统计学差异性分析范文

统计学差异性分析篇1

Abstract： Analysis of variance is the variance decomposition of the total variance of each component， and then uses significant test method to analyze and judge and make appropriate conclusions. This paper analyzes the basic content and the basic principles of analysis of variance and uses the SPSS software， combined with the knowledge of mathematical statistics to deal with real problems of single factor analysis of variance of rice leaves larvae A .

关键词： 数理统计；方差分析；单因素；SPSS

Key words： mathematical statistics；analysis of variance；single-factor；SPSS

中图分类号：O212 文献标识码：A 文章编号：1006-4311（2016）34-0219-04

0 引言

方差分析发明于20世纪20年代，英国统计学家

R.A.Fisher提出分析数据的误差来源检验总体均值有无差异的方法，即方差分析，也就是给出一个或多个自变量对因变量是否独立的初步判断。方差分析的理论简单，但计算量相对比较大。然而，随着计算机技术的不断发展，方差分析的优势日渐凸显。SPSS软件操作界面极为友好，功能强大，输出结果美观漂亮，适合用于常见的统计分析。因此，在这样的背景下，运用SPSS软件，结合数理统计中方差分析的相关知识，应用SPSS软件来对不同水稻品种百丛中A幼虫数进行方差分析就显得十分必要。

1 方差分析的概述

1.1 方差分析的基本思想

方差分析（Analysis of Variance，简称ANOVA），又称“变异数分析”或“F检验”，是用于两个及两个以上样本均数差别的显著性检验。复杂系统中各种要素及因素相互联系及制约。在这种关系下，研究得到的数据往往呈现波动形式。造成波动的原因可分成两类，一是不可控的随机因素，另一是研究中施加的对结果形成影响的可控因素。[1]方差分析的目标为经过数据分析判断敏感因素，因素间的相互影响，以及敏感因素的最佳值等。方差分析是在供对比的数组中，把数据间的总的“变差”根据相应的指定的变差来源进行分解的分析策略。对变差的度量，采用离差平方和。方差分析法即将可回溯到来源的部分分离差平方和从总离差平方和中分离出来中的一种非常重要的策略。如果假设检验在分析过程中被拒绝，则说明样本均值全部相等的假设不成立。在分析基础上进行更详细的分析能得到各均值之间的更多对比信息。

1.2 方差分析的基本条件

应用方差分析在应用之前有其前提条件，包括：

①随机性：各处理条件下的样本是随机的。

②独立性：各处理条件下的样本是彼此独立的。

③可比性：若资料中各组均数本身不具可比性则不适用方差分析。

④正态性：即偏态分布资料不适用方差分析。对偏态分布的资料应考虑用对数变换、平方根变换、倒数变换、平方根反正弦变换等变量变换方法变为正态或接近正态后再进行方差分析。

⑤方差齐性：组间具有方差其性才可应用方差分析。一般采用Bartlett法进行多个方差的齐性检验。

1.3 方差分析的假设检验

假设有N个样本，提出原假设H0，样本均数都相同，即？滋1=？滋2=…？滋N=？滋，且N个样本有共同的方差？滓2，则N个样本来自同一个总体。

通过构造F统计量，判断试验结果。如果试验条件中，伴随概率p值小于预先设定的显著性水平，则表示小概率事件发生，原假设，认为样本来自不同正态总体，试验条件下，因素A对总体有影响；否则，认为样本来自相同总体，试验条件下，因素A对总体没影响。

3 用SPSS进行单因素方差分析的应用实例

3.1 模型设计

调查不同水稻品种百丛中A幼虫的数量，数据如表2所示。分析水稻品种对A幼虫抗虫性是否存在显著性差异。表2不同水稻品种百丛中A幼虫数（个/100丛）。

调整分析数据变量格式，建立因变量“虫数”和因素水平变量“品种”，然后在数据编辑窗口中输入对应的数值。变量格式如图2所示。

3.2 分析过程和结果

①首先进行方差齐性检验：方差分析的前提是各个水平下的总体服从方差相等的正态分布。于是要用Homogeneity of variance test方法进行方差齐性检验，结果分别如表3，表4所示。

表3表明，5种不同的水稻品种中品种1百丛中A幼虫数量的最多，品种5百丛中A幼虫数量的最少，品种3百丛中A幼虫数量与总体均值相近。

由表4可以看出，不同水稻品种下方差齐性检验值为0.750，概率p值为0.580，明显大于显著性水平0.05，不应该拒绝零假设，认为不同水稻品种下百丛中A幼虫数量的总体方差无显著差异，满足方差分析的前提要求。

②方差分析结果：分析结果如表5所示。

表5是水稻品种对A幼虫数量的单因素方差分析结果。可以看到，观测变量A幼虫数量的总离差平方和为111.600；总变差中水稻品种可解释的变差为87.600，抽样误差引起的变差为24.000，它们的方差（平均变差）分别为21.900和2.400，相除所得的F统计量的观测值为9.125，对应的概率p值为.002

③多重比较检验。

观察分析结果得到总体均值间存在显著不同，接下来通过多重比较对每个水平的均值逐对进行对比，以判断具体是哪些水平间存在显著差异。通过之前的方差齐性检验可知本实例方差具有齐次性，因此可以采用检验敏感度较高的LSD方法和Duncan方法来进行多重比较检验，结果如表6和表7所示。

如表6所示，“[i]品种”为比较基准品种，“[j]品种”是比较品种。在平均数差值上会用“*”号表示有显著性差异的比较品种。于是，品种1与2、3和5之间存在显著性差异；2与1和4之间存在显著性差异；3与1和5之间存在显著性差异；4与2和5之间存在显著性差异；5与1、3和4之间存在显著性差异。

如果平均数在同一列，则平均数无显著性差异，反之有。5与3、4和1之间存在显著性差异。2与4和1之间存在显著性差异；3与5和1之间存在显著性差异；4与5和2之间存在显著性差异；1与5、2和3之间存在显著性差异。与LSD法得出的结论一致。

4 均值折线图

由图3可以看出，水稻品种1百丛中A幼虫数量的平均值大大高于其他品种，品种5百丛中A幼虫数量的平均值最低。

参考文献：

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[7]曾五一.统计学导论[M].北京：科学出版社，2007.

