時間：2023-04-06 18:48:35
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一、高職高專大學生文明禮儀養成的重要性
“高等職業教育作為高等教育發展中的一個類型，肩負著培養面向生產、建設、服務和管理第一線需要的高技能人才的使命，在我國加快推進社會主義現代化建設進程中具有不可替代的作用。”隨著時代的發展，高職教育占據了高等教育的半壁江山，高職高專大學生也成為中國特色社會主義建設的生力軍。“高等職業院校要堅持育人為本，德育為先，把立德樹人作為根本任務。”這是國家對高職教育的殷切希望，也是高等職業教育的責任和義務。因此，重視高職高專大學生文明禮儀養成具有重要意義。
（一）文明禮儀養成有效提升高職高專大學生思想道德素養
思想道德素養是一個人思想、政治、道德、品質和行為規范的集中反映，它是在社會生活和社會輿論中形成并得以鞏固的。文明禮儀具有道德功能，它可以通過文明要求、禮儀規范來規范、調節、修正人的行為，使人的行為控制在道德范圍之內。重視高職院校大學生文明禮儀養成，可以系統的引導其思想和行為，指導他們在實際生活中如何將自己的思想、行為規范在可控的道德規范之內。在不斷實踐中將文明禮儀規范內化為自身的行為規范，從而不斷提升自己的思想道德修養水平。
（二）文明禮儀養成提升大學生個人素質，為順利進入職場做好準備
大學階段是世界觀、人生觀和價值觀形成的重要時期。進入大學意味著馬上要向職業人、社會人轉換。這不僅要有專業知識的積累，還要學會做人、學會做事。學習如何與人交往、如何待人接物、如何設計自身的形象、如何盡快的適應社會等文明禮儀規范。這不僅是提高自身綜合素質的需要，更是應對招聘單位考核要求的需要。現實表明，具有較強道德修養、較高文明禮儀素養的大學生或者職業人，更容易營造良好的人際關系環境，更容易獲得成功。
（三）大學生文明禮儀養成對和諧校園、平安校園建設具有重要意義
隨著時代的發展，大學教育大眾化的趨勢不可避免。大學不再是象牙塔、大學生也不再是天之驕子。但是很多同學進入大學還是抱著得過且過、混文憑的態度。因此，打架斗毆、網絡謾罵等行為時常發生，這些情況的存在很大程度上影響到和諧校園、平安校園的建設。因此，大學生良好的文明禮儀行為養成減少同學之間的矛盾和沖突、構建和諧的師生關系、同學關系，營造良好的校園文化氛圍和生存環境具有十分重要的作用和意義。在一個有優美的環境、處處有文明、人人講禮儀的氛圍中生活和學習，勢必也會促進師生的身心和諧，愉快工作、快樂學習。
二、高職高專大學生文明禮儀現狀
為了準確了解大學生文明禮儀的現狀，課題組通過對昆明冶金高等專科學校大學生文明禮儀現狀進行訪談和問卷調查。從結果來看，我校大學生的精神面貌總體是較好的，總體得分79分-70分段占56.10%，及格分以上占92.68%。但是在日常的行為規范、文明禮儀方面還存在一些問題。主要表現在以下幾個方面：
（一）尊重意識淡漠，以自我為中心
部分同學無視學校的規章和制度，不尊重他人，一切以自己的意志為出發點，不顧及別人的感受。見到老師不主動問好，同學、舍友關系緊張；在公交車上遇見老人、小孩熟視無睹。以自我為中心的結果導致個人責任意識的嚴重缺乏。
（二）組織紀律觀念淡漠，言談舉止不規范
部分學生存在上課遲到、早退和曠課的現象；上課玩手機、睡覺，在公共場合不愛護公物，男女同學的舉止不文明和舍友、同學間人際關系緊張等現象時有發生。針對問卷中“你平常舉止文明嗎？”這個問題的回答，不涉及自己的利益時舉止文明程度還好占59.49%，在小利益損失情況下也會保持得體的有教養的舉止占36.26%。在“你平常的語言文明嗎？”的調查中，語言文明一般的占63.55%。由此可見，同學們對大學生的群體舉止語言文明程度的認知在正常情況下僅處于及格線左右，在涉及利益時舉止文明程度時則給予了基本的否定。
（三）儀容、儀表不符合大學生形象
在“你認為當前大學生的儀容儀表是否符合學生的基本裝扮？”問卷調查中，儀容、儀表總體評價基本符合學生的裝扮占66.95%。同學們對大學生外在的衣著還是不太滿意，僅達到及格分。在“你對學生穿拖鞋、睡衣、背心等進教室的態度是什么？”這個問題的調查中認為穿拖鞋、睡衣、背心等進教室無所謂占9.95%，偶爾穿進教室可以原諒占18.04%，別人穿與不穿與我無關占6.75%，不能穿進教室占37.10%。從對大學生儀容儀表的認知調查結果得出的結論：當代大學生追求個性、喜歡標新立異，對奇裝異服習以為常。調查結果顯示大學生著裝問題和日常的儀容儀表還是令人堪憂。
