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統計學變量類型范文1
【關鍵詞】 因特網；行為，成癮；組織和管理；學生
【中圖分類號】 R 179 R 395.6 R 163 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 1000-9817(2007)08-0699-02
Relationship Between the Internet Addiction and School Management/CHANG Guo-sheng*, LI Yong-zhan, ZHAO Shan-ming. * No.9 People's Hospital of Zhengzhou, Zhengzhou(450001), China
【Abstract】 Objective To study the situation of the internet addiction disorder (IAD) among the senior middle school, and to explore the influence of school management type on the incidence of the internet addiction disorder.MethodsEight hundred and fifty students were sampled from six senior middle schools by cluster sampling. They were tested by IAD Scale and a self-designed inventory. Results The incidence of IAD was 6.1%, and it had no significant differences in gender, grade and original location, but it had significant differences between IAD and school nature or school management type. The results of logistic regression and linear regression indicated that school management type had the greatest predictability to the variation of the IAD. ConclusionIAD of senior middle school students is related with school management type, and close management can be a valid way to IAD prevention.
【Key words】 Internet;Behavior,addictive;Organization and administration;Students
如今，大學生網絡成癮(IAD)現象日趨突現, 越來越多的中學生也開始加入到上網大軍之中［1］，成為另一個網絡成癮的高危群體［2］。因沉迷網絡所致的學習成績下降和心理、行為異?，F象已經引起了社會的廣泛關注［3-5］。中學生身心發展不平衡，容易出現較多的心理問題［6］，加之好奇心強、自制力弱、人生觀和價值觀尚未形成，面對包羅萬象的網絡虛擬世界，網絡成癮的危險性更大［7］。筆者以鄭州市高中生為被試，調查其網絡成癮狀況，并分析學校管理類型與網絡成癮的關系，以期為干預網絡成癮提供理論依據。
1 對象與方法
1.1 對象 隨機選取鄭州市重點、普通、職業中學各2所，按年級隨機抽取高一至高三年級共18個教學班的學生850人為調查對象,獲有效答卷806份,有效應答率為94.82%。被試中一年級262人，二年級261人，三年級283人；男生457人，女生349人；重點中學學生310人，普通中學學生277人，職業中學學生219人。年齡14～19歲，平均年齡(16.12±1.25)歲。
1.2 方法 采用網絡成癮診斷問卷和自編的網絡使用調查問卷對所有調查對象進行測試。網絡成癮診斷問卷又稱網絡成癮診斷標準，是1996年由美國心理學家K.S.Young參照《美國精神障礙診斷與統計手冊》第4版（DSM-IV)中關于賭博成癮的標準編制而成［8］。問卷由8個問題組成，得5分及5分以上即可判定為網絡成癮（IAD）。自編網絡使用調查問卷系參考已有的網絡成癮研究所用的調查問卷，并結合本研究的目的編制的，項目包括年齡、性別、年級、學校性質、學校管理類型、生源等內容。上述2套問卷由課題組成員統一發給被試,進行不記名集體測試。采用SPSS 10.0軟件對數據進行統計與分析。
2 結果與分析
2.1 網絡成癮診斷問卷得分情況及網絡成癮率 在806名被試中，得分大于或等于5分的IAD者有49名，非IAD者有757名，網絡成癮率為6.1%。
2.2 不同人口社會統計學特征高中生網絡成癮率比較 由表1可知，只有職業高中學生網絡成癮人數顯著大于期望值（P=0.014）。開放式管理的學校學生與封閉式管理的學校網絡成癮率差異有統計學意義。
2.3 網絡成癮與各統計變量之間的相關分析 結果顯示，網絡成癮與性別、年級、生源均無顯著性相關，而與學校性質和學校管理類型的相關均具有統計學意義(r值分別為0.106和0.089)。
2.4 網絡成癮傾向與各統計變量的多元線性回歸分析 以網絡成癮總分為因變量，以性別、年級、生源、學校性質、學校管理類型為自變量進行多元線性回歸分析，結果顯示：網絡成癮總分和學校管理類型、生源有線性回歸關系；學校管理類型首先進入回歸模型，其次進入的是生源。模型的回歸方程為y=-0.685＋0.906x1＋0.377x2，其中x1為學校管理類型，x2為生源。見表2。
3 討論
調查結果顯示，鄭州市高中生網絡成癮率為6.1%，低于已有研究的結果［9-10］?？赡苁怯捎诟餮芯克捎玫木W絡成癮診斷量表不同所致，也可能與各研究所調查的樣本范圍及研究的時間不同有關。
男、女生網絡成癮率差異無統計學意義，與已有的研究結果不一致［9-10］?？赡苁请S著網絡的日漸普及，女生上網人數也與日俱增，使更多的女生網絡成癮。
結果還顯示，職業高中的網絡成癮率顯著高于重點與普通高中，開放式管理的學校網絡成癮率顯著高于封閉式管理的學校。說明學校性質與學校管理類型應該與網絡成癮有關。相關性分析也提示，學校性質和學校管理類型與網絡成癮呈顯著正相關。
多元線性回歸分析顯示，學校管理類型對網絡成癮傾向的影響在各變量中最大。提示在干預高中生網絡成癮方面，學校實行封閉式教學管理可能是一項有效的措施。當然，人格、生理、家庭教養方式、社會支持等因素都可能是網絡成癮的預測變量，但單從可操作性來考慮網絡成癮的干預措施，實施封閉式學校管理應該說是具有一定可行性的。
4 參考文獻
［1］ 中國互聯網絡發展狀況統計報告.中國互聯網信息中心（CNNIC)，2006.
［2］ 李煜光.中學生網絡成癮和學校教育：上海市中學生網絡成癮現象分析.四川教育學院學報，2005，21（4）：3-12.
［3］ 張曉陽,席震芳,嚴紅妹.城市初中生網絡成癮與其網絡行為的相關研究.中國學校衛生,2004,10,25（5）:607-608.