统计学差异性分析篇2

1.1单因素方差分析(ANOVA)两两比较误用独立样本t检验单因素方差分析设计3组以上的均数比较,如果总体比较有差异,需进行两两比较,一般用SNK法或LSD法。但部分研究者却将资料进行拆分,应用独立样本t检验进行两两比较,导致第Ⅰ类统计学错误发生率(假阳性率)增加,从而掉进了一个常见的“统计陷阱”,使所得结论可信度大大降低甚至得出错误结论。SNK法与LSD法虽然并非等价,实质是一致的。SNK法一般用于经方差分析结果具有统计学意义时才决定进行的两两事后比较,而LSD法可用于方差分析不足以具有统计学意义时也能进行两两比较[1]。比较两种方法在SPSS的输出结果形式,SNK是“分堆”比较,一目了然,对于组别数较多的研究更为好用,但没有具体P值,而LSD是在进行“两两”比较时,能给出具体的P值。

1.2两两比较时检验水准的重新调定χ2检验或秩和检验3组以上整体比较有差异时,需应用分割法进行两两比较,这时检验水准应由原0.05调定为0.0167,否则会增加第Ⅰ类统计学错误的发生率。特别当P值处于0.0167~0.05时,按照P<0.0167的标准,差异无统计学意义,而按照P<0.05的标准,却有意义,与事实相悖,出现假阳性,很容易得出错误结论。这种分割法有时很保守,当行列表资料分组多且为有序时可用Mantel-Haenszel卡方检验,也称线性趋势检验(testforlineartrend)或定序检验(Linear-by-Lineartest)[2]。统计路径:用SPSS进行计数资料的趋势检验,在输出结果中读取线性关联检验统计量(Linear-by-LinearAssociation,LLA),如P<0.05可得出随着病种级别的升高,检测指标逐渐升高的趋势。

1.3临床诊断试验中的统计学方法应用在临床诊断试验研究中,经常选取单项计量指标或者联合计量指标以诊断某种疾病,若仅用初级统计学方法如t检验、单因素方差分析等往往不能有效挖掘信息,此时应采用受试者工作特征曲线(ROC)对检测结果进行分析评价。ROC曲线分析基本原理是通过诊断界点的移动[3],获得多对灵敏度和误诊率(1-特异度),以灵敏度为纵轴、误诊率为横轴,连接各点绘制曲线,然后计算曲线下的面积,面积越大诊断价值越高。ROC曲线很直观,能根据敏感性与特异性之和最大化原则自动产生最有效的诊断临界点。具体路径可以参考相关统计专著[3]。统计学处理一般描述为:采用SPSS(版次)统计软件分析数据,对单项及联合检测结果作图绘成ROC曲线,计算曲线下面积(AUC)和标准误,其中联合检测结果变量即预测概率由Logistic回归产生(也可以用判别分析得出)。计量资料应用-x±s表示,运用独立样本t检验及单因素方差分析,两两比较采用SNK及LSD法,计数资料采用χ2检验。检验水准为0.05。具体内容可据情而定。

1.4重复测量资料的方差分析误用拆分文件的t检验或方差分析如研究共设3组,每位患者在3个时间点均查某项血指标,部分作者在处理此类数据时,常误将纵向(同一时间点3组的比较)与横向(同组3个时间点的比较)数据均应用拆分文件的t检验或单因素方差分析来处理,结果导致统计学第Ⅰ类错误发生。此组数据实质是重复测量资料,应采用重复测量资料的方差分析。SPSS中的统计路径:数据-分析-一般线性模型-重复度量。研究者可以参考相关书籍进行处理[3]。

1.52×2析因设计及析因方差分析实验是2×2析因设计时,分组有两个因素,A与B,故分组为A、B、O、A+B,这个设计在析因设计研究中很常用,但常会出现分组设计正确,却没有用析因设计方差分析。析因设计与单因素方差分析不同[4],它不但能分析治疗效果中处理因素的单独效应和主效应,还能分析因素间的交互效应,并能提高检验效能。非统计专业的研究者进行析因分析可能稍有难度,可参考相关统计学书籍提供的统计步骤进行此类分析[3]。

1.6Meta分析Meta分析是循证医学系统评价常用的方法[5],应用时需注意统计学处理中计数资料采用比值比(OR)作为效应变量。具体路径:先进行异质性检验,当P>0.05时,认为同质,选择固定模型;P≤0.05时,不同质,此时可采用敏感性分析或分层分析等异质性处理,使之达到同质后再选择固定模型;若采用异质性处理仍未达到同质,则采用随机模型,以上统计路径均需交代清楚。Meta分析的结果是以“森林树”体现的,审校中我们经常遇到作者绘制的“森林树”左上角“文献、对比、结果名称”等内容显示为“?”,这是由于部分版本的RevMan软件不能输入中文,此时可以考虑省去,或用Photo-shop软件添加相应中文。Meta分析作为一种高级统计方法,专业性要求较高,作者可参考循证医学类权威杂志上的文章格式,如《中国循证医学杂志》中“论著•二次研究”栏目的循证文章。

2科技论文中统计学处理的相关表述

2.1资料与方法中具体统计路径的描述“统计学处理”的内容常位于论文资料与方法的最后一段,一般来说包括统计软件名称及版次、统计描述、统计方法、检验标准等内容,亦可细致交待每个表格的具体统计方法。经典例子如下,“统计学处理:采用SPSS(版次)统计软件分析数据。计量资料用均数±标准差表示,采用单因素方差分析,两两比较采用SNK法及LSD法。检验水准为0.05”。上述内容包括了大致的统计方法,即具体的统计路径。此部分内容,没有绝对统一的规定[6]。常见的问题有:统计学方法描述不全、内容过于简单、存在粘贴抄写痕迹等。如部分论文的统计学处理中提及“以α=0.05为检验水准,P<0.05为差异有统计学意义”这句话,这在统计学上实质是一个重复句,保留其一即可。

2.2结果中具体P值的标注现在的统计学处理手工计算的较少,一般均应用统计软件,最常用的软件如SPSS、SAS均能给出具体P值。但部分论文的结果表述中却未标明具体P值,作为科技论文是不够严谨的,建议作者在表述研究结果时注明具体P值,增加论文可信度的同时,可用于再次分析。

统计学差异性分析篇3

【关键词】会计专业统计学教学审计财务管理管理会计

统计学原理是高等院校经济类和管理类专业（以下简称经管专业）的一门核心课程。大统计学是一门搜集、整理和分析统计数据的方法论科学，其目的是探索数据的内在数量规律性。统计学广泛应用于各学科中，在商业以及工业中，统计被用来了解与测量系统变异性，程序控制，对决策提供数据支持；在第一产业方面，可运用统计计算出各种农产品的需求情况及价格分布，从而指导生产；在生产行业中，统计学可以运用在产品开发、营销、财务管理等方面，从而提高企业的营运能力；在服务行业中，例如在金融行业中，运用统计技术将各种交易资料加以分类、整理，从而得到如客户贡献度、客户偏好、存款变动趋势、产品分析、行业发展等数据，从而为管理层提供决策依据，等等。特别是在会计专业中，统计学更是发挥了不可估量的贡献。在对会计专业学生的统计学教学中，大致可以从审计学、财务管理和管理会计几方面入手，将统计学教学与会计专业有机结合。笔者经过了多年的统计学专业学习，并经过了长时间的高校会计专业学生的实践教学，对统计学教学过程有了更深刻的感受，在这里本人谈谈对会计专业统计学教学的一些改革创新思路。