三、國防軍事理論教育促進高職高專大學生文明禮儀養成的優勢
高校國防理論教育以軍事學科中最基本技能、知識和理論為內容育。除了專門的軍訓以外，還包括集中的課堂理論知識的教育。在促進高職院校大學生文明禮儀教育有其獨特的優勢。
首先，國防軍事理論教育以典型戰爭、事跡，先進人物開展教學，有利于激發學生責任意識。國防理論教育中包含著黨的三代領導核心的軍事理論和軍隊建設思想，使大學生掌握了無產階級的戰爭觀和方法論，用科學的理論武裝大學生的頭腦。包含著國家安全形勢、國防的重要性、國家主權意識、國家利益意識和國家安全意識等內容。使學生胸懷全局，讓學生關心國家改革開放事業和中華民族的振興。讓學生自覺承擔起實現中華民族偉大復興的歷史使命。學生只有自覺踐行歷史使命，才會從行為規范、道德素養等方面來約束自己。
其次，國防軍事理論教育中蘊含著豐富的團結互助和集體主義精神。軍營是最集中、最統一、最緊張、最嚴格的。除了一般集體所具有的團結、嚴肅、協調、一致等作風外，還有令行禁止、雷厲風行、英勇頑強、艱苦奮斗的良好作風。大學生的軍事訓練，讓每一個大學生都有親身的體驗和感悟。每個學生被編進了班、排、連、營的集體中，每天都生活在整齊劃一、步調一致、令行禁止的集體中，“集體”很快成為大學生的自覺意識。
最后，國防軍事理論教育給予學生生動的組織紀律觀念教育。通過軍事理論和軍事訓練更好地為青年學生補上了集體主義教育課。接受教育的每一個大學生對大學生的一日生活、禮節禮儀、言行舉止、軍容風紀、內務衛生、請假銷假等都有明確具體的規定和要求。通過軍營式的環境、規范化的管理、制度化的訓練，對于克服大學生中不同程度存在的松、散、懶、嬌的不良習慣，培養了大學生良好的軍人姿態、協調一致的動作、優良的作風和嚴格的紀律具有十分重要的作用和意義。
四、以國防理論教育為切入點，推進高職高專大學生文明禮儀養成
以國防教育理論教育為切入點，不僅可以增強高職高專大學生的國防意識，了解軍事思想、軍事技術，領悟中華民族的民族精神和愛國主義思想，而且通過國防理論教育，使大學生加強個人紀律、提升個人綜合素質、培養團隊合作意識，儀容儀表符合大學生形象。
（一）加強國防軍事理論課對促進高職院校大學生文明禮儀養成重要性的認識
長期以來，我國很多高校存在重視專業課程的教學，忽視文明禮儀課程的情況比較嚴重。再加上家庭文明禮儀教育的缺失，導致部分大學生一定程度上存在紀律觀念不強、團隊合作意識較差、忽視課堂禮儀、師生禮儀、同學交往禮儀和公共場合禮儀的現象較為普遍。因此，在大力推行素質教育的條件下，高校應該加強對文明禮儀教育的重視程度，重視作為文明禮儀教育載體的國防軍事理論課的教學。加大對國防軍事理論課的投入程度，完善國防軍事理論課程教學設施。將理論與實踐相結合，并形成長效機制。
（二）加強國防軍事理論教育中文明禮儀教育的內容
國防軍事理論教育不僅要讓學生了解國防、軍事和國家安全的知識，更重要的是提高學生的綜合素質。通過國防軍事理論教育促進文明禮儀不僅豐富教育教學的內容，也可以在一定在程度上解決文明禮儀教育建設的短板問題。在教學中，可以突出介紹軍隊對軍人站、立、行的要求，展示標準的軍容軍姿并進行相關練習；通過軍人禮儀規范和外交禮儀講述引導學生學習人際交往禮儀及注意事項；突出講述軍隊或典型戰役中表現出來的組織、紀律觀念和集體主義精神、革命樂觀主義精神和團隊意識等。
（三）提高國防軍事理論課教師的禮儀修養，塑造良好職業形象
教師不僅給學生傳授專業知識，也會對學生產生潛移默化的影響，甚至經常會成為學生模仿的對象。教師文明的禮儀修養、良好的職業形象是影響教學活動和教學效果的重要因素，對于教師威信、示范作用的形成具有重要作用。大學生耳濡目染國防軍事理論教師符合禮儀的言談舉止、儀表著裝、待人接物、工作作風等，必然有助于修正學生自己的言行，引導學生正確按照禮儀規范的要求學習、生活和工作，正確處理人際關系。因此，國防軍事理論教師要充分認識到自己在大學生綜合素質培養中的重要地位和作用。這就需要教師內修道德修養、豐富的文化知識、高雅的審美情趣和良好的溝通能力；外在形象上要做到整潔的儀容修飾、良好的體態、合理的著裝、得體規范的語言。
（四）理論與實踐相結合，豐富國防理論教育課程的教學方式和手段
【摘要】 目的：探討醫學研究中方差分析常用的效應量標準均數差的計算方法. 方法：針對不同的實驗設計類型，給出標準均數差的計算方法. 結果：不同設計的研究間，相同干預的標準均數差具有可比性. 結論：生物醫學論文報道效應量是未來的發展趨勢，研究者應正確計算和解釋標準均數差，避免和減少效應量的誤用.
