等效检验与非劣效检验

等效检验与非劣效检验主要内容两样本率的等效检验两均数的等效检验非劣效性检验一、两样本率的等效检验(equivalencetest)差异性检验：如例6.1,P，可得出不拒绝H0的统计结论，即尚不能认为两种处理有差别；等效检验：推断两种处理的效果是否接近或相等。思想：两总体率的差值在(-δ，δ)范围内，可认为等效0确认两种或多种药物治疗效果的差别在临床上可以接受的限度之内方法进行两次单侧u检验计算两样本率差值的可信区间1.u检验（1）建立等效假设，确立检验水准无效假设备择假设①②10121112::HH20122112::HH总的检验水准设为，由于需进行两次u检验，因此每次u检验的水准应为单侧/2。（2）计算检验统计量12121()ppppu=S12122()ppppu=S12112212(1)(1)ppppppSnnp1、p2为样本阳性率，n1、n2为样本含量。（3）确定P值，作出推断结论若P1≤/2且P2≤/2，同时拒绝H10和H20，可认为两种方法等效。2.可信区间法估计两总体率差值的95%可信区间，若该可信区间可完全涵盖于（-δ,δ）之中，即，则可认为两种方法等效。LUC,C（）LU-CC实例分析例6.10为研究国产与进口特布他林注射液对支气管炎(哮喘)和喘息性支气管炎(喘支炎)的平喘效果，临床试验结果见表6.14，问国产与进口的特布他林的疗效是否等价？（δ=0.1，=0.05）表6.14国产与进口的特布他林的平喘疗效药物有效无效合计有效率(%)国产特布他林1802020090.00进口特布他林1792820786.47合计3594840788.21方法一：假设检验1)建立等效假设，确立检验水准无效假设备择假设检验水准①②101211120.::10.10.025HH单侧201221120.1::0.10.025HH单侧2）计算检验统计量12112212(1)(1)0.9000(10.9000)0.8647(10.8647)2002070.0319ppppppnSn本例国产组p1=0.9000，n1=200进口组p2=0.8647，n2=20712121()(0.90000.8647)0.14.24140.0319ppppu=S12122()(0.90000.8647)0.12.02820.0319pppp=Su3)确定P值和作出推断结论因此可同时拒绝H10和H20，故可以认为国产与进口的特布他林的平喘效果等价。12)0.0250.025PtP(，查可得，界值表，方法二：可信区间12120.05/2()(0.90000.8674)1.960.0319(-0.0270.098)pppuSp，该可信区间可完全涵盖于（-0.1，0.1）中，因此可认为两药效果等价注意事项1)等效检验的目的在于推断两总体率是否等效，须在试验设计时确定检验水准2)两样本率比较的等效检验，两样本率差值的绝对值必须小于等效界值3)等效界值是一个有临床意义的值对两组率而言，一般建议取15%以下的值，通常最大不超过对照组样本率的20，如上例对照组的样本率为86.47，则最大不超过0.1729=0.8647×0.2=0.17294)等效检验的样本含量与一般的假设检验不同2/21122212()[(1)(1)]2()uuN二、两均数的等效检验1)建立等效假设，确立检验水准无效假设备择假设检验水准①②10121112::/2HH单侧20122112:/2:HH单侧1.假设检验法2）计算检验统计量12122()XXXXt=S12121()XXXXt=S其中S1、S2为样本方差，n1、n2为样本含量。122211221212(1)(1)11()2XXSnSnSnnnn3)确定P值，作出推断结论若P1≤/2且P2≤/2，同时拒绝H10和H20，可认为两种方法等效。2.可信区间法计算两样本均数差值的95%可信区间，若该可信区间可完全涵盖于（-δ，δ）之中，即，则可认为两种方法等效。LUCC（,）LU-dCCd例3.12为评价厄贝沙坦治疗轻、中度高血压病人的临床疗效，以录沙坦为对照。选取轻、中度高血压病人，采用双盲双模拟、随机对照法，治疗4周时的收缩压改变值的均数及标准差列入表3.5中，能否认为两种药物的降压效果等价？