醫(yī)學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)復(fù)習(xí)生存分析view

例例某腫瘤患者5觀察人AB生存0—生AB情觀察生存人二年生存情觀察觀察生存人A組B組結(jié)束時(shí)結(jié)束時(shí)1男2女3女64男35女812345－－生存時(shí)間非正態(tài)數(shù)0 time102名黑色素瘤患者的生存時(shí)間分布示意圖(右偏、非負(fù)特有兩個(gè)效應(yīng)變量：結(jié)局、時(shí)間長(zhǎng)含有截尾數(shù)據(jù)(censored截尾數(shù)據(jù)提供的信息是不完全 pleted生存時(shí)間的分布為 Gamm分布，logisti分布，……生存研究既 的發(fā)生時(shí)間又 結(jié)局資料的統(tǒng)計(jì)學(xué)方強(qiáng)調(diào)所研究問題的結(jié)果變量是某 發(fā)生的時(shí) eevent：失效 failureevent， 起 ：標(biāo)志研究對(duì)象生存過(guò)程開始的特 生存分析的基本生存時(shí)間survivaltime(失效時(shí)間failuretime)： 牙萌生存分析的基本概念-- 在某時(shí)間區(qū)間內(nèi)(無(wú)失訪)的情況下：生存概率p=1-生存分析的基本發(fā)生的原右刪失：終 發(fā)生的原tt生存率:（亦稱為生存函數(shù)、累計(jì)生存ttS(t)P(Tt)生存時(shí)間Tt 觀 總S(0) S()2年生存率 生存時(shí)間超過(guò)2年的概率生存曲線：所有時(shí)點(diǎn)的生存率構(gòu)生存曲線及中位survivalcurve：以生存(中位生存期mediansurvivaltime：半數(shù)生存時(shí)間，恰好 存活s(t)=0.5存期t0.5=20.4(月)如果生存期最長(zhǎng) 對(duì)象的生存率高于50%，則無(wú)法估計(jì)中生存期生存期的四分位數(shù)范圍=（Ｔ25，Ｔ75）（離散程度指標(biāo)SurvivalKaplan-Meiersurvivalestimat1.0生0.7存率0.5率0.20.00

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ysistim

45 風(fēng)險(xiǎn)函數(shù)(hazardfunction)是在某時(shí)點(diǎn)的瞬間h(t)表示：是生存到時(shí)間t的在時(shí)間t的瞬時(shí)條件速率

ht)

(t,tt) 在t時(shí)刻尚存

h(t) t t

t (t t)| tSt St ttSt（上式極限式中分子部分是一個(gè)條件概率當(dāng)用t作橫坐,h(t)為縱坐標(biāo)所繪的曲,如遞增，則表示沒有隨時(shí)間而加速(或減少)t生存率的估計(jì) 乘積極限法(Product-Limit ,因此又稱為Ka n-Meier法,是利用S(ti/ti-1)：活過(guò)ti-1年又活過(guò)ti S(2)S(1)S(2/1)S(i)S(ti1)S(ti總體生存率的區(qū)SE是標(biāo) 例12.1用某中藥加化療(中藥組)和化療(對(duì)照組)兩種療”號(hào)者 ,即完全數(shù)據(jù),帶“+”號(hào)者表示尚存活,即截尾數(shù)時(shí)間狀期初人數(shù)人條件生(ni-累積生存2活04死16活06活08活09死19活0死91活80死71死61活50死41死31死21活10 x 生 表法計(jì)算生存 例：某醫(yī)院到收治的126例胃癌病例,生存情況如下表用表法估計(jì)生存率時(shí)間例數(shù)失訪例例數(shù)生存生存累積生存456202270064004生存率曲線的Log-rank大樣本卡方檢H1：總體生存率可選用的檢驗(yàn)方法有:Logrank法,廣義WilcoxonCox- 法等。 H0時(shí),認(rèn)為幾個(gè)生存分布不相同（1）兩個(gè)2=（S1-S2）2/（V1+V2）（2）兩個(gè)以上兩個(gè)生存率