【關鍵詞】 方差分析；效應量；標準均數差；假設檢驗
0引言
效應量（effect size）是一類用來描述處理效應的統計量. 在20世紀60年代，生物統計學家(Cohen， 1965; Hays，1963)就強調效應量的應用，認為效應量是假設檢驗的補充［1］. 然而醫學領域的絕大多數的研究者在報道結果時，往往僅提供假設檢驗的P值［2-3］. 1996年美國心理學會(APA)的統計推斷機構TFSI建議報道研究結果時應同時提供處理效應的方向、大小及其的可信區間［4］. 1998年Wilkinson和TFSI 建議對于主要結果必須報道效應量，即報道P值時同時應報道效應量［5］. 2001年美國心理學會(APA)科研手冊上規定：論文的結果部分必須報道效應量［6］. 至今已有24種心理學、醫學期刊要求研究者投稿時報道效應量［7］. 國內教科書對Meta分析所涉及的效應量作了簡單介紹，但對效應量的系統研究很少. 依資料類型和研究設計的不同，效應量又有很多種類，我們主要研究方差分析(ANOVA)模型中常用的一類效應量-標準均數差(standardized mean difference).
1材料和方法
1.1材料為研究不同的實驗設計類型的標準均數差的計算方法，我們采用了Bauman等［1］人的實驗數據(表1). 該實驗采用前后測量設計研究了66名四年級學生不同閱讀習慣對理解能力的影響. 閱讀習慣（研究干預）分為：單純朗讀(TA)，閱讀并積極思考(DRTA)，閱讀(DRA)，其中DRA為對照組. 理解能力用錯誤檢測任務(EDT)的得分表示，干預前后兩次測量結果用EDT1， EDT2表示. 該研究考慮了一個控制因素（即研究前的理解能力）：各組前兩列的學生研究前理解能力較低，后兩列理解能力較高.
1.2方法在統計分析中，需要解決均數的對比(contrast)問題，即一個研究有J個處理組，則均數的對比可以表示為：
Ψ=c1μ1+c2μ2+…+cJμJ(1)
其中， c1+c2+…+cJ=0. Ψ=μi-μj是最常見的對比. 對比含有量綱，與反應變量的量綱相同，不能直接用于不同研究間比較；而標準均數差無量綱，可用于不同研究間比較的效應量. 按反應變量的不同，可將標準均數差分為單變量和多變量標準均數差. 不同設計標準均數差計算方法如下：表166名四年級學生接受不同干預后EDT得分情況
1.2.1單變量標準均數差
1.2.1.1單因素完全隨機設計該設計的處理因素有J個水平，實驗擬研究的問題可表示為對比(1)，其標準均數差為：
δ=Ψ〖〗σ(2)
總體參數δ的估計方法：用樣本均數x估計總體均數μ， σ可以用準則一中的一種方法進行估計. 準則一：a設計中的某個處理組的標準差，常用對照組的標準差；b對比中所有處理組的合并標準差；c設計中所有處理組的合并標準差.
當對比中包含所有的處理組時，b， c得到的σ估計值相同，并與ANOVA分析中誤差均方(MSE)正的平方根相等. 當所有處理組滿足方差齊性條件時，c法是估計σ的最佳方法；當不滿足時，用a法估計. Hedges指出按照準則一估計的標準均數差是δ的有偏估計，需要乘以系數1-3/(4df-1)進行校正，其中df為用于估計σ的標準差或合并標準差的自由度［8］.
1.2.1.2多因素設計該設計的因素可為干預因素(處理因素)和控制因素(非研究因素、混雜因素). 當所有因素均為干預因素時，標準均數差的計算與單因素完全隨機設計相同. 多因素實驗中若含有控制因素，如將控制因素與干預因素不加區別，按照準則一計算標準均數差時，會出現相同干預的效應量在不同實驗設計間不可比的問題［1］. 根據所研究對比的特征，標準均數差的計算方法不同，如以2×2析因設計為例，見表2. 設實驗含有：處理因素A(a1，a2)，控制因素B(b1，b2).
表2含有控制因素的多因素設計標準均數差的計算方法
分析目的〖〗對比〖〗標準均數差的計算方法干預因素A的主效應〖〗Ψ=1〖〗2(μa1，b1+μa1，b2)-1〖〗2(μa2，b1+μa2，b2)〖〗準則二：a. 按照干預因素分組，計算各組的標準差；b. 用準則一中的一種方法估計σ.干預因素A在b1水平
的單獨效應〖〗Ψ=μa1，b1-μa2，b1〖〗同準則二.因素A與B的交互作用〖〗Ψ=(μa1，b1-μa2，b1)-(μa1，b2-μa2，b2)〖〗同準則二.控制因素B的主效應〖〗Ψ=1〖〗2(μa1，b1+μa2，b1)-1〖〗2(μa1，b2+μa2，b2)〖〗準則三：a. 按照干預因素及對比中含有的控制因素分組，計算各組的標準差；b. 用準則一中的一種方法估計σ. 控制因素B在a1水平的
單獨效應〖〗Ψ=μa1，b1-μa1，b2〖〗同準則三.