一审计学——审计统计抽样

审计抽样是指审计人员在实施审计测试时，从被审总体中选取一定数量的样本进行审查，通过样本的审查结果来推断被审总体特征的一种审计技术方法，审计统计抽样是审计抽样的一种方法，它是相对于非统计抽样而言的。统计抽样是指在审计抽样中，审计人员根据概率论和数理统计的原理，按照一定方法确定样本数量，并以样本审查结果推断评估总体的审计抽样技术。它运用的数学运算包括两个过程：样本规模和推算总体。统计抽样的思想方法是以假设检验为前提，设定抽样参数，确定抽样规模，无人为偏见的随机抽取样本进行审核，根据需要扩大样本，逐次逼近总体特征，根据样本特征经计算推导，得出总体结论。根据抽样测试的目标不同，统计抽样方法可分为3大类：用于符合性测试的属性抽样和用于实质性测试的变量抽样以及货币单位抽样。审计中常用的统计抽样技术有属性抽样（包括固定样本量抽样、停—走抽样、发现抽样）、变量抽样（包括单位平均数估计抽样、差额估计抽样、比率估计抽样、分层抽样）、货币单位抽样等。统计抽样的方法很多，每一种方法都有其特定的优点和局限，既没有某一种方法一无是处，也没有哪一种方法在任何情况下都是最优的。因此依照何种标准来选择适当的统计抽样方法很重要，应重点考虑审计目标、审计效果、审计效率、审计成本等因素。要确定哪种统计抽样方法最为适宜是不容易的，这要求审计人员对每一种可供选择的统计抽样方法都要有所了解，掌握它们各自的优点和运用条件，充分了解实际情况，再与丰富的审计实践经验相结合，才能做出正确的选择。

二财务管理——收益和风险

财务管理中的收益和风险，在统计学中即表现为描述统计中的算术平均数和标准差（标准差系数）。例如：期望现金流量的计算方法中，如果影响资产未来现金流量的因素较多，不确定性较大，使用单一的现金流量可能并不能如实反映资产创造现金流量的实际情况。在这种情况下，采用期望现金流量法更为合理的，企业应当采用期望现金流量法预计资产未来现金流量。在期望现金流量法下，资产未来每期现金流量应当根据每期可能发生情况的概率及其相应的现金流量加权计算求得，此种方法即加权算术平均数的计算方法；货币时间价值的计算是假定没有风险和通货膨胀，但在财务活动中，经营风险带来的财务风险是客观存在的，而且风险和收益密切相关，所以财务管理者必须研究风险和收益。如果不考虑收益的前提下，可以直接用标准差来衡量财务活动中的风险，若考虑收益，则不能直接用标准差，需要用标准差系数来衡量风险，即用标准差与收益的比值来衡量。

除此之外，在财务管理中，需要对资金需要量等指标进行预测，为统计学中的预测方法提供了多种思路。

可以按照时间序列的组成因素，可以选择平滑法预测、回归法预测等，这些方法都是会计专业中常用的预测方法。例如，在财务预测中，资金需要量预测的主要方法有销售百分比法、线性回归分析法和预计资产负债表法。线性回归分析法是假定资金需要量与业务量之间存在线性关系并建立数学模型，然后根据历史有关资料，确定参数从而用回归直线预测资金需要量的一种方法。其预测的数学模型为y＝a＋bx，式中y为资金需要量；a为不变资金；b为单位业务量所需要的变动资金；x为业务量。不变资金是指在一定的营业规模内，不随业务量增减的资金。变动资金是指随营业业务量变动而同比例变动的资金。根据企业历史资料，运用线性模型，在确定a、b数值的基础上，即可预测一定业务量x所需的资金量y。用于销售预测的常用方法有判断分析法、趋势外推分析法、因果预测分析法和产品寿命周期推断法等。趋势外推分析法在销售量预测中的应用较为普遍，其具体应用形式包括平均法（简均法、移动平均法和趋势平均法）和修正的时间序列回归法。

三管理会计

按成本性态可以将企业的全部成本分为固定成本和变动成本。固定成本与变动成本只是经济生活中诸多成本性态的两种极端类型，多数成本是以混合成本的形式存在的。混合成本是指那些“混合”了固定成本和变动成本两种不同性质的成本，对混合成本的分解方法有历史成本法、账户分析法和工程分析法。历史成本法的基本做法就是根据以往若干时期（若干月或若干年）的数据所表现出来的实际成本与业务量之间的依存关系来描述成本的性态，并以此来确定决策所需要的未来成本数据。历史成本法通常分为高低点法、散布图法和回归直线法3种。回归直线法运用最小二乘法的原理，对所观测到的全部数据加以计算，从而勾画出最能代表平均成本水平的直线y＝a＋bx，这条通过回归分析而得到的直线就称为回归直线，它的截距就是固定成本a，斜率就是单位变动成本b，这种分解方法也称作回归直线法。又因为回归直线可以使各观测点的数据与直线相应各点误差的平方和最小，所以这种分解方法又称为最小二乘法。