［4］ 席震芳,張曉陽.初中生網絡成癮傾向與家庭教養方式的關系.中國學校衛生,2005 ,26（2）:153-155.
［5］ 李曉駟,李澤愛,謝雯,等.合肥市中學生網絡成癮流行病學調查報告.中國心理衛生雜志,2006,20（1）:51-54.
［6］ 王宇中.醫學心理學.蘭州：蘭州大學出版社，2003：237.
［7］ 龔銀清，楊容，張斌.中學生網絡成癮的心理治療方法與技術.中國學校衛生，2005 ，26 （5）：408-409.
［8］ YOUNG KS.Internet Addiction: the emergence of a new disorder.Cyber-psychol behavi,1998,1（3）:237-244.
［9］ 黃少南，胡武昌，周先華，等.九江市城區中學生網絡成癮狀況調查.山東精神醫學，2005，18 （1）:35-37.
［10］廉鵬，戶桂鈴，張向輝.中學生網絡成癮癥患者的心理狀況調查.社區醫學雜志，2004，2 （4 ）：1-2.
統計學變量類型范文2
【關鍵詞】 腦卒中；疾病嚴重程度；血脂；相關性研究
卒中預后與血脂關系的研究結果差異很大， 認識尚未統一。研究發現腦卒中患者預后的獨立預測因素是血清膽固醇水平， 而另有研究卻認為腦卒中死亡的獨立預測因素血清甘油三酯水平， 預測因素中TC水平不作為獨立因素， 預后較好時患者TG水平高[1]。本實驗研究分析260例腦卒中患者神經功能缺損的程度和急性期血脂的水平， 探討不同類型腦卒中患者血脂水平與疾病嚴重程度的關系。
1 資料與方法
1. 1 一般資料 選擇2006年12月～2012年12月于本院住院、病程0.05）， 具有可比性。
1. 2 方法
1. 2. 1 血脂測定 所有研究對象測甘油三酯、總膽固醇、低密度脂蛋白、高密度脂蛋白、載脂蛋白B（APOB）、載脂蛋白A1（APOA1）均通過東芝T-40型全自動生化分析儀測定， 低TC指TC
1. 2. 2 疾病嚴重程度評價 所有患者評定神經功能的缺損程度均為入院24 h內采用SSS， 評分0～58分。重度SSS
1. 3 統計學方法 數據分析應用SPSS17.0統計學軟件。計量資料用均數±標準差（ x-±s）表示， 采用t檢驗；計數資料用率表示， 采用χ2檢驗；多因素分析采用多元逐步Logistic回歸分析。P
2 結果
2. 1 不同卒中類型的疾病嚴重程度、血脂水平評分比較 出血性腦卒中患者的血清TG、TC和LDL-C水平與缺血性腦卒中患者比較明顯降低， 差異有統計學意義（P
2. 2 血脂水平與SSS的關系 218例低TC患者， SSS為（30.76±16.73）分， 與血清TC≥6.00 mmol/L的患者（42例）[SSS（42.63±13.53）分]相比明顯較低， 差異有統計學意義（P12.0 mmol/L患者（104例）[SSS（44.95±11.25）分]相比明顯較低， 差異有統計學意義（P
2. 3 多元逐步回歸分析 以入院24 h內神經功能缺損評分（SSS）為應變量， 以年齡、性別、文化程度、腦卒中類型及各血脂指標為自變量， 進行多元逐步回歸分析， 進入方程的變量有年齡、腦卒中類型、TC及LDL-C， 其中年齡與SSS評分呈負相關（r=-0.34， P
3 討論
脂質代謝紊亂包括血清TG升高、TC升高、LDL-C升高或者高密度脂蛋白膽固醇（HDL-C）降低， 在動脈粥樣硬化的形成和發展過程以及心腦血管疾病發生當中是很重要的。且類型不一樣的腦卒中脂質的代謝也不同。本研究發現入院時患者的腦卒中類型和血脂水平相關， 出血性腦卒中患者的血清TG、TC和LDL-C水平明顯低于缺血性腦卒中患者。
脂質代謝紊亂作為冠心病的主要危險因素已被人們所認識， 然而血脂水平與腦卒中的相關性至今還存有爭議[2， 3]。本研究發現急性期腦卒中患者病情較重的都是血清TC和TG水平較低的患者， 其機制尚未清楚。目前認為TC可能通過調節乙酰膽堿酯酶的活性和r-谷氨酰轉移酶起效達到神經保護作用。高TC飲食可降低乙酰膽堿酯酶的活性， 提高r-谷氨酰轉移酶的活性， 從而可降低興奮性氨基酸的神經毒性作用。TC也可中和部分氧自由基作為一種緩沖劑， 從而提高細胞的恢復能力和限制病灶的擴大。通過氧化氫培養大鼠腦切片的實驗研究表明， TC阻礙應激反應的效果明顯。而TG致動脈粥樣硬化作用很強大， 其導致動脈硬化的機制尚不明確。另TG易受其他因素的影響， 尤其是糖尿病和肥胖。最近的一項TG基因在肥胖核心家庭分析中， 發現血清TG在極端肥胖者中水平明顯增加， 說明肥胖、高TG、糖耐量異常三者之間的關系復雜， 以上均是代謝綜合征的重要組成部分。因此認為TG的在腦卒中的發病因素并非獨立的， 而是幾種病因綜合起來的共同作用導致。本研究對入院24 h時SSS評分與血脂指標進行多元逐步回歸分析， 結果表明TC及LDL-C水平與SSS評分密切相關， 且與SSS評分呈正相關， 提示TC及LDL-C水平可能是預測急性腦卒中病情嚴重程度獨立變量。
本組研究中不同類型卒中比較， 神經功能缺損程度評分差異有統計學意義（P
參考文獻
[1] 李偉， 劉鳴， 王麗春.腦卒中患者急性期血脂水平與病情嚴重程度的關系.臨床神經病學雜志， 2007， 20（3）：222.