多因素實驗研究的對比可能僅含有控制因素，不含有處理因素，如在2×2×2析因設計中，對比為：
Ψ=1〖〗2(μb1，c1+μb1，c2)-1〖〗2(μb2，c1+μb2，c2)(3)
其中，A為處理因素，B， C為控制因素. 僅含有控制因素對比的標準均數差計算方法：a按照實驗研究的控制因素分組，計算各組的標準差，在對比(3)中，按照因素B分組；b用準則一估計σ.
1.2.1.3含有協變量的多因素設計協方差分析(ANOCVA)通過建立協變量與反應變量的線性回歸關系，對各組的反應變量的均數進行校正后，再進行假設檢驗. ANOCVA標準均數差的計算方法為：用樣本校正均數xc估計總體均數μ，將協變量作為控制因素，按照準則二來估計σ.
1.2.1.4含有重復測量因素的多因素設計含有重復測量因素的設計可分為：①僅含有1個或多個重復測量因素的設計；②含有重復測量因素和觀測間因素的設計. 因為重復測量因素為處理因素，所以①中不存在控制因素引起的相同處理的效應量在不同實驗設計間不可比的問題，標準均數差的計算方法，與因素為處理因素的設計相同. 含有重復測量因素和觀測間因素的設計計算標準均數差時，將重復測量因素作為處理因素，如觀測間因素含有控制因素按照表2中準則二或三計算.
1.2.2多變量標準均數差馬氏距離在多元方差分析中即是一種多變量標準均數差. 馬氏距離公式為：
D=d′R-1d
其中，d為單變量標準均數差向量，R為合并的組內相關矩陣. 實際計算中，馬氏距離可以由多元檢驗統計量Wilkss Λ計算得到：
D=df(1-Λ)Σk〖〗i=1c2i/ni〖〗Λ(4)
其中：k為處理組數， ci， ni分別為i組對比系數和樣本量. df的計算公式為：df=Σni-k.
1.2.3標準均數差的解釋標準均數差的解釋準則不多，因為醫學研究領域所涉及的內容很廣泛，想給出普遍適用的準則，需要冒很大風險. Cohen建議標準均數差為0.2時，效應為小，0.5為中等，0.8為大. 如果樣本滿足正態分布，總體間重疊的比例(percent of overlap， OL%)，有助于標準均數差的解釋. 若處理組與對照組的標準均數差為0.70，那么可認為處理組50％的研究對象反應變量值大于對照組76％的研究對象的值(圖1).
圖1標準均數差與OL%示意圖
2結果
Bauman等人的研究關心閱讀方法TA和DRTA的平均效應與DRA的差別（對比Ψ1）以及閱讀方法TA與DRTA的差別（對比Ψ2）.
Ψ1=1〖〗2(μTA+μDRTA)-μDRA， Ψ2=μDRTA-μTA.
若僅考慮EDT2和干預因素(閱讀習慣)，本例的研究設計為單因素完全隨機設計. 表3為各組的均數和標準差，表4為對比Ψ1， Ψ2的標準均數差. 按照Cohen準則，兩對比均為中等效應. 校正后Ψ2的效應量為0.697，可認為50％閱讀并積極思考的學生的EDT成績高于76％的單純朗讀的學生成績.表3各組EDT1， EDT2成績表4單因素完全隨機設計標準均數差
若將EDT2作為研究的反應變量，考慮干預因素A和控制因素B(閱讀能力)，本例為析因設計. 為了便于公式的演算，假設干預因素為兩水平(TA， DRTA)，本例研究干預因素、控制因素的主效應、單獨效應及兩因素的交互作用. 這些效應的可以用表2中相應的對比表示，其標準均數差的計算見表5.表5多因素設計各組EDT2成績及標準均數差
若將EDT2作為研究的反應變量，考慮干預因素，并將干預前的測量結果EDT1作為協變量，本例為含有協變量的單因素設計(協方差設計). 通過協方差分析，各組校正后的均數見表6. 按照校正均數計算對比Ψ1， Ψ2的標準均數差，見表6.
將EDT作為研究的反應變量，考慮干預因素和重復測量因素，干預前后EDT做了兩次，重復測量因素有兩水平，本例為含有1個重復測量因素的兩因素設計. 不同閱讀方式的效應用兩次測量的差值表示，兩對比Ψ1， Ψ2可以表示為：表6各組EDT2成績及標準均數差
Ψ1=1〖〗2(μEDT2，TA-μEDT1，TA)+1〖〗2(μEDT2，DRTA-μEDT1，DRTA)-(μEDT2，DRA-μEDT1，DRA)，
Ψ2=(μEDT2，DRTA-μEDT1，DRTA)-(μEDT2，TA-μEDT1，TA).
根據表3，可計算對比Ψ1， Ψ2的標準均數差分別為1.018， 0.439.
將EDT1， EDT2作為研究的反應變量，考慮干預因素，本例為多元單因素完全隨機設計. 對比Ψ1，Ψ2中的μ為均數向量，檢驗統計量Wilkss Λ，可以用SAS/GLM CONTRAST計算得到［9］. 由公式(4)可計算對比Ψ1，Ψ2的多元標準均數差D分別為1.228， 0.689.
