likelihood Ratio Positive (LR+), Define:
The 100(1-α)% confidence interval is defined as:
For Positive Post-test probability,
Define
For Likelihood Ratio Negative (LR-),
Define:
The 100(1-α)% confidence interval is defined as:
For Negative Post-test probability,
Define
Notation:
100(1-α)% confidence interval: We are 100(1-α)% sure the true value of the parameter is included in the confidence interval
: The z-value for standard normal distribution with left-tail probability
Example
Suppose
Disease No disease Totals
a=20 b=180 n1=200 Test Outcome
Positive
Test Outcome
c=10 d=1820 n2=1830 Negative
Totals m1=30 m2=2000 N=2030
Then the Sensitivity is 0.66667 and the corresponding 95% C.I. ((1-α) =0.95) is (0.49798, 0.83535).
The Specificity is 0.91 and the 95% C.I. is (0.89746, 0.92254).
The Positive Predictive Value (PPV) is 0.1 and the 95% C.I. is (0.05842, 0.14158).
The Negative Predictive Value (NPV) is 0.99454 and the 95% C.I. is (0.99116, 0.99791). The Pre-Test Probability is 0.01478.
The Likelihood Ratio Positive (LR+) is 7.40741 and the 95% C.I. is (5.54896, 9.88828). The Positive Post-Test Probability is 0.1.
The Likelihood Ratio Negative (LR-) is 0.3663 and the 95% C.I. is (0.22079, 0.60771). The Negative Post-Test Probability is 0.00546.。

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