[2] 蘇麗亞?吐爾遜.急性期腦卒中患者血脂水平與病情相關性研究. 醫學信息， 2010， 23（10）：3596.
統計學變量類型范文3
胃癌是我國最常見的消化道腫瘤之一，其治療至今仍未有突破性的進展。晚期胃癌的完全緩解率低。中位無進展生存期短，生存期延長不理想。中醫藥在延長生存期、改善生活質量方面有很大的優勢，在綜合治療中占有一定的地位。辨證論治是中醫診療疾病的特色，也是中醫學的基本特點之一，在胃癌的中醫治療中起著十分重要的作用。本研究旨在探討胃癌的中醫證型和臨床相關因素之間的關系，以期指導臨床，提示預后。
1 資料與方法
1.1 診斷標準
1.1.1 西醫診斷標準 （1）按中國抗癌協會編制的1999年版《新編常見惡性腫瘤診治規范》［1］的診斷，利用胃鏡或手術病理學明確診斷為胃癌。（2）胃癌分期標準依據1997年國際抗癌聯盟UICC胃癌TNM分期標準。
1.1.2 中醫辨證標準 依據胃癌辨證分型的文獻資料統計的結果［2］，參考國家技術監督局的《中華人民共和國國家標準·中醫臨床診療術語證候部分》GB/T16751.21997［3］、衛生部1997年制定的《中藥新藥臨床研究指導原則》第三輯［4］、上海市衛生局統編的2003年第二版《上海市中醫病證診療常規》［5］、中國中醫研究院廣安門醫院主編的1989年版《中醫診療常規》［6］以及1984年第五版《高等醫藥院校教材·中醫診斷學》［7］中臟腑辨證內容，制定胃癌中醫辨證標準。（1）脾虛：食少，腹脹，食后尤甚，或胃脘隱痛，喜溫喜按，惡心欲嘔，嘔吐食物，大便溏薄或排便無力，或久瀉，甚則五更瀉，完谷不化，下肢浮腫，神疲乏力，舌淡胖或有齒痕，苔白，脈細弱或沉細。（2）肝胃不和：胃脘脹悶疼痛，竄及兩脅，情緒抑郁，疼痛與情緒相關，噯氣、吞酸、呃逆，不欲食，舌淡紅或紅，苔薄白或薄黃，脈弦。（3）瘀阻胃絡：胃脘刺痛或如刀割，痛有定處，痛處拒按，可及腫塊質硬，吐血，便黑，口唇爪甲紫暗，面色黎黑，舌紫暗或見瘀斑瘀點，脈細澀或澀。（4）胃熱陰虛：胃內灼熱，胃脘嘈雜，食后脘痛，口干欲飲，饑不欲食，五心煩熱，大便干結，舌紅或紅絳，少苔或光剝苔，脈細數。（5）痰濕凝滯：脘腹痞悶脹痛，惡心欲嘔或嘔吐痰涎，不欲食，或進食不暢，甚至反食夾有多量黏液，口淡不欲飲，頭暈身重，便溏，面黃虛腫，舌淡苔白膩或白滑，脈滑或緩或細緩。（6）氣血兩虛：形體消瘦，全身乏力，聲低氣怯，頭暈目眩，面色 白或萎黃，唇甲蒼白，虛煩不寐，心悸氣短，自汗盜汗，下肢浮腫，舌淡苔薄或少苔，脈沉細弱。
1.2 病例選擇標準
1.2.1 納入標準 （1）具有明確病理學診斷的胃癌患者。（2）具有較全面的診療記錄。（3）同意參加本次調查。
1.2.2 排除標準 （1）多重癌患者。（2）病理診斷為胃惡性淋巴瘤、胃間質瘤和胃平滑肌肉瘤等胃部其他惡性腫瘤。（3）合并有心血管、腦血管、肝、腎和造血系統等嚴重原發性疾病。（4）孕婦、哺乳期婦女、兒童和精神病患者。
1.2.3 資料來源 2005年7月～2006年4月就診于上海中醫藥大學龍華醫院、曙光醫院、普陀區中心醫院的腫瘤科及上海市腫瘤醫院中醫科的門診和住院的胃癌患者。
1.3 資料采集與辨證
1.3.1 調查內容及其作為變量的賦值情況 包括姓名、年齡、性別（男性1；女性2）、Karnofsky評分、病理類型（腺癌1；低分化腺癌2；黏液癌3）、臨床分期（Ⅰ期1；Ⅱ期2；Ⅲ期3；Ⅳ期4）、手術方式（根治術1；非根治術2；未手術3）、化療療程（無0；＜6個療程1；≥6個療程2）、患病時間（＜1年1；1～3年2；＞3年3）、遠處轉移（無1；有2）和復況（無1；有2）。
1.3.2 質量控制 由一位具有中醫專業知識的高年資住院醫師調查，由兩位固定的具有中醫專業臨床經驗的主治醫師職稱以上的醫師依據1.1.2胃癌中醫辨證標準進行統一辨證分型。
1.4 臨床資料 依據上述標準共獲得325例可進行相關統計、有明確病理學診斷的胃癌資料。其中男性197例，女性128例；年齡最小的26歲，最大的83歲，平均年齡（58.36±11.57）歲。其中脾虛型221例，占68%；肝胃不和型28例，占8.6%；瘀阻胃絡型15例，占4.6%；胃熱陰虛型18例，占5.6%；痰濕凝滯型28例，占8.6%；氣血兩虛型15例，占4.6%。
1.5 數據錄入與統計學方法 采用Microsoft Excel軟件進行數據管理，建立本課題相關數據庫。通過SPSS 11.5統計軟件包，進行統計分析。胃癌證型單因素分析：以胃癌各證型為應變量，年齡為自變量做方差分析。以胃癌證型（如脾虛組=1，非脾虛組=2）為應變量，以Karnofsky評分、臨床分期、患病時間、手術方式和化療療程為自變量做秩和檢驗；以性別、病理類型、復發和轉移為自變量做卡方檢驗。
2 結果
胃癌證型與年齡的方差分析，與Karnofsky評分、臨床分期、手術方式、化療療程、患病時間的秩和檢驗以及與性別、病理類型、復發、轉移的卡方檢驗見表1～3。
表1 胃癌證型與年齡的方差分析（略）
Table 1 Analysis of variance between syndromes and age
表2 胃癌證型與Karnofsky評分、臨床分期、手術方式、化療療程和患病時間的秩和檢驗（略）
Table 2 Rank sum test between syndromes and KPS score, clinical stage, surgical mode, course of chemotherapy, suffering time
*Shows mean rank.