3討論
標準均數差是方差分析模型中常用的一類效應量，也是目前心理學、醫學研究領域和Meta分析中最常用到的效應量. 本文按照不同的實驗設計，考慮相同干預不同設計間效應量的可比性，介紹了標準均數差的計算方法，總結給出了相應的計算準則，并給出了實例. Meta分析常遇到研究干預相同、研究設計不同的情況下，效應量的計算問題. 本文介紹的標準均數差的計算方法可以很好的解決這一問題. 另外，本文介紹的標準均數差的計算可適用于兩組和多分組的情況，有些資料和文獻上針對兩組資料的比較對標準均數差進行介紹. 專用于兩組比較的標準均數差有：Cohens d，Glasss Δ，Hedgess g和Cohens f2 ［10］.
盡管APA和24種期刊要求研究者進行假設檢驗時，必須報道一種或多種效應量作為其補充，但是對效應量能否幫助研究者或讀者提供有關干預效應有無實際意義的信息，也有統計學家提出疑問［1］. Cohen對標準均數差解釋制定的準則，能否適用醫學研究領域，也存在爭議. Cohen也建議統計學者制定其他的準則來解釋標準均數差. 目前，國內的生物醫學期刊還未要求報道效應量，國外對效應量的研究和報道較多，尤其是在心理測量領域的研究，并有關于效應量誤用的分析報道，因此我國生物醫學論文要求報道效應量是未來的發展趨勢.
【參考文獻】
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［8］ Hedges LV. Distributional theory for Glasss estimator of effect size and related estimators［J］. J Educ Stat， 1981，(6):107-128.
很多科研人員(包括臨床醫生)在進行科研工作過程中，習慣用專業知識取代一切其他知識。其突出表現是：等科研工作已經完成，甚至論文已寫完，因某些數據處理有問題被退稿時，才想起要找統計學工作者幫助處理論文中的實驗數據；考慮問題稍周到一些的科研人員在科研工作完成之后，在撰寫論文之前就想到要運用統計學知識來分析實驗數據。這兩種運用統計學的科研人員都是在把統計學當作分析數據的“計算工具”或當作發表學術論文的“敲門磚”，是對統計學重要性認識不足的突出表現。理由很簡單，科研數據是否正確可靠、是否值得進行數據分析、結論是否可信等一系列重要問題都沒有令人信服的證據來幫助說明，換句話說，若缺乏科研設計或科研設計不科學、不完善，即使花費10年時間和數億人民幣進行調查或實驗獲得了大量科研數據，與某人用計算機產生的毫無專業含義的任意多個隨機數據沒有什么區別，除了浪費了大量國家和人民的血汗錢，對科學技術進步、對人類的貢獻不僅為零，甚至是負數！因此，在進行科研工作之前，制定科學完善的科研設計方案，特別是其中的實驗設計方案或調查設計方案的質量好壞，是科研工作成敗的關鍵所在！
科研設計包括專業設計和統計研究設計。專業設計主要包括基本常識和專業知識的正確、全面、巧妙地運用；而統計研究設計包括實驗設計、臨床試驗設計和調查設計。值得注意的是：在很多科研人員所做的科研課題中，不僅嚴重忽視統計研究設計，就連專業設計也有嚴重錯誤，主要表現在犯了基本常識錯誤和違背專業知識錯誤。這類錯誤所發生的頻率還相當高，是一種不能容忍的不正常現象！
在統計研究設計所包含的3種研究設計中，實驗設計是最重要的，因為很多關鍵性的內容都包含在其中，其核心內容是“三要素”、“四原則”和“設計類型”。所謂“三要素”就是受試對象(或調查對象)、影響因素(包括試驗因素和重要的非試驗因素)和實驗效應(通過具體的觀測指標來體現)；所謂“四原則”就是隨機、對照、重復和均衡原則，它們在選取和分配受試對象、控制重要非試驗因素對觀測結果的干擾和影響、提高組間均衡性、提高結論的可靠性和說服力等方面將起到“保駕護航”的作用；所謂“設計類型”就是實驗中因素及其水平如何合理搭配而形成的一種結構，它決定了能否多快好省且又經濟可靠地實現研究目標。科研人員若對重要非試驗因素考慮不周到、對照組選擇不合理、設計類型選擇不當或辨別不清，導致科研課題的科研設計千瘡百孔、數據分析濫竽充數、結果解釋稀里糊涂、結論陳述啼笑皆非。下面筆者就“實驗設計”環節存在的問題辨析如下。
1 在分析定量資料前未明確交代所對應的實驗設計類型
人們在處理定量資料前未明確交代定量資料所對應的實驗設計，對數千篇稿件進行審閱后發現，大多數人都是盲目套用統計分析方法，其結論的正確性如何是可想而知的。這是一條出現非常頻繁的錯誤，應當引起廣大科研工作者的高度重視。
2 臨床試驗設計中一個極易被忽視的問題——按重要非試驗因素進行分層隨機化