管理会计中的标准成本法是指通过制定标准成本，将标准成本与实际成本进行比较获得成本差异，并对成本差异进行因素分析，据以加强成本控制的一种会计信息系统和成本控制系统。标准成本法便于企业编制预算和进行预算控制；可以有效地控制成本支出；可以为企业的例外管理提供数据；可以帮助企业进行产品的价格决策和预测；可以简化存货的计价以及成本核算的账务处理工作。标准成本是在正常生产经营条件下应该实现的，可以作为控制成本开支，评价实际成本、衡量工作效率的依据和尺度的一种目标成本。可分为理想标准成本、正常标准成本和现实标准成本。成本差异是指实际成本与标准成本之间的差额，也称标准差异。按成本的构成分为直接材料成本差异、直接人工成本差异和制造费用差异。直接材料成本差异、直接人工成本差异和变动制造费用差异都属于变动成本，决定变动成本数额的因素是价格和耗用数量。制造费用差异（即间接制造费用差异）按其形成的原因和分析方法的不同又可分为变动制造费用差异和固定制造费用差异两部分。例如：直接材料成本差异是指一定产量产品的直接材料实际成本与直接材料标准成本之间的差异。直接材料成本差异＝直接材料实际成本－直接材料标准成本。直接材料成本是变动成本，其成本差异形成的原因包括价格差异和数量差异。价格差异是实际价格脱离标准价格所产生的差异。数量差异是单位实际材料耗用量脱离单位标准材料耗用量所产生的差异。计算公式如下：材料价格差异＝（实际价格－标准价格）×实际用量；材料数量差异＝（材料单位实际耗用量－材料单位标准耗用量）×标准价格；直接材料成本差异＝材料价格差异＋材料数量差异。此种计算方法是统计学中加权综合指数体系中的相对数形式和绝对数形式。在学习和工作中比较常用的是基期权数加权的数量指数和报告期权数加权的质量指数形成的指数体系。

综上，会计专业中的统计学教学应结合自身特点，注重对统计思想的挖掘和传递，注重对学生统计思维能力的培养和塑造，以培养应用能力为主线，与会计专业老师深入沟通，对现有统计学教材的课程设置及传统的教学手段进行大胆改革，从而使会计专业的学生增强学习统计知识的兴趣，真正认识到统计学的重要性，学到真正能指导实践的现代化统计知识。通过一段时间的实践，会计专业学生对统计学和会计学科的关系有了深刻的认识，增加了学习统计学的主动性，并对会计专业课程有了不同角度的解读。

参考文献

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统计学差异性分析篇4

【关键词】更年期；动态心电图；心率变异性；对比【Abstract】

【中图分类号】R749.4+2 【文献标识码】A【文章编号】1004-4949（2012）10-0021-02心率变异性（HRV）分析是近几年对心电图分析比较前沿的热点研究。是目前临床上能定最分析自主神经功能的唯一方法[1]。在一些医院未能引起重视，一些患者许多检查都正常，但心慌、心悸不适等自觉症状重，通过24h动态心电图检查发现，心率变异性发生改变，通过调节神经、心理治疗达到了很好的效果，为此随机抽查118例已行24h动态心电图患者进行心率变异性分析，为患者诊断、治疗、护理提供依据。

1临床资料与方法

1.1资料来源： 我院2011年1月—10月门诊及住院病人中进行动态心电图检查者，但临床未能完全确诊有心脏器质性疾患者共计118例，女性49例，小于40岁4例，40—60岁26例，大于60岁19例；男性患者69例，小于45岁7例，45—65岁30例，大于65岁32例。

1.2选择方法： 所有病人均为窦性心律，剔除有心房扑动、心房纤颤、交界性心律和有间歇性心房纤颤者，对所选病例男性小于45岁7例、女性小于40岁4例剔除（例数少，无统计学意义，另外选择女性以40—60岁和大于60岁两个年龄段，男性以45—65岁和大于65岁两个年龄段进行对比分析。

1.3研究方法

1.3.1动态心电图记录： 男、女两组均行24h动态心电图记录。采用青岛康泰医学系统有限公司全息动态心电图分析系统在人工干预下选择清晰、明了的心电图波形进行QRS波起始、结束，T波起始（J波后选60—80ms后为T波起点进行分析），然后在人工干预下进入自动分析系统，再进入分析模块，人工干预分析。

1.3.2心率变异性分析： 自动分析系统自动算出心率变异性频域、时域分析数据，然后计算出LF/HF比值。结合临床对病人心率变异性指标进行分析，主要分析SDANN、RMSSD及LF/HF比值。

1.4统计学处理结果： 数据结果用X2检验及t检验结果如下：

表格SDANN、RMSSD、LF/HF值

男性45—65岁与大于65岁SDANN和RMSSD无明显差异，而LF/HF值非常显著差异P

2讨论

2.1心率变异性分析（HRV）是测量NN间期（或瞬时心率）变化的大小及变化规律，其变化规律反映了交感受神经与迷走神经平衡的状态，HRV作为定量分析自主神经功能的唯一方法，是一项通过24h动态心电图反映自主神经平衡的临床检测技术（1）。常用方法有许多，直观的检测项目有SDNN、SDANN、RMSSD、LF/HF比值。

SDNN表示全程全部NN间期的标准差，但其受许多因素影响，是对24h长程HRV的总体分析。而SDANN反映HRV中的慢变化成分，是每5min时段NN间期的均值和标准差，RMSSD反映HRV中快变化成分，代表全程NN间期之差的平方根（2），以上几种是心率变异性主要时域分析指标。只有结合心率变异性频域分析才能更好地反映自主神经调节与平衡状态。心率变异性受多种因素的影响如年龄、性别、运动、休息、、疾病（主要有糖尿病、心血管疾病等）（1）。从本探讨可以看出同性别之间不同年龄段，不同性别间同年龄段心率变异性不同，随着年龄的增长，心率变异性变小，尤其女感受神经与迷走神经失衡，心率变化昼夜节律性降低，心率变异性小。SDANN主要反映交感神经兴奋性，当其值降低时，交感受神经兴奋性降低，男性45—65岁时SDANN异常率占20%，当年龄大于65岁时增加到29%，但男性在这两个年龄段无明显差异。而女性由41—60岁的23.1%增加到60岁以后的47.4%，差异性非常显著（P

2.2针对这些情况，进行相应的治疗并提出合理的建议，许多患者半年随访未再发生心慌等不适症状。

增加老年朋友尤其老年女性朋友的聚集，达到相互沟通与交流的目的。进行心理指导或到心理门诊给予心理干预和心理治疗。必要时使用调节植物神经功能的药物。定期体格检查，检查出一些隐藏疾病尤其是一些心血管疾病、代谢性疾病等，严重时进行全面体检，利于尽早诊断与治疗。

由于探讨例数偏少，有待于不断总结，希望同行给予指点。参考文献

[1]王莉 王树贤等 临床心电学杂志 2011 2（1）26

统计学差异性分析篇5

（江西外语外贸职业学院，江西南昌，330099）

摘 要：本研究从南昌地区两所性别比例有较大差异的典型高校中选取学生为被试，旨在通过测量其社交自尊与个体自尊水平，探索不同性别比例的校园环境下学生群体的自尊水平。研究结果显示：校园性别比例对男生的自尊没有明显的影响，而女生的社交自尊水平在女多男少的校园环境下较低。