2.1 脾虛證型與臨床相關因素的單因素分析 在Karnofsky評分、手術方式、化療療程、患病時間、轉移方面，P＜0.05，提示脾虛組與非脾虛組的差異有統計學意義，脾虛組的Karnofsky評分較高，接受根治術的較多，化療完成6個療程以上的較多，患病時間較長，轉移率較低。
統計學變量類型范文4
【關鍵詞】高齡老年人；生命質量評價；總體健康狀況自評
【中圖分類號】R195 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-7484（2012）13-0449-02
1947 年世界衛生組織給健康下的定義為： “健康不僅僅是沒有疾病和病痛， 而且還包括身體、心理和社會方面的完好狀態[1] ”。1990 年WHO提出了“健康老齡化”，1993 年第15 屆國際老年學會提出了“科學為健康老齡化服務”[2]的人口老齡化應對目標。國內外對老年人生命質量進行了大量研究，取得了較多的研究成果。本研究以SF-36量表為測量工具，在山東省選擇70歲及以上老年人進行生命質量狀況的調查，以了解其生命質量的總體狀況及影響因素，為提高老年人生活質量，促進健康老齡化的制度安排提供參考。
1 對象與方法
1.1 研究對象 本次調查的對象是山東省居家養老和機構養老的70歲及以上老年人。采用分層方法把山東省的老年人劃分為沿海、中部、西部3種地區類型，每個類型隨機抽取3個地級市，在被抽取的地級市中以市（縣）為單位進行隨機抽樣。
1.2 調查方法 調查問卷包括一般情況表（養老方式、性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、過去從事的職業、目前的收入來源、生活狀況等）和健康狀況調查問卷（SF-36），分為居家養老卷與機構養老卷，調查者是通過專門培訓的研究生及本科生采用統一導語入戶對老年人進行調查，能獨立填寫問卷的由其獨立填寫，對于沒有閱讀能力或不能填寫問卷的老年人，由調查人員朗讀問卷內容，請其作答，由調查人員代為填寫問卷。共發放問卷590份，回收有效問卷558份，回收率94.6%。
1.3 統計學方法 應用Epidata3.1數據庫雙機錄入，SPSS16.0軟件包進行數據處理，對一般人口學特征等進行統計描述；單因素分析應用?2檢驗，多因素分析應用有序分類變量的Logistic回歸分析。
2 結果與分析
2.1 人口社會學特征的描述分析
居家養老老人324人，機構養老老人234人，共558人，其中男288人（51.6%），女270人（48.4%）。年齡70～79歲393人（70.4%），80歲及以上的高齡老人165人（29.6%）。婚姻狀況：有配偶234人（41.9%），喪偶306人（54.8%），離異4人（0.8%），未婚14人（2.5%）。文化程度：未受過教育269人（48.2%），小學174人（31.2），初中48人（8.6%），高中、中專及技校36人（6.5%），大專及以上31人（5.5%）。居家養老老人和機構養老老人年齡、性別，受教育程度分布差異無統計學意義，過去從事的職業、婚姻狀況、生活狀況差異有統計學意義（P
2.2總體健康狀況自評及相關因素差異性分析
本研究將老年人的總體健康狀況分為5個等級，分別是“1=差、2=一般、3=好、4=很好、5=非常好”?？傮w健康狀況自評的居家養老老人與機構養老老人差異無統計學意義（P>0.05）?！靶詣e”在老年人總體健康狀況之間的差異性無統計學意義（p>0.05），可以認為老年人總體健康狀況在性別分布上無差異。“年齡”、“受教育程度”、“婚姻狀況”與老年人總體健康狀況之間的差異性有統計學意義（P
2.3總體健康狀況自評影響因素的Logistic回歸結果及分析
單因素分析僅對總體健康狀況自評的差異性進行檢驗，而沒有對影響因素進行歸因分析，因此需要進一步做多因素分析。以總體健康狀況自評為因變量，運用SPSS16.0統計軟件中的有序分類變量回歸方法進行分析，納入模型中的自變量有年齡、性別、受教育程度、目前婚姻狀況、職業、養老方式以及生活狀況7個自變量。模型檢驗及回歸結果如下。
2.3.1 模型檢驗
表2為對模型中是否所有自變量偏回歸系數全為0進行似然比檢驗，結果P
2.3.2 方程中的有效變量及參數檢驗
在納入模型的7個變量中有年齡、養老方式及生活狀況3個自變量對總體健康狀況自評的影響具有統計學意義（P
3 討論
3.1 年齡與總體健康狀況評價的程度呈負相關關系。“年齡”因素在老年人對生命質量總體滿意度評價的回歸分析中具有統計學意義?？梢哉J為老人的年齡越大，對生命質量的總體滿意度越低，本結論與景睿、劉曉東等[3]的研究結果一致。原因在于，年齡越高，身體機能越低，日?；顒幽芰ο陆?。同時對死亡的恐懼加大，故自我健康的評價較低。可見，年齡是健康狀況的風險因素，不僅表現在日?；顒幽芰Γ彝渡涑鲂睦頎顩r的變化。
3.2 經濟條件對總體健康狀況評價具有積極作用?！吧顮顩r與當地一般家庭的比較”對70歲及以上老人總體滿意度影響因素的回歸分析中，生活狀況“很富?！薄氨容^富裕”“一般”的老年人，對生命質量的總體滿意度更高。原因可能出于以下幾個方面：一是生活狀況水平高，老年人就可能有更大的選擇空間和余地，不為經濟所累，過自己想要的生活，生活比較自由[4]。二是生活狀況較好的老年人有更好的條件享受醫療保健，更多地參加社交活動，在心理上能夠獲得更多的滿足感，因此對生命質量的總體滿意度會較高。
3.3 居家養老老人的健康自評好于機構養老老人。 “養老方式” 因素在老人對生命質量總體滿意度評價的的回歸分析中，居家養老模式下的老人對自我生命質量評價的總體滿意度高于機構養老老人。首先，老年人觀念相對保守，接受新事物的能力較弱。居家養老是我國傳統的養老方式，在這種環境中老年人往往具有更高的歸宿感。其次，老年人年齡大，易產生孤獨感與陌生感。居家養老模式能使老年人更容易獲得子女以及鄰里生活照料、精神慰藉的家庭和社會支持，從而減少孤獨感與陌生感[5]，因此對生命質量的總體滿意度高。
3.4 受教育程度與總體健康狀況自評之間的差異性有待于進一步研究。在描述性分析的差異性檢驗中，受教育程度在總體健康狀況自評的差異有統計學意義。受教育程度較高的老年人對生命質量的總體滿意度高于教育程度較低的老年人。然而在“受教育程度”對總體滿意度自評的影響因素的回歸結果顯示無統計學意義（見表3），可能的原因在于混雜因素的影響，此問題有待于進一步研究。
參考文獻
[1] Velarde-Jurado E et al.Salud Publica Mex，2002，44：349-361.