例1：原文題目為《氣管舒合劑治療支氣管哮喘的臨床觀察》。原作者寫到：“全部病例均來源于本院呼吸專科門診和普通門診，隨機分為治療組40例和對照組30例。其中治療組男21例，女19例；年齡21～55歲，平均(36.28±9.36)歲；病程2～23年，平均(10.31±17.48)年；病情輕度者16例，中度24例。對照組30例，男16例，女14例；年齡20～53歲，平均(35.78±9.53)歲；病程3～24年，平均(11.05±6.47)年；病情輕度者13例，中度者17例。兩組間情況差異無顯著性，具有可比性。”請問這樣隨機化，其組間具有可比性嗎？
對差錯的辨析與釋疑：顯然，研究者在試驗設計時未對重要非試驗因素采用分層隨機保證各組之間的可比性。這條錯誤的嚴重程度為不可逆，出現不可逆錯誤意味著原作者的試驗設計具有無法改正的錯誤，必須重做實驗！究其原因，主要是原作者未理解統計學上隨機的概念。統計學上隨機化的目的是盡可能去掉人為因素對觀測結果的干擾和影響，讓重要的非試驗因素在組間達到平衡。稍微留意一下原作者隨機化分組，明顯帶有人為的痕跡，治療組40人比對照組30人多出10人；治療組病程的標準差17.48是對照組病程的標準差6.47的近3倍。筆者很疑惑怎樣的隨機化才能達到如此的不平衡？事實上隨機化有4種：子總體內隨機、完全隨機、分層隨機和按不平衡指數最小原則所進行的隨機，原文條件下應當選用分層隨機，即以兩個重要的非試驗因素(性別和病情)水平組合形成4個小組(男輕，女輕，男中，女中)，然后把每個小組內的患者再隨機均分到治療組和對照組中去，這樣分層隨機的最終結果一定是治療組和對照組各35人，且使2組間非試驗因素的影響達到盡可能的平衡，從而可大大提高組間的可比性。在本例中，若“病程”對觀測結果有重要影響，在進行分層隨機化時，在按“性別”和“病情”分組的基礎上，還應再按“病程”(設分為短、中、長)分組，即共形成12個小組，將每個小組中的患者隨機均分入治療組與對照組中去，這是使“性別、病情、病程”3個重要非試驗因素對觀測結果的影響在治療組與對照組之間達到平衡的重要舉措，也是所有臨床試驗研究成敗與否的最關鍵環節！
3 實驗設計類型判斷錯誤
例2：某作者欲觀察甘草酸、潑尼松對慢性馬兜鈴酸腎病(AAN)腎損害的干預作用，于是，進行了實驗，數據見表1。原作者經過用甘草酸和潑尼松分別與同期正常對照組和模型組比較，一個P＜0.05，另一個P＜0.01，于是得到甘草酸、潑尼松對慢性AAN腎損害具有一定程度的保護作用，且潑尼松的效果更佳。請問原作者的結論可信嗎？表1 各組大鼠血BUN及SCr變化比較（略）注：與正常對照組同期比較，*P＜0.05，**P＜0.01；與模型組同期比較，P＜0.05，P＜0.01
對差錯的辨析與釋疑：本例錯誤極為典型，通常科研工作者欲觀察某種藥物是否有效，習慣上會建立正常對照組、模型組(即該藥物擬治療的病態組)和在模型組基礎上的用藥組(如本例中甘草酸組和潑尼松組)。這樣的設計本身并沒有錯，但這僅僅是專業上的“實驗安排(可稱為多因素非平衡組合實驗[1])”，而并非是統計學中所說的某種標準實驗設計類型。寫在“組別”之下的4個組，并非是一個因素的4個水平，而是2個因素水平的部分組合。這2個因素分別是“是否建模(即正常與模型2個水平)”和“用藥種類[即不用藥(相當于安慰劑)、用甘草酸和用潑尼松3個水平]”。2個因素共有6種水平組合，即“組別”之下缺少了“正常基礎上用甘草酸”和“正常基礎上用潑尼松”。這樣設計的實驗才可能反映出“是否建模”與“用藥種類”2個因素之間是否存在交互作用。
在本課題研究中，由于未在實驗前作出正確的實驗設計，處理數據時錯誤就悄然產生了。具體到本例，從原作者在表1的注解中可以看出，通過單因素方差分析分別比較同期(即相同觀測時間點)的甘草酸組和潑尼松組與正常對照組和模型組之間的差別是否有統計學意義。這樣的做法有3個嚴重錯誤：第一，嚴格地說，在模型組基礎上的用藥組是不適合直接與正常對照組相比較的，因為這樣的比較解釋不清到底是藥物的作用還是由于模型未建成功而造成的假象；第二，將各個時間點割裂開分別比較破壞了原先的整體設計，數據利用率降低，誤差估計不準確，導致結論的可信度降低。將一個重復測量實驗的各個時間點割裂開來考察，就等于在各個片段上估計實驗誤差、作出統計推斷，好像盲人摸象一樣，摸出來的結果差別何其之大；第三，要想說明兩種藥物哪個效果更佳，在得出差別具有統計學意義的基礎上，衡量的標準是應看組間平均值的差量的大小而不應看P值是否足夠地小，不能說P＜0.01時就比P＜0.05時更有效，這種忽視實驗誤差、忽視絕對數量和脫離專業知識的想法和做法都是不妥當的。