关键词 ：个体自尊 社交自尊 性别

1.引言

自尊概念是人们对自我各个侧面及总体的认识，是关于自我本质的信念和观点，其发展水平象征着人格的健全程度。在社会心理学中，从个体对自尊的感受性的来源方式可将其分为个体自尊与社交自尊，个体自尊是个体对自我总体的稳定评价和接纳，是一种用以维护自我的意识倾向；社交自尊则是指个体对自己社会交往能力以及交往状况的情感评价和体验。

目前，国内自尊研究仍倾向于研究个体自尊，社交自尊涉及相对不足，且缺乏两种自尊之间相关的深入实证研究。但已有研究证明，很多因素会影响大学生的个体自尊水平与社交自尊水平。如王欣等（2002）研究认为城市高收入组的大学生自尊水平明显高于农村低收入组的大学生自尊水平；张艳霞等（2004）研究指出，本科生、专科生、高职生的自尊水平依次递减。另外，钱铭怡、王建平等（1998-2004）研究认为大学生自尊水平的性别差异不显著。但之后由于其研究属于旨在建立大范围群体常模的社会调查，不少学者认为应该细分不同变量再考查影响自尊感的性别差异的因素。随着大学男女生比例问题愈加突出，有教育界人士指出在新的时代背景下大学生自尊水平的性别差异问题确有再研究之必要，但最近的一些研究仍未就此问题得出系统结论。贾绪计等（2009）在量表修订研究中已通过实验证实Rosenberg编制的个体自尊量表（SEC）及德克萨斯社交自尊量表可在国内直接使用。这一研究为后来自尊水平的测量提供了依据，本研究也采用以上两种量表作为实验工具。

2.研究方法

2.1被试

南昌地区某工科院校及某文科类院校大一及大二在校学生各60名（其中每个年级的被试男女各半），其中，被试所在院系与所在学校的男女生比例大环境一致。

2.2材料

个体自尊通过Rosenberg编制的个体自尊量表（SEC）来测量，社交自尊通过德克萨斯社交自尊量表进行测量，基本信息调查项目设置了性别、年级、学校三个基本调查项。

2.2取样设计与数据处理方法

具体取样时，笔者及合作者采用了先联系院方后具体到基层单位，再统一有偿招募志愿者的方法；在数据处理上，主要是应用了均值差异检验与单因素方差分析，并通过spss17.0实现分析。

3.结果

3.1同校同年级不同性别的自尊水平比较结果

该文科类院校大二男生与同年级女生相比，个体自尊的统计差值为0.91，低于临界值1.92，社交自尊的统计均值为10.22，低于临界值18.13，结果表明差异不显著；大一男生与同年级女生相比，个体自尊的统计差值为0.33，低于临界值1.62，社交自尊的统计均值为3.63，低于临界值11.84，结果表明差异不显著。

该工科类院校大二男生与同年级女生相比，个体自尊的统计差值为0.45，低于临界值1.86，社交自尊的统计均值为5.53，低于临界值14.54，结果表明差异不显著；大一男生与同年级女生相比，个体自尊的统计差值为0.25，低于临界值1.44，社交自尊的统计均值为-4.08，高于临界值-12.22，结果表明差异不显著。

3.2异校同年级相同性别的自尊水平比较结果

大二被试中，工科类院校男生与同年级文科类院校男生相比，个体自尊的统计差值为0.24，低于临界值1.62，社交自尊的统计均值为6.98，低于临界值17.32，结果表明差异不显著。工科类院校女生与同年级文科类院校女生相比，个体自尊的统计差值为0.35，低于临界值1.68，社交自尊的统计均值为11.88，低于临界值20.32。均值分析的结果表明，差异不显著。

大一被试中，工科类院校男生与同年级文科类院校男生相比，个体自尊的统计差值为0.90，低于临界值2.11，社交自尊的统计均值为18.98，低于临界值24.52。均值分析的结果表明差异不显著。工科类院校女生与同年级文科类院校女生相比，个体自尊的统计差值为0.20，低于临界值1.27，社交自尊的统计均值为17.90，高于临界值15.64，结果表明，个体自尊差异不显著，社交自尊差异显著。

3.3异校相同性别的自尊水平比较结果

工科类院校男生与文科类院校男生相比，个体自尊的输出F值为0.94，显著性为0.11，社交自尊输出F值为0.68，显著性为0.13，单因素方差分析的结果表明差异不显著；工科类院校女生与文科类院校女生相比，个体自尊输出F值为2.37，显著性为0.01，社交自尊输出F值为2.52，显著性为0.00，单因素方差分析的结果表明差异显著，即文科类院校女生的个体自尊与社交自尊均低于工科类院校的女生，具有统计学上的意义。

4.讨论

4.1个体自尊性别差异的不显著性

从以上比较来看，两类院校无论是同年级男生还是同年级女生，无论是同校比较还是异校比较，个体自尊都未发现统计学上的显著差异。研究支持了钱铭怡、王建平等（1998-2004）的研究结论，即大学生的个体自尊水平性别差异不显著。

4.2不同男女比例下女生自尊的性别差异的显著性

均值分析有一项结果显示了同年级文科类院校女生的社交自尊显著低于工科类院校的女生，之后的方差分析也证实了这一点。由此推测，在女多男少的学校环境下学习、生活的女生其社交自尊可能低于在女少男多的学校的女生。而男生无论是个体自尊还是社交自尊都没有显著性别差异的结果，进一步推测，女生在人际交往的自尊上比男生更对校园性别比例要敏感，女生过多的校园环境可能对女生社交自尊的发展存在一定影响。社交自尊本质上是个体自尊在群体活动中的体现，女生有比同龄男生更为敏感的社交感知，另外，女生感性、潜在性别自卑等心理特点及社会的性别刻板印象等因素，可是造成女生在大量同性群体环境下社交自尊易受挫的原因。

4.3本研究的应用性、不足及展望

本研究从结果支持了女生过多的校园环境影响女生社交自尊发展的结论，这一点与某些教育界人士的想法是一致的。因此，应加强对于女生群体的心理健康教育，加强其人际沟通技巧的指导，帮助其培养人际交往能力，尤其是在女生远多于男生的文科类院校里更要注意。当然，本研究并未彻底说明这种差异的程度及有效干预的措施及可能性，这也是本研究的局限和不足所在。所以，笔者认为本研究在该类问题上的探索仅仅是得出了一个初步的结论，更为详细、更为深入的相关研究还有待日后的进一步探求。

5.结论

大学校园的性别比例对男生的自尊影响不明显，而女生的社交自尊在女多男少的校园环境下更低。个体自尊相对于社交自尊而言，其对于校园性别比例的敏感性更低，更不易受这一因素的影响。