[2] 李秀燕， 郭繼志. 老年人生命質量評價的現狀及展望[J]. 國外醫學?社會醫學分冊， 2003，20（4）：154-158.
[3] 景睿，劉曉冬等.山東省農村老年人生命質量評價及影響因素分析[J].中國農村衛生事業管理，2008-8 ，8（28）
[4] 林江，楊繼峰，劉強. 健康狀態認知理論的概述[R]. 廣西中醫學院院報 2010，13（1）：74-75
[5] 王生鋒，齊玉梅.中等城市社區人群生命質量評價及影響因素調查[J].山西醫藥雜志，2008-10，10（37）.
作者簡介：
（1973.03-）碩士研究生，濰坊醫學院講師，研究方向：老年社會學
統計學變量類型范文5
【摘要】 目的 研究慢性阻塞性肺疾病(COPD)中醫辨證分型標準及證型分布規律。方法 通過大樣本臨床流行病學/DME的前瞻性調查，采集了616例COPD患者86個相關中醫四診信息變量及肺功能、生活質量等客觀指標；借助現代數理統計學工具，以聚類分析、因子分析、方差分析、頻數分析為主，在相關專家參與下，擬定COPD的中醫臨床辨證模式；探索性分析各證型臨床分布規律及與肺功能、生活質量的關系。結果 初步擬定COPD臨床辨證分型模式(6個證型)：肺氣虛型、風寒襲肺型、肺脾氣陰兩虛型、肺腎陰虛型、痰飲伏肺兼肝郁脾虛型、痰瘀交結兼心腎陽虛型。證型間存在一定的兼加規律；隨著病程發展，證型特征存在一定的演變規律。證型與肺功能、生活質量關系存在規律性。結論 初步擬定了COPD辨證標準；臨床證型分布及證型與肺功能、生活質量關系顯示出一定的規律性，對COPD臨床實踐及證型規范化研究有一定的參考價值。
【關鍵詞】 慢性阻塞性肺疾病；辨證標準；證型分布；肺功能；生活質量；臨床流行病學；聚類分析；因子分析
Abstract：Objective To study general law of typing according to syndrome differentiation of Chronic Obstructive Pulmonary Disease (COPD). Method Based on large sample prospective Clinical Epidemiology investigation， symptoms， conditions of tongue， pulse according to TCM and pulmonary function， quality of life in 616 patients of COPD were collected. By means of Frequencies procedure， factor analysis， cluster analysis and analysis of variance in SPSS11.5， analyze the investigated data and lay difficient types of syndrome of COPD according to TCM. Meanwhile， explored distinct distribution and the relation between types of syndrome and pulmonary function， quality of life in patient5 with COPD. Result There were six types according to syndrome differentiation of COPD， deficiency of lung-qi， pathogenic wind-cold attacking lung， deficiency of pulmonosplenic both vital energy and yin， yin-deficiency of the lung and kidney， stagnation of phlegm and pathogenic fluid-reteneion in lung following splenic asthenia and stagnation of liver-qi， blood stasis-phlegm following deficiency of heart-yang and kidney-yang. There were multiple types of syndrome in COPD patients， the relation was detected between each type of syndrome and lung function， quality of life. Conclusion To draw assistance from clinical epidemiology and mathematical statistics method， the initial standard of differentiation of symptoms and signs to COPD was layed. The regularity of types of syndrome to COPD was detected. The result could be used in diagnosis of COPD， and the method could be communicated in the standardization research of syndrome differentiation.