表3.5厄贝沙坦与氯沙坦的4周降压效果(kPa)nXS厄贝沙坦1191.911.89氯沙坦1202.211.40专业上确定等效界值为0.67kpa1)建立等效假设，确立检验水准无效假设备择假设检验水准①②101211120.670.670.025::HH单侧201221120.67::0.670.025HH单侧方法一：假设检验12221122121222(1)(1)11()21.89(1191)1.40(1201)11()11912021191200.215XXSnSnSnnnn2）计算检验统计量12121()(1.912.21)0.671.720.215XXXXt=S12122()(1.912.21)0.674.510.215XXXXt=S237212011923721201193)确定P值，作出推断结论因此不能同时拒绝H10和H20，尚不能认为两种药物的降压效果等价。12)0.0250.025PtP(，查可得，界值表，方法二：可信区间该可信区间不能完全涵盖于（-0.67，0.67）中，因此尚不能认为两药等效1212/2()(1.912.21)1.960.215-0.7210.121XXXXtS，（，）注意事项1)从专业角度确定δ值血压0.67kpa胆固醇0.52mmol/L白细胞0.5×109/L2)与差异性检验的检验假设、计算统计量、推断结论均不相同3）样本含量的确定两样本均数比较时,若，要求来自两样本含量之比N1:N2=1:k，则样本含量公式为22221222/22212222/22211)()()()()()(1uuSkSNuuSkSkN特别当k=1，即N1=N2时2222/21)()(2SuuNN例如：已知σ1=σ2=σ=8，k=1，规定=12，=15，=0.05，=0.1，则1222/2122122222()()2(1.6451.645)8154(1215)uuNN例三、非劣效性检验思想：两总体率的差值在(-δ，)范围内，可认为非劣效0试验药的治疗效果在临床上不劣于对照药1.统计推断方法假设检验法可信区间法假设检验法0121121::HH）12()2）dppu=S3）P，拒绝0H，判断为非劣效可信区间法120.05LppCduS若（CL，∞）涵盖于（-δ，∞）范围内，判断为非劣效例某研究为探讨甲药治疗呼吸道细菌感染的疗效是否不比阳性对照药（乙药）差，进行随机、对照试验。将280例呼吸道细菌感染患者随机分到试验组（140例）和对照组（140例），试验组使用甲药，对照组使用乙药治疗，疗程为14天。试验结果如下表所示。假设两药有效率差异不大于对照药的15%为非劣效，试对甲药的疗效进行评价。试验组与对照组疗效组别例数有效例数有效率(%)试验组14012589.29对照组14013495.71根据设计非劣效的界值为15%×95.71%=14.36%一、假设检验法1)建立等效假设，确立检验水准012112:0.1436:0.1436HH05.02）计算检验统计量1212()(0.89290.9571)0.14362.5440.0312ppppu=S120.8929(1-0.8929)0.9571(1-0.9571)0.0312140140pp=S3)确定P值和作出推断结论,拒绝H0，故可以认为甲药不差于乙药。)0.05tP(，查界值表可得二、可信区间法计算两组有效率差值的95%可信区间的单侧下限12120.05()(0.89290.9571)1.6450.03120.1155LppCppuS两组有效率差值的单侧95%可信区间为(11.55%,)，该可信区间落在(14.36%,)范围内，可以认为甲药的疗效不比乙药差。结论与假设检验法一致。不同比较类型的假设检验检验类型无效假设备择假设检验统计量(t或Z)结果判断优效0:HTC1:HTC()dd/SP，拒绝0H，判断为优效非劣效0:HTC1:HTC()dd+/SP，拒绝0H，判断为非劣效等效10:HTC20:HTC11:HTC21:HTC()dd/S()dd/S1/2P和2/2P同时成立，拒绝10H、20H，判断为等效d：两组效应值（率或均数）的差值当效应值为两样本均数时当效应值为两样本率时221212(1)(1)11()2d=SnSnSnnnn2212+112212()()d=ppppSnn1-1-