参考文献：

[1]齐平，吴金昌.论大学生独立性、责任感、自尊水平及其培养[N].河北经贸大学学报，2007，（4）．

[2]洪幼娟.大学生个体自尊、集体自尊与行为抑制的关系研究[J].中国健康心理学杂志，2010，（18）．

[3]贾绪计.大学生集体自尊量表的修订[J].中国健康心理学杂志，2009，（17）．

[4]罗丽芳，陈梦华.大学生的社交自尊与家庭亲密度和适应性的关系[J].中国健康心理学杂志，2009，（17）

统计学差异性分析篇6

【关键词】 复方消化酶片；消化不良；平行对照



1 资料与方法

1.1 一般资料 两组共入组男79例，女124例，复方消化酶片组年龄（42.79±14.26）岁，达吉组年龄（41.28±13.33）岁；体重为（62.17±10.26）kg和（60.56±9.96）kg，身高为（166.61±8.05）cm和（165.02±7.3）cm，BMI为（22.33±2.79）kg和（22.15±2.75）kg；以上基线特征资料经统计学分析，两组相比均无统计学差异。其他基线特征如脉搏、体温、血压、既往病史情况、基线心电图等经统计学分析，均无统计学差异。两组入组患者均符合消化不良症状。研究过程中两组的依从性经统计学分析，也无统计学差异。

1.2 临床表现 参加研究的患者均有消化不良症状的一条或几条如：腹胀、早饱、嗳气、上腹不适、中上腹痛、上腹部烧灼感、恶心、呕吐等[1]。

1.3 方法

1.3.1 本研究采用随机、双盲双模拟、阳性药物平行对照设计。本品复方消化酶片成分为生物淀粉酶2000、脂肪酶100、PanprosinSS（蛋白酶）、PancellaseSS（纤维素酶）、肠溶胰酶颗粒、熊去氧胆酸、二甲硅油等。阳性药物达吉为一种复方消化酶制剂，该药在我国的进口注册号为H20030543，主要成份为胃蛋白酶、木瓜酶、淀粉酶、熊去氧胆酸、纤维素酶、胰蛋白酶、胰脂肪酶、胰淀粉酶等。两种药物均在餐后30 min口服；本品1片/次，3次/d；达吉2片/次，3次/d。疗程均为14 d。

1.3.2 观察指标 ①疗效性指标：主要消化不良症状；包括腹胀、早饱、嗳气、上腹不适、中上腹痛等，次要疗效症状；包括上腹部烧灼感、恶心、呕吐等。②安全性指标：实验室检查包括血常规、尿常规、便常规、肝肾功能以及心电图等的检查，此外还须观察身体其他系统的不良事件。

2 结果

2.1 治疗两周后，在主要疗效指标方面，复方消化酶组的总有效人数为85人，总有效率为80.19%；对照组的总有效人数为77人，总有效率为79.38%，，两组经统计学分析，组间比较差异无统计学意义。在次要疗效指标方面，两组患者分别相对于治疗前总的消化不良症状的总有效率经统计学分析，差异均无统计学意义。用药一周及用药两周后，两周患者单一消化不良症状相对于治疗前的总有效率均无统计学差异。

2.2 不良反应：有20人发生了31件不良事件，不良事件发生率为9.85%。其中复方消化酶组有6人发生了11件不良事件，不良事件发生率为7.06%，对照组有14人发生了20件不良事件，不良事件发生率为18.18%。经统计学分析，两组间不良事件发生率的差异无统计学意义（P>0.05）。复方消化酶组有2人发生了5件与研究药物有关的不良事件，对照组有3人发生了7件与研究药物有关的不良事件，统计学检验结果显示两组间与研究药物有关的不良事件发生率的差别无统计学意义。按身体系统分类，不良事件包括胃肠系统、心脏、中枢及外周神经系统等。治疗后发生的有临床意义的实验室检查异常，经研究者判断，均与研究药物无关。

3 讨论

本研究中，主要疗效指标分析结果显示，用药两周后，两组患者分别相对于治疗前总的消化不良症状的总有效率，组间比较差异无统计学意义；复方消化酶片和对照药均可改善消化不良患者的临床症状，无论从患者的总体情况或是单个消化不良症状的改善情况分析，两种药物的治疗效果基本一致。对于次要疗效指标的分析结果显示，两种药物均可改善第8天的各个消化不良症状，两组用药1周后总消化不良治疗疗效的总有效率以及单一消化不良症状的总有效率差异无统计学意义，表明两药的起效速度相似。在安全性方面，两药与药物有关的不良事件发生率的差异也无统计学差异。结果表明，两种药物均可以有效治疗腹胀、早饱、上腹不适、中上腹痛、上腹部烧灼感、恶心、呕吐等各种消化不良症状，具有良好的疗效和安全性[2]。

参 考 文 献

[1] Chang Don Lee， M. D， Jin Woo Jeon， M.D， et al. A Clinical Trial on Bearse in Chronic Maldigestive Status in Korea. The Journal Medical，29（11）.

统计学差异性分析篇7

凌源市中心医院呼吸科，辽宁凌源 122500

[摘要] 目的 探讨痰热清对慢性阻塞性肺疾病（COPD）急性加重期患者的治疗效果。 方法 选择该院2012年1月~2014年1月 收治的80例COPD急性加重期的患者,随机将其分为观察组和对照组,每组40例，给予对照组患者抗感染、吸氧、祛痰、解痉等基础治疗，观察组患者在给予相同治疗的基础上加用治疗组加用痰热清；10 d为1个疗程，对两组的治疗效果进行统计学分析。 结果 观察组治疗的总有效率为92.50%，对照组治疗的总有效率为82.50%，两组患者治疗后，血气分析和肺功能均均明显改善，但观察组效果优于对照组，差异有统计学意义（P<0.05）。 结论 对COPD急性加重期患者，在给予常规基础治疗的同时加用痰热清，治疗效果好，患者肺功能改善明显，值得在临床进行推广。

关键词 慢性阻塞性肺疾病；痰热清；肺功能

[中图分类号] R563.9 [文献标识码] A [文章编号] 1674-0742（2015）01（b）－0128-02

慢性阻塞性肺疾病（COPD）属于慢性呼吸系统疾病,临床比较常见,若慢性阻塞性肺疾病患者发生感染,会发展到慢性阻塞性肺疾病急性加重期,如不及时对患者进行治疗,可能引发患者呼吸衰竭[1],对其生命造成严重威胁.在对慢性阻塞性肺疾病急性加重期患者进行治疗时,应尽快控制感染，改善患者肺功能，以阻止病情的恶化。该研究对2012年1月~2014年1月该院收治的40例患者给予基础治疗的同时加用痰热清进行治疗，取得满意的治疗效果，现报道如下。