Key words：COPD；typing according to syndrome differentiation；distribution of syndrome type；lung function；quality of life；clinical epidemiology；cluster analysis； factor analysis
證候規范化、標準化研究是目前中醫研究的一個熱點和難點?，F有的中醫辨證標準多是古代或現代醫家的經驗總結，很難形成統一的認識。慢性阻塞性肺疾病(COPD)臨床辨證多隸屬于中醫多個證或病的范疇，如：咳嗽、喘證、肺脹、痰飲等病證。本研究從臨床流行病學和醫學統計學方法的角度，對COPD辨證標準進行了研究，以期能為證候標準的規范化研究及COPD的臨床辨證提供一定的參考。
1 研究思路
通過大樣本臨床流行病學/DME的前瞻性調查，收集COPD患者相關中醫四診信息變量；借助現代數理統計學理論和方法，挖掘大量數據本身所蘊含的內部規律；結合中醫理論，分析數據規律的專業意義。
2 研究方法
2.1 調查表格的設計
2.1.1 信息變量選取
查閱近10年文獻報道的有關中醫藥對COPD認識的文章(108篇)及《中醫診斷學》(五版教材)、《中醫內科學》(五版教材)、《上海市診療常規》等屬“咳嗽”、“喘證”、“肺脹”等范疇者，從中收集所有涉及到的中醫四診的癥狀體征，確定基本信息變量。為保證信息采集的準確性，各變量中細分信息，按不同變量處理，如：咯痰可分為痰質、痰色、痰量；痰色又可有黃、白、其他之分。依照此法，共收集基本信息變量105個。
2.1.2 信息變量的賦值
根據中醫辨證特點和信息處理的需要，通過咨詢有關統計學專家和既往參與過類似研究的專家，變量賦值具體擬定如下： ①將辨證特異性變量咳嗽、咯痰、喘息按臨床程度各分為3個不同等級變；②其余癥狀、體征變量按二分類變量賦值(即有該信息負1分，無則負0分)；③舌象變量按舌體、舌苔、舌津分列COPD常見基礎項目，均按二分類變量賦值(即有該信息負1分，無則負0分)；④脈象變量按浮、沉、遲、數、滑、澀、濡、緊、弦、結、代、促等12條信息變量及左右脈是否相同選項，均按二分類變量賦值(即有該信息負1分，無則負0分)。
2.2 臨床調查的實施
調查病例來自上海中醫藥大學附屬龍華醫院、曙光醫院、岳陽醫院和江蘇省泰州市中醫院，2005年3月－2006年3月住院及門診符合最新指南[1-2]COPD診斷標準且能配合問卷調查的患者，排除已知病因或具有特異病理表現并有氣流阻塞的一些疾病患者(如囊性纖維化、彌漫性泛細支氣管炎或閉塞性細支氣管炎等)。由經過統一培訓的臨床醫師采用問卷調查的方式共完成調查621例，其中4例患者因缺少大部分調查信息而被剔除，1例患者缺失主要辨證信息而未進行證型研究數據分析。臨床診斷COPD急性加重期442例(71.6%)，緩解期175例(28.4%)；男性350例(56.7%)，女性267例(43.3%)；年齡最小30歲，最大95歲，平均年齡(68.11±12.15)歲；病程最短1年，最長70年，平均病程(14.59±12.51)年；111例(18%)患者有家族性遺傳傾向；250例(40.5%)患者有吸煙史。
2.3 數據挖掘[3-6]
采用SPSS13.0統計軟件進行統計分析，按統計學要求完成數據庫的建立、數據錄入、核對和管理，在統計學專家和中醫專業專家指導下完成。
2.3.1 調查對象一般資料的臨床分布特征描述性統計分析
包括性別、年齡、病程、吸煙情況、住院情況、既往和家族疾病史等。
2.3.2 變量分類(分型)
①調查辨證信息變量進行初步頻數統計，按照統計學慣例剔除頻數在7%以下變量，共保留86個信息變量。
②將濾過后得到的86個辨證信息變量進行分層聚類(指標聚類)，不斷嘗試后采用離均差平方和法(Ward’s Method)測算各數據間二分類變量歐幾里得距離(Binary Squared Euclidean Distance)，將距離最近的兩條數據并為一個類別，從而成為n-1各類別，新產生的類別與其他各個類別間的距離形成新的距陣，按同樣原則，再將距離最接近的兩個類別合并，以此類推，直到所有的數據都合并成為一個類別為止。根據聚類分析的核心思想(同組類變量間距離或差異最小，不同組類變量間距離或差異較大)，通過聚類樹狀圖分析，將86個信息變量分為六組類(證型)。
③分別對聚類得來的6組類變量進行因子分析：A.根據因子分析提取數據集主要信息的降維思想對各變量集進行因子分析，參考各公因子因子載荷和方差貢獻率，分析變量集中各變量的信息權重或稱重要性，結合專業理論及專家咨詢，擬定COPD辨證分型模式。B.結合專業特點，咨詢統計學專家，考慮本調查的信息采集特點，可能存在較多的混雜因素，因子分析提取的公因子對變量信息集解釋程度可能不是很高，如果因子累計方差貢獻率大于60%，就認為公因子反映了該變量集的主要信息。為更明確顯示各公因子特征，因子分析后作因子旋轉(旋轉后總含帶信息量不變)，增加各因子間的距離，并且因子載荷矩陣(Component Matrix)表僅顯示大于等于0.5的因子載荷。C.因子分析前，首先進行抽樣適合程度統計量KMO和Bartlett球形檢驗，判斷變量間的偏相關性和各變量是否各自獨立，分析是否適用于因子分析。參考因子共性方差大于0.5的變量數占總變量數的比例，當該值越大時，表明大多數變量都能被因子加以解釋，另一個角度衡量應用因子分析適宜性。
2.3.3 證型分布特征[3]
先將616例患者通過聚類分析分類，形成具有相同證型特征的患者群體，再對每一類患者群體的主要證型特征進行分析。
①根據SPSS輸出函數系數矩陣，采用回歸方法求出因子得分函數，計算出各樣本在不同公因子上的公因子得分 faci_n(SPSS能自動生成)，以此來表示各樣本函帶不同公因子信息的多少，從專業上講就是函帶不同證型(病機)特點的分量。再按如下公式計算每一基礎證型的綜合統計量COMF-n(表示每一樣本函帶每一基礎證型主要病機特點的多少)。
