【正文】 9 3 死 B 1 5 8 1 0 . 0 4 3 4 7 8 0 . 3 4 7 8 2 6 4 死 A 1 5 1 7 0 . 0 4 5 4 5 5 0 . 3 1 8 1 8 1 6 死 B 1 4 7 1 0 . 0 4 7 6 1 9 0 . 3 3 3 3 3 3 6 活 A 1 4 6 6 活 A 1 4 6 7 死 B 1 2 6 1 0 . 0 5 5 5 5 6 0 . 3 3 3 3 3 3 7 活 B 1 2 6 8 活 A 1 2 4 9 死 A 1 1 1 4 0 . 0 6 6 6 6 7 0 . 2 6 6 6 6 7 9 活 A 1 1 41 0 死 A 9 1 4 0 . 0 7 6 9 2 3 0 . 3 0 7 6 9 21 1 死 B 8 4 1 0 . 0 8 3 3 3 3 0 . 3 3 3 3 3 31 1 活 B 8 41 2 活 A 8 21 3 死 A , B 7 1 2 1 0 . 2 2 2 2 2 2 0 . 4 4 4 4 4 41 7 死 B 6 1 1 0 . 1 4 2 8 5 7 0 . 1 4 2 8 5 71 8 死 A 6 1 0 0 . 1 6 6 6 6 7 01 9 活 A 5 02 4 死 A 4 1 0 0 . 2 5 0 0 0 0 02 6 死 A 3 1 0 0 . 3 3 3 3 3 3 03 1 死 A 2 1 0 0 . 5 0 0 0 0 0 04 3 活 A 1 0─────────────────────────────────────── 小計 3 . 2 1 2 2 8 4計算步驟為 ,當截尾數據與非截尾數據數值相同時 ,截尾數據排列在后。仍用例 驗的計算過程 ,為敘述方便現將中藥組稱為 A組 ,對照組稱為 B組。 167。 Z=[TE(T)]/√V(T) Z服從標準正態(tài)分布 ,故可由 =,=計推斷。 例如表 1個數據為非截尾 (已死亡 )則由 ()式得 W=1/261= 第 2,3數據都是截尾數據 (存活 ),它處于序號 i3=1與 2之間據 ()式 ,有 W=1/26= 第 4個數據為非截尾 ,則由 ()式 W=1/26+1/231= 余類推 (見表 6列 ) (本例為中藥組 ,序號為 i2)的 logrank變換值之和 T T=∑W i2 上式的連加系在指定的 i2范圍內相加。 r=ni1+1 () 例如與生存期 7(月 )相應的 r值系由 r=269+1=18 算得 ,見表中第 5列 。 (完全數據 )各時間點處于危險狀態(tài)的例數 r,它表示該時刻時還剩下多少例數。 i2(本處選用中藥組 ),記入表 3列。并設兩樣本含量分別為 m1,m2,總例數 n=m1+m2。 Logrank檢驗 (Log Rank Test) 當比較的幾個樣本生存分布 ,全部為完全數據時 ,本檢驗又稱為Savage檢驗。當拒絕H0時 ,認為幾個生存分布不相同。 ? H1:樣本所來自的總體生存分布不相同。 由于壽命表法與積限法的累積生存率及其標準誤的計算公式完全相同 ,所以 ,當分組資料中每一個分組區(qū)間中最多只有 1個觀察值時 ,壽命表法就是積限法 。 例如時間段 0中 ^S(ti/ti1)=()/= ^S(ti)=1 = SE(S(ti))= √ 103= 故一年生存率的估計為 177。 如第一行 ,n1=1264/215/2= ()()()式計算條件生存率 ^S(ti/ti1),累積生存率 s(ti)及其標準誤。2=12647415=60 ,(亦稱有效例數 )ni ni=n39。i=n39。i di ui wi ni ^S(ti/ti1) ^S(ti) ni(nidi) 率標準誤 ⑴ ⑵ ⑶ ⑷ ⑸ ⑹ ⑺ ⑻ ⑼ ⑽ ⑾ =⑻ √ ⑽ ───────────────────────────────────────────────────── 0 126 47 4 15 103 103 1 60 5 6 11 103 103 2 38 2 0 15 103 3 21 2 2 7 103 4 10 0 0 6 0