1 资料与方法

1.1 一般资料

选择80例慢性阻塞性肺疾病急性加重期的患者，其中男53例，女27例，年龄41~79岁，平均年龄（57.5±3.7）岁，所有患者均根据中华医学会呼吸病学会2002年《慢性阻塞性肺疾病诊治指南》[2]诊断标准进行诊断，确诊为慢性阻塞性肺疾病。该组所有患者均无药物禁忌证，并排除患有其它肺部疾病的患者。将其随机分为观察组和对照组，每组40例。

1.2 治疗方法

两组患者均给予基础治疗：给予患者氧疗，抗感染可给予患者静滴左旋氧氟沙星0.4 g/次，1次/d。给予患者沐舒坦，以祛痰，患者解痉可使用氨茶碱、甲基强的松龙。观察组在此基础治疗的基础上加用痰热清，给予患者静滴20 mL痰热清加入 5%葡萄糖注射液250 mL，1次/d。10 d为1个疗程。

1.3 观察指标

观察治疗前后两组患者的临床治疗效果。观察两组患者治疗前后血气分析和肺功能改善情况。患者血气情况PaO2（动脉氧分压）、PaCO2（动脉二氧化碳分压）、PH值采用全自动血气分析仪进行监测，肺功能情况采用肺功能仪进行监测，测定患者FVC(用力肺活量)、FEV1(1秒钟用力呼气容积）、MMFR（最大呼气中段流量）。

1.4 疗效判断

参考《中药新药临床研究指导原则》[2]，可将患者临床治疗效果分为显效、有效、无效。治疗的总有效率=显效+有效。

1.5 统计方法

应用 spss16.0统计软件对患者数据进行统计学分析。计量资料采用t检验，以（x±s）表示，计数资料采用χ2检验，以百分比(%)表示,。

2 结果

2.1 两组患者经治疗后，观察组显效患者22例，有效15例，治疗的总有效率为92.50%，对照组显效18例，有效15例，治疗的总有效率为82.50%，两组差异有统计学意义（χ2=5.324，P<0.05）。两组患者治疗后临床疗效比较,见表1。

2.2 患者血气分析情况

两组患者经治疗后，动脉氧分压均比治疗前升高，差异有统计学意义（t=8.778，P<0.05），观察组治疗效果优于对照组，两组间差异有统计学意义（t=3.436，P<0.05）。两组患者动脉二氧化碳分压均比治疗前降低，差异有统计学意义（t=7.447，P<0.05）；观察组治疗效果优于对照组，两组间差异有统计学意义（t=4.036，P<0.05）。两组患者治疗前后血气分析结果比较，见表2。

2.3 患者肺功能改善情况

经治疗后，观察组患者FVC较治疗前明显提高，差异有统计学意义（t=7.622，P<0.05）；对照组患者FVC较治疗前无明显变化，差异无统计学意义（t=0.193，P＞0.05）。观察组治疗效果优于对照组，两组间差异有统计学意义（t=3.623，P<0.05）。

经治疗后，观察组患者FEV1明显提高，差异有统计学意义（t=7.325，P<0.05）。对照组患者FEV1较治疗前无明显变化，差异无统计学意义（t=0.445，P＞0.05）。观察组治疗效果优于对照组，两组间差异有统计学意义（t=6.478，P<0.05）。

经治疗后，观察组患者MMFR较治疗前明显提高，差异有统计学意义（t=5.667，P<0.05）；对照组患者MMFR较治疗前无明显变化，差异无统计学意义（t=0.327，P＞0.05）。见表3。观察组治疗效果优于对照组，两组间差异无统计学意义（t=0.447，P＞0.05）。

3 讨论

慢性阻塞性肺疾病是常见的呼吸系统的慢性疾病，有学者预计，到2020年，慢性阻塞性肺疾病可能成为第3位的致死疾病和第5位的致残疾病[3]。患者患病后病情易受外界影响，且病情易反复，呈进行性发展。若患者发生感染，病情发展到慢性阻塞性肺疾病急性加重期后，会导致患者临床症状加重，诱发患者发生呼吸衰竭，危害巨大。因此，应积极控制感染。目前，对慢性阻塞性肺疾病的治疗以应用抗生素控制感染为主,但患者易对其产生耐药性,导致患者发生二重感染,加重病情的发展,因此,应给予患者清热解毒、宣肺化痰[4]。痰热清是纯中药制剂[5]，由黄芩、熊胆粉、山羊角、金银花和连翘组成，黄芩具有清热燥湿、泻火解毒的功效[6]。经研究表明，痰热清应用于治疗慢性阻塞性肺疾病,可以明显抑制患者肺炎链球菌、流感嗜血杆菌的增长[7],所以,给予患者常规西药治疗加用痰热清可以达到要求效果。

从该研究观察组和对照组对比来看，在给予相同的基础治疗的同时，观察组患者加用痰热清，其治疗的总有效率（92.50%）明显高于对照组（82.50％），差异有统计学意义，两组患者治疗后,动脉氧分压均比治疗前升高,观察组升高为(71.38±3.75) mmHg,对照组升高为(68.26±5.91) mmHg,两组差异有统计学意义，治疗后观察组患者肺功能恢复明显,FVC值为(3.11±0.54) L, FEV1值为(1.89±0.34) L,MMFR值为（1.13±0.32）L/S，观察组患者肺功能情况与治疗前相比无明显变化,观察组肺功能恢复情况明显优于对照组，差异具有统计学意义,说明使用痰热清能明显改善患者临床症状，提高患者肺部通气量和通气功能，取得良好的治疗效果,与王娟[8]、闫振华[9]等人的研究结果一致。

综上所述，痰热清具有清热、止咳、化痰、抗炎的功效，在给予慢性阻塞性肺疾病急性加重期患者基础治疗的同时，加用痰热清进行治疗，疗效明显，具有较高的临床价值，值得推广应用。

参考文献

[1] 潘莉娜．痰热清注射液对呼吸机相关性肺炎高热患者C反应蛋白和感染参数的影响[J]．中国实验方剂学杂志，2013，19(23)：298．

[2] 唐彬．痰热清注射液治疗慢性阻塞性肺疾病急性加重期疗效观察[J].中国中医急症，2012，21(8)：1345.

[3] Murray CJ，Lopoz AD．Ahemative projeetions of mortality and disability bv eause 1990～2020：Global burden of disease study[J]．Lancet，1997，349(3)：149．

[4] 林育华，周超凡.从痰热清注射液看中药新药开发[J].中国中药杂志，2004,29(2):1.