COMF-n＝λ1/(λ1＋λ2＋…＋λi)*fac1_n＋λ2/(λ1＋λ2＋…＋λi)* fac2_n＋……＋λi/(λ1＋λ2＋…＋λi)*faci_n
上述公式中，COMF-n是樣本在第n個基礎證型上的綜合得分，λi為方差貢獻率的權數，faci_n為樣本在第n個基礎證型上第i個公因子上的得分。
②將綜合公因子(COMF-n)作為自變量對616例樣本進行快速聚類(K-Means聚類)，通過不斷迭代并使用K-means算法不斷更換聚類中心(分別以2、3、4、5、6、7、8、9、10類為中心)，把觀察各樣本不斷分配到與之最近的聚類中心，結合聚不同類型時各反映基本病機特征的公因子分布情況和各類中心間距離，最后將調查對象歸為7類。
③進行各群組間綜合因子得分和各公因子得分單因素方差分析(各組方差齊性檢驗，依據綜合因子得分反映不同證型信息，按群組綜合因子得分均數大小及各組間差異，找出反映相應基礎證型綜合因子得分(COMF-n)均值最大和最小者，可認為綜合因子得分均值最大患者群主要反映該證型特征信息，得分均值最小患者群函帶很少的該證型信息。
④結合各群組患者信息變量的頻數特征進行分析。
2.4 建立COPD基礎證型的思路和方法
A.結合因子分析中公因子的特征(函帶專業意義但不可直接測量的隨機變量)和方差貢獻率及因子載荷的不同，分析各因子函帶的中醫病機特征。B.按臟腑定病位、寒熱虛實定病性原則，給各組類變量集命名。C.根據各公因子方差貢獻率和變量因子載荷的不同，確定主癥和次癥。D.證型名稱符合《中醫證候辨治軌范》[7]規范的原則。
3 研究結果
3.1 辨證分型
①肺氣虛型。主癥：輕度咳嗽、輕度喘息、輕度咯痰；次癥：痰色白、脈滑。具備1項主癥，同時具備1項或2項次癥者可辨為此型。②脾虛肝郁兼痰飲伏肺型。主癥：食少、納呆、口淡無味、腕痞；次癥：時有太息、胸脅滿門、自汗、中度咳嗽、中度咯痰、中度喘息、脈沉無力或脈弦。具備1項主癥，同時具備2項或2項以上次癥者可辨為此型。③痰瘀交結兼心腎陽虛型。主癥：尿黃、發熱、痰色黃或唇甲青紫、面浮肢腫、重度喘息、形寒肢冷或便溏、舌有齒痕或脈促；次癥：惡心、嘔吐、尿后余瀝、小便清長、胸痛、痰稠、舌紅、舌黯紅、舌體瘦薄、苔薄黃、苔薄黃膩、脈代或澀或結或遲或緊。具備2項主癥，同時具備2項或2項以上次癥者可辨為此型。④風寒襲肺型。主癥：惡風、怕冷；次癥：頭昏、頭暈、痰稀、舌淡紅、苔薄白、脈浮有力或濡。具備1項主癥，同時具備2項或2項以上次癥者可辨為此型。⑤肺脾氣陰兩虛型。主癥：神疲、少氣懶言、體倦乏力；次癥：胸悶、痰粘、脈數、舌少津。具備1項主癥，同時具備2項或2項以上次癥者可辨為此型。⑥肺腎陰虛型。主癥：口渴、口干、盜汗、便秘；次癥：失眠、多夢、健忘、腰膝酸軟、耳聾耳鳴、夜尿頻多。具備1項主癥，同時具備2項或2項以上次癥者可辨為此型。
3.2 證型分布特征
借助因子分析方法，分析調查了COPD患者的主要證型分布：128例患者(20.78%)僅表現為肺氣虛型為主，病變主要局限于肺，臟腑虛損的征象不明顯；183例患者(29.70%)表現為肺脾氣陰兩虛型為主，其中84例(13.64%)兼見風寒襲肺型，病位主要在肺脾兩臟，氣陰出現虧虛；167例患者(27.11%)痰飲實邪與肺脾腎虧虛、陰陽失衡并見，病變累及肺脾腎三臟，氣虛同時出現臟腑陰陽失恒，多兼見痰飲實邪；138例患者(22.41%)痰瘀交結、氣虛運行失常與陰陽虛衰并見，病變累及肺脾腎心肝五臟，臟腑陽氣虛損明顯，多表現為多臟腑虛衰(心腎為主)與痰瘀實邪夾雜。
4 討論
中醫學按照古老的中國哲學思維方式對待人體的生理、病理，其理論特征所決定的臨床信息采集和整合模式與現代科技(包括現代醫學)的思維方式有較大的差異，使現代中醫學很難充分利用目前科技飛速發展成果，嚴重阻礙了中醫學的發展。尋找中醫學與現代科技的切入點，充分利用科技信息豐富、發展中醫藥理論，是當代中醫藥工作者面臨的緊迫問題。通過近半個世紀的摸索，雖未實現理論的實質性突破，但形成了一些認識上的共識，其中證候作為聯系中醫理論基礎與臨床辨治的紐帶，受到廣泛的關注，并成為中醫藥現代化研究的重點和關鍵環節。辨證論治體系中辨證是論治的基礎，證候的提煉又是辨證的核心內容，進一步加強證候的規范化、標準化研究，切實提高辨證論治水平已成為中醫藥界的共識。
現有的辨證分型主要根據古代或現代醫家的經驗，缺乏大型流行病學調查，而現代人與古人在生活環境、營養水平以及治療條件等方面各有差異，證型特征分布方面亦應有所偏差。本研究借助數理統計學模型，將各證型的四診信息變量在辨證中的權重數量化，近而確定每一證型的主癥和次癥，所得結果與傳統辨證分型及文獻分型不盡一致。另外，在研究過程中，數理統計學本身存在的醫學專業的局限性，通過多位中醫藥專家咨詢，并和統計學專家協商的方法完成統計學與證型研究的結合。
本研究顯示，128例(20.78%)COPD患者病程相對較短(平均7年)，僅主要表現為肺氣虛型為主。183例COPD患者(29.70%)病程平均11～13年，主要表現為肺脾氣陰兩虛型。167例患者(27.11%)病程平均約為14～15年，主要表現為痰飲實邪與肺脾腎三臟虧虛、陰陽失衡并見。138例患者(22.41%)病程平均約為20～23年，主要表現為痰瘀寒熱夾雜、氣虛運行失常與陰陽虛衰并見。隨著病程進展，證型分布由單純證候向復合證候發展，早期多以肺臟功能異常為主要表現，病情發展逐漸使臟腑功能虛損、陰陽失衡(以肺、脾、腎為主)，兼見長期痰飲內伏征象，進一步發展而出現痰停瘀阻、陰陽虛衰等多臟腑病變并見的全身性病理改變。
【參考文獻】
[1] NHLBI/WHO Initiative for Chronic Obstructive Lung Disease (COLD) Workshop. Summary Global Strategy for the Diagnosis， Management， and Prevention of Chronic Obstructive Pulmonary Disease[J].Am J Respir Crit Care Med，2001，163(5)：1256－1276.