如何正確處理表1中的實驗資料呢？關鍵要正確判定該定量資料所對應的是什么實驗設計類型。由前面的分析可知，表1定量資料對應的是“多因素非平衡組合實驗”，而不是某種標準的多因素實驗設計類型。明智的做法是對“組別”進行合理拆分，即根據專業知識和統計學知識，對“組別”之下的所有組重新進行組合，應使每種組合對應著一個標準的實驗設計類型。正確地拆分結果分別見表2和表3。表2 正常對照組與模型組大鼠血BUN及SCr變化的測定結果（略）表3 模型組和2個用藥組大鼠血BUN及SCr變化的測定結果（略）
事實上，由科研習慣形成的這一套實驗方案筆者形象地稱之為多因素非平衡的組合實驗，或者說，它是實驗設計的表現型。通常可以進行統計分析的都必須是標準型(即統計學上所說的某種實驗設計類型)，因此需要能看出代表表現型本質的原型(本例中組別之下應該有6個組，這6個組構成一個2×3析因設計結構，但原作者少設計了2個組)。通常需要將表現型或/和原型拆分成標準型后再選擇合適的統計分析方法進行數據分析。本例根據原作者的意圖，可以將表1拆分成2個標準型，形成2個具有一個重復測量的兩因素設計定量資料，見表2和表3。相應的統計分析方法就是具有一個重復測量的兩因素設計定量資料的方差分析。此處請讀者注意：第一，具有一個重復測量的兩因素設計定量資料的方差分析和一般的方差分析雖然都叫方差分析，但它們的計算公式卻有本質區別，絕不可混用；第二，重復測量因素(本例中為時間)不要與實驗分組因素(表2中叫“是否建模”；表3中叫“藥物種類”)同時列入左邊，它們是本質不同的兩種因素，一般應該把“重復測量因素”放到表頭橫線下方。
通過本例可以看出，在實驗前明確實驗設計是多么重要的一件事情。試想，若讓本例原作者寫明他的實驗設計類型，他必然就會對基本的實驗設計類型作一番調查和學習，自然就能發現他所“設計”的實驗并不是統計學上相應的實驗設計。那么通過咨詢相關人士必能做出比較正確的實驗設計，不僅可以提高科研設計水平，而且可以大大提高科研課題和論文質量。
例3：原文題目為《土荊芥-水團花對胃潰瘍大鼠黏膜保護作用的研究》。原作者使用單因素多水平設計定量資料方差分析處理表4中的數據。請問原作者這樣做對嗎？表4 各組黏膜肌層寬度、再生黏膜厚度變化（略）注：與正常組比較，aP＜0.05；與NS組比較，bP＜0.05；與CP 10 mg·kg－1 組比較，cP＜0.05
對差錯的辨析與釋疑：本例涉及到統計學三型理論[1]中的一些概念，簡單地說就是可以直接進行統計分析的來自標準設計的數據表叫標準型，反映問題本質但并非是標準型的數據表叫原型，而掩蓋了原型信息的數據表叫表現型。“組別”之下的6個組，似乎是某個因素的6個水平，其實不然！這6個組涉及到多個試驗因素，應對“組別”拆分重新組合后，再分別判定各種組合所對應的實驗設計類型，并選用相應的統計分析方法。組合1：空白對照組(正常)、陰性對照組(NS)，這是單因素兩水平設計(簡稱為成組設計)。由于正常組無實驗數據，故該組合無法進行統計分析；組合2：NS組、RA組、CP(20/mg·kg-1)組，這是單因素3水平設計，因素的名稱叫“藥物種類”；組合3：NS組、CP(10/mg·kg-1)組、CP(15/mg·kg-1)組、CP(20/mg·kg-1)組，這是單因素4水平設計，因素名稱叫CP的劑量(其中，NS組可視為CP的劑量為0)。
對于組合2和組合3，若定量資料滿足參數檢驗的前提條件，可選用相應設計定量資料的方差分析，否則，需要改用相應設計定量資料的秩和檢驗。
4 人為改變設計類型且數據利用不全
例4：某作者使用表5中的數據進行分析，欲比較治療組和對照組在治療后的各個時間點的療效情況，使用的分析方法為一般卡方檢驗，請問原作者這樣做對嗎？
對差錯的辨析與釋疑：從給出的統計表可以看出，該作者有意或者無意之間收集了一類相當復雜的實驗設計類型下的定性資料，結果變量為多值有序變量的具有一個重復測量的兩因素設計定性資料，處理這個設計下收集的定性資料要使用相應設計定性資料的統計模型分析法。由于上述方法過于復雜，因此，通常在實際運用中，實際工作者將重復測量因素武斷地視為實驗分組因素，從而使該資料變為結果變量為多值有序變量的三維列聯表資料。在已經出錯的前提下，原本應當使用CMH校正的秩和檢驗或者有序變量的多重logistic回歸分析處理資料。然而，該作者顯然在此基礎上進一步合并了數據，將結果變量變成二值變量(有效、無效)，也就是說，原作者實際使用的僅僅是最后一列數據(即總有效率)，并且最為嚴重的錯誤是將三維列聯表資料強行降維成二維列聯表資料，使用一般χ2檢驗進行分析。經過一系列的簡化與錯誤合并，最后結論的可信度還剩下多少呢？表5 原作者對2組療效比較的試驗設計及數據表達（略）注：與對照組同期比較，*P＜0.05