[5] 余林.痰热清治疗慢性阻塞性肺疾病急性加重期的临床疗效及对血气指标的影响[J].中医药学报,2014,42(3)：180-181.

[6] 杨林江．痰热清注射液对急性肺损伤肺功能和血管内皮的保护作用[J].中国实验方剂学杂志，2013，19(07)：718．

[7] 石萍．痰热清注射液治疗老年慢性阻塞性肺疾病急性加重期临床观察[J]．中国中医急症，2012，21(7)：1140．

[8] 王娟.痰热清注射液对慢性阻塞性肺疾病急性加重期的疗效分析[J].中国现代药物应用,2014,8(11)：161-162.

[9] 闰振华.痰热清注射液对慢性阻塞性肺疾病急性加重期的疗效分析[J].基层医学论坛,2014,18(16)：2063-2064.

统计学差异性分析篇8

【关键词】小儿泌尿系统感染；先天性泌尿系统畸形；关系分析

泌尿系统感染主要是指细菌侵入尿路上皮造成的炎症反应,发热、尿频、尿急、尿痛、肉眼血尿、尿道灼烧等是本病的主要临床症状,发病后若不能及时给予有效治疗,极有可能造成肾盂肾炎、败血症、脓毒血症、肾衰竭等严重并发症,不仅会影响患儿健康,还会危及其生命安全［1,2］。泌尿系统感染是小儿阶段常见疾病,与先天性泌尿系统畸形存在密切关系,因此,为提高诊断的准确性和治疗的有效率,一定要综合考虑先天性泌尿系统畸形的影响［3,4］。本次研究选取2014年1月~2018年12月本院收治的76例小儿泌尿系统感染患儿,以回顾性分析方式,研究小儿泌尿系统感染与先天性泌尿系统畸形的关系。现报告如下。

1资料与方法

1.1一般资料

选取2014年1月~2018年12月本院收治的76例小儿泌尿系统感染患儿进行回顾性分析,根据影像学检查结果将患儿分为对比组(无先天性泌尿系统畸形患儿,51例)和研究组(有先天性泌尿系统畸形患儿,25例)。对比组中男22例,女29例；年龄15d~10岁,平均年龄(6.8±2.4)岁。研究组中男17例,女8例；年龄14d~10岁,平均年龄(6.6±2.2)岁；膀胱输尿管返流6例、先天性肾积水5例、输尿管狭窄4例、重复肾4例、其他6例。两组患儿的一般资料比较,差异无统计学意义(P0.05),具有可比性。

1.2纳入及排除标准

1.2.1纳入标准①入选研究的患儿均符合泌尿系统感染疾病诊断指南与标准［5］；②研究方式为回顾性分析。

1.2.2排除标准①合并泌尿系统结石患儿；②合并其他严重器官组织疾病患儿；③治疗期间留置导尿管时间较长患儿。

1.3方法

观察分析患儿的先天性泌尿系统畸形的发生率。统计分析两组患儿的临床特征,包括性别(男、女)、发病年龄(发病年龄3个月、≤3个月)、感染次数情况(感染次数≥2次、2次)、合并其他先天畸形发生情况、发热情况(发热、未发热)、肾功能异常发生情况(肾功能异常、无异常)、血常规指标情况(白细胞计数≥15×109/L、15×109/L；红细胞沉降率≥65mm/h、65mm/h)。

1.4统计学方法

采用SPSS23.0统计学软件对数据进行处理。计量资料以均数±标准差(x-±s)表示,采用t检验；计数资料以率(%)表示,采用χ2检验。P0.05表示差异有统计学意义。

2结果

2.1先天性泌尿系统畸形发生情况76例小儿泌尿系统感染患儿经影像学检查发现,25例患儿存在先天性泌尿系统畸形情况,先天性泌尿系统畸形发生率为32.89%(25/76)。

2.2两组临床资料比较

2.2.1两组性别比较对比组中男22例、女29例,男性占比为43.14%(22/51)；研究组中男20例、女5例,男性占比为80.00%(20/25)；研究组的男性占比高于对比组,差异具有统计学意义(P0.05)。见表1。2.2.2两组发病年龄比较对比组中发病年龄3个月患儿46例,发病年龄≤3个月患儿5例；研究组中发病年龄3个月患儿18例,发病年龄≤3个月患儿7例；研究组发病年龄≤3个月占比为28.00%(7/25),高于对比组的9.80%(5/51),差异具有统计学意义(P0.05)。见表2。

2.2.3两组感染次数情况比较对比组中感染次数≥2次患儿18例,感染次数2次患儿33例；研究组中感染次数≥2次患儿15例,感染次数2次患儿10例；研究组感染次数≥2次占比为60.00%(15/25),高于对比组的35.29%(18/51),差异具有统计学意义(P0.05)。见表3。

2.2.4两组合并其他先天畸形发生情况比较对比组患儿合并其他先天畸形5例,研究组患儿合并其他先天畸形7例；研究组合并其他先天畸形发生率28.00%(7/25)高于对比组的9.80%(5/51),差异具有统计学意义(P0.05)。

2.2.5两组发热情况比较对比组患儿中发热28例、未发热23例,发热率为54.90%(28/51)；研究组患儿中发热13例、未发热12例,发热率为52.00%(13/25)；研究组患儿发热率低于对比组,但比较差异无统计学意义(P0.05)。见表4。

2.2.6两组肾功能异常发生情况比较对比组患儿中肾功能异常0例,无异常51例,肾功能异常发生率为0(0/51)；研究组患儿中肾功能异常4例,无异常21例,肾功能异常发生率为16.00%(4/25)；研究组肾功能异常发生率高于对比组,差异具有统计学意义(P0.05)。

2.2.7两组血常规指标情况比较对比组中白细胞计数≥15×109/L患儿26例,白细胞计数15×109/L患儿25例；红细胞沉降率≥65mm/h患儿23例,红细胞沉降率65mm/h患儿28例。研究组中白细胞计数≥15×109/L患儿14例,白细胞计数15×109/L患儿11例；红细胞沉降率≥65mm/h患儿12例,红细胞沉降率65mm/h患儿13例。研究组患儿中白细胞计数≥15×109/L占比为56.00%(14/25),高于对比组的50.98%(26/51),但比较差异无统计学意义(P0.05)；研究组患儿中红细胞沉降率≥65mm/h占比为48.00%(12/25),高于对比组的45.10%(23/51),但比较差异无统计学意义(P0.05)。

3讨论