[2] 中華醫學會呼吸病學分會慢性阻塞性肺疾病學組.慢性阻塞性肺疾病診治指南[J].中華結核和呼吸雜志，2002，25(8)：453－460.
[3] 張文彤，閻 潔.SPSS統計分析基礎教程[M].北京：高等教育出版社， 2004.9.
[4] 金丕煥.醫用統計學方法[M].第2版.上海：復旦大學出版社，2003.9.
[5] 陳啟光，申春悌，張華強，等.因子分析在中醫證候規范標準研究中的應用[J].中國中醫基礎醫學雜志，2004，10(8)：53－56.
統計學變量類型范文6
關鍵詞：闌尾炎；術后切口感染；相關因素
通常而言，闌尾炎在外科中發病率較高，較為常見。據報道顯示，國內每1600人中約有2人出現急性闌尾炎，在外科住院人群占較大比重，當前臨床上對闌尾炎的治療主要是行切除術，但患者行闌尾炎切除術后，傷口出現感染的概率較大[1]。嚴重危及人們生命健康。鑒于此，筆者對我所在醫院的闌尾炎患者切除術后所引起切口感染的因素進行探究。得到一些結論，現報道如下。
1資料與方法
1.1一般資料 于2011～2014年入住筆者所在醫院的闌尾炎患者中隨機選取120例作為研究對象。所選患者年齡在7～88歲，其中女性為55例，男性為65例。其中切口出現感染的患者有45例，為觀察組。切口未出現感染的患者有75例，為對照組。
1.2方法 回顧分析兩組患者手術所需時間、引流方式、病理類型、切口類型及病程等資料方面情況，總結導致闌尾炎術后切口感染的各相關因素。
1.3切口感染診斷標準[2] 切口處出現紅腫及硬結等癥狀，伴有炎癥的發生。嚴重者伴有化膿現象。
1.4統計學方法 采用SPSS 13.0統計軟件分析，數據比較采用χ2檢驗，P
2結果
2.1術后感染的單因素分析 觀察組在手術時間≤1 h、切口類型、病程≥24 h、有無置管引流、病理類型等方面比較顯著低于對照組，差異均有統計學意義（均P
2.2術后切口感染的Logistic回歸性分析 根據Logistic回歸性分析，將術后切口感染作因變量，將其他因素作自變量，篩選出5個危險因素，即：手術時間、切口類型、病程、有無置管引流、病理類型，見表2。
3討論
近年來，伴隨著技術的不斷發展，臨床上無菌操作和預防感染等技術不斷完善，闌尾炎手術基本可順利康復。但其常伴有較多并發癥，其中最為常見的為切口感染。據報道表示，闌尾炎患者術后切口感染率較高，高達20%，嚴重危及人們生命安全[3]。而導致闌尾炎患者術后切口感染的因素較多，含局部與全身因素。故筆者對引發術后切口感染的因素進行研究，并找到相應的預防方法，從而降低感染率。
本文通過單因素及Logistic回歸性分析后可知，影響闌尾炎患者術后出現切口感染與手術時間、切口類型、病程、有無置管引流、病理類型等因素有關。與龍健中[4]等人報道一致。這可能與如下因素有關：①闌尾發炎之后將產生病菌，其存在并作用于局部組織，與靶細胞受體相結合，各種酶也同時作用。若時間較長，闌尾出現穿孔，將加大組織受損及污染程度，較易引發彌漫性腹膜炎。故需對闌尾炎進行早期診斷并及時的進行手術治療，從而減少感染率。②手術時，傷口將暴露在空氣中，而空氣中細菌較多，將加重切口感染率。且手術時需進行牽、壓等操作，將導致局部出現缺氧現象，若時間較長，局部組織的抗菌能力也將降低。故需盡量減少手術時間，減少切口感染率。③穿孔闌尾炎患者，腹腔污染較為嚴重，手術后較多外滲，而引流液因細菌較多，較易造成引流液污染。故需于切口處額外截口放置引流，新截口結構緊密，可彌補原切口的不足，從而減少感染率。④不同病理的闌尾炎患者在切口感染方面較為不同。病情較為嚴重的，如闌尾化膿及穿孔患者切口感染率較高，其主要原因為當病理變化較大時，闌尾將腔中含較多厭氧菌，需要養菌繁殖[5]，而當病情惡化為壞疽性穿孔闌尾炎時，腹腔將受到嚴重污染，從而導致切口感染率增加。
綜上所述，闌尾炎患者術后切口出現感染主要與手術時間、切口類型、病程、有無置管引流、病理類型等相關因素有關，故需及時做好圍手術處理，從而減少切口感染率。安全性較高，值得臨床上推廣。
參考文獻：
[1]小林將，逢坂公人，藤川敦，等.蟲垂炎穿孔による膀胱周の1例[J].泌尿器科要，2010，56（3）：167-171.
[2]倪毅.動力髖螺釘內固定治療老年股骨轉子間骨折的圍手術期護理[J].中醫正骨，2014，4（1）：74-75.
[3]朱建東，王崇佳，俞鈺賢，等.尺骨鷹嘴截骨入路內外側雙解剖鎖定鋼板內固定治療肱骨髁間骨折[J].中國老年學雜志，2014，4（1）：52-54.