2=W1*(S1-S)2+W2*(S2-S)2+W3*(S3-df=3-datadogroup=1toinput P342doi=110021121136

toxcensor@@;110301707procproclifetestdata=dat1method=plplots=(s,h);timex*censor(1);strata 乘積極限法估計(jì)datado toinputfreq@@;

docensor=0toP3515963697143553014113152;freqfreq;proclifetestdata=dat2method=ltfreqfreq;參參數(shù)的方 h(t,x)=h0(t)exp(1x1+2x2+??????+mxmh0(t)為基礎(chǔ)風(fēng)險(xiǎn)函數(shù)（baselinesurvivalfunction），數(shù)，一般是未知的,它和自變量x無(wú)關(guān)。h(t,x)表示當(dāng)各協(xié)變量值X固定時(shí)的風(fēng)險(xiǎn)h(t,x)exp(1x12x2mxmh(t,x' exp(x'x'x (x1x2,xm下出現(xiàn)結(jié)果的風(fēng)險(xiǎn)比.

x1x2, 與COX回歸模型不用于估計(jì)生存率，主要用于因素分析風(fēng)險(xiǎn)比(hazard相 度(Risk大表示發(fā)生的可度(RISK):通常指某個(gè)大表示發(fā)生的可RR相 度說(shuō) 于某可 后 組發(fā)所研究疾病結(jié)局 性是 組的多少倍 h0(t)非h0(t)非參數(shù)部風(fēng)險(xiǎn)比(hazardβiXi相βiXih(t)=h0(t)exp{β1X1+…+風(fēng)險(xiǎn)比

第一組的h1t風(fēng)險(xiǎn)比＝h0(t)expβ1風(fēng)險(xiǎn)比＝h0(t)expβ1Group1βph0(t)exp{β1Group2+…+βpexp{β1(Group1-

都不用關(guān)心h0(t)的具體形式Cox模型的另一般等價(jià)形式lnh(t)

xxh(t)

iexp(bik

cm表示在固定其它自變量取值，某變量從取值 狀態(tài)變化 狀態(tài)的風(fēng)險(xiǎn)比。（相 度）HRh(t,ckht,i>0表示該協(xié)變量 ，越大使生存時(shí)間越i<0表示該協(xié)變量是保護(hù)因素，越大使生存比例風(fēng)險(xiǎn)圖示比例風(fēng)險(xiǎn)圖示參數(shù)的估計(jì)及假設(shè)COX回歸的應(yīng) 當(dāng)Xi為二值變量時(shí)，如轉(zhuǎn)移（1=轉(zhuǎn)移，0=不轉(zhuǎn)移exp(bi)為轉(zhuǎn)移相對(duì)于不轉(zhuǎn)移對(duì) 的相 COX回歸的應(yīng)當(dāng)Xi為等級(jí)變量時(shí)，如 轉(zhuǎn)移，分2，3，4五個(gè)等 度為 度exp(bi)為每增加一歲時(shí) 的相如60歲相對(duì)于35歲 的相 度 COX回歸的應(yīng)比較各因素對(duì)于生存期長(zhǎng)短的相對(duì)重i大小，絕對(duì)值大的對(duì)生存期長(zhǎng)短的i大小，絕對(duì)值大的對(duì)生存期長(zhǎng)短的作用也 間的交互作 再增加一各指標(biāo)：XLK=XL*XK，如其偏回歸系數(shù)Datadat4;setdat3;

P353例procphregx9x10/include=4selection=stepwisesle=0.05sls=0.05detailsrisklimits; *censor1=x3bx9x10/include=4selection=stepwisesle=0.05sls=0.05detailsrisklimits;12食管癌患者手術(shù)后預(yù)后影響因素的COXChi-Pr95%1-11-1-111h(t,x)h0(t)exp(0.06886x8b0.3569x40.15949x50.27156x9胞型未化發(fā)的險(xiǎn).3.2癌（0.56).X3b:在固定其他因素的取值下，腫瘤部位為中段發(fā)生的風(fēng)險(xiǎn)性。腫瘤部位為下段發(fā)生的風(fēng)險(xiǎn)性是上段0.366(0