由于篇幅所限，這類錯誤筆者只給出1例，實際上此類例子在很多雜志中普遍存在。這說明在進行實驗設計時，很多研究人員并未做到心中有數；分析數據時，按自己熟悉的簡單統計分析方法所能解決的數據結構強硬地改造數據，嚴格地說，在用表格表達實驗資料的那一剎那就已人為改變了資料所對應的實驗設計類型，這種做法的科學性和得出結論的正確性都將受到質疑[2]。
5 正交設計及數據處理方面的錯誤
人們在進行正交設計和對正交設計定量資料進行統計分析時，常存在下列3個誤區：很多人過分強調用正交設計可以大大減少實驗次數，因此，無論各實驗條件(正交表中的每一行)下的實驗結果波動有多大，都不做重復實驗，這是第1個誤區；將正交表各列上都排滿試驗因素，用對實驗結果影響最小的試驗因素所對應的標準誤作為分析其他因素是否具有統計學意義的誤差項，導致誤差項的自由度較小，結論的可信度較低，這是第2個誤區；在對正交設計定量資料進行方差分析后，即使存在多個無統計學意義的因素，仍對少數幾個有統計學意義的因素進行解釋，未將無統計學意義的因素合并到誤差項中去重新估計實驗誤差，以獲得具有較大自由度的誤差項，這是第3個誤區。
參考文獻
關鍵詞：轉染基因Nanog內皮細胞上皮細胞混合種植聚砜膜中空纖維腎小管
生物人工腎(bioartificialkidney，BAK)是腎臟組織工程研究的重點之一。BAK的研究包括兩個方面：生物人工腎小管和生物人工腎小球。當前，腎臟組織工程研究已取得了極大的進展，但仍存在關鍵的問題有待解決。如何在一定時間內快速獲得大量的組織工程種子細胞；如何讓構建的生物人工濾器既有生物人工腎小球的濾過與抗凝功能，同時又有生物人工腎小管的重吸收及內分泌功能。針對如何提高一定時間內種子細胞產量的問題，我們在先前的研究中應用促細胞增殖的人Nanog基因(hNanog)來促進種子細胞的增殖。而對生物人工濾器功能兼備的問題，在本研究中我們采用了種子細胞混合種植的方法。
一、材料與方法
1、材料伊格爾最低濃度必需介質(EMEM)培養基(美國Gibco)，胎牛血清(FCS，美國Hyclone)，胰酶(美國Sig-ma)，PKH26及PKH67(美國Sigma)，Hoechst33342(美國Sigma)。JSM—6000F掃描電鏡(日本JEOL公司)。腎小管上皮細胞(HKC)由南京醫科大學楊俊偉教授饋贈，血管內皮細胞(ECV304)由軍事醫學科學院三所細胞室贈送，轉染種子細胞的rAAV2-hNanog重組病毒由北京本元正陽生物技術公司包裝完成，轉染rAAV2-hNanog重組病毒的2種細胞ECV304、HKC由本實驗室制備并保存。
2、中空纖維上混合細胞的分布
2.1混合細胞的PKH26/PKH67標記：將轉染hNanog基因的兩種細胞ECV304及HKC細胞各接種在75cm塑料培養瓶中，置于37℃、體積分數為0.05的CO2孵箱中，用10%的FCSEMEM進行培養。當兩種細胞各生長至匯合時，用0.25%的胰酶消化、離心并沉淀細胞后，然后再用無血清的EMEM洗滌細胞，400g/min離心，共5min，然后棄去上清，使殘留上清不要超過25μl，然后在獲得的細胞沉淀中加入1ml稀釋劑C溶液，輕輕吹打形成細胞懸液；按照PKH26和PKH67試劑盒說明書分別配制4×10-6mol/L的PKH26溶液和4×10-6mol/L的PKH67溶液，然后把ECV304細胞懸液加入到PKH26染液、HKC細胞加入到PKH67染液中，各自吹打均勻，并于室溫下放置2～5min。之后加入2ml血清，室溫下放置1min，再用10%EMEM4ml稀釋上述細胞懸液，25℃條件下1200r/min離心，共10min，棄去上清，去除染色液。用10%EMEM沖洗ECV304、HKC細胞4次，然后將細胞移到另一新管中，加入10ml完全培養基，離心，重懸，使兩種細胞各自的密度調整在(1.0～2.0)×107/ml，然后把兩種轉染細胞ECV304與HKC細胞懸液等體積混合，輕輕吹打均勻，制成混合細胞懸液。
2.2標記細胞的種植：將實驗組及對照組的AV400濾器(Fresenius公司0.7m2)均用無血清的EMEM培養基沖洗，再把無血清EMEM配制的層黏連蛋白0.74mg/ml[1]注入濾器中，置于37℃孵箱中1h，之后將其抽去。然后把標記的種子細胞混合液平均分成4次注入濾器內腔，兩次注射時間間隔為1h，每次注射完畢后按方向標記放置濾器，待下次注射結束后依照固定方向將濾器轉動90°，總共進行4次，完成360°循環。對照組只在AV400濾器中注入不含細胞的培養基，注射方法及放置方法同實驗組。最后把兩組濾器的外腔注滿培養基，置于37℃、體積分數為0.05的CO2孵箱中培養，濾器中培養液pH<7.2時即予以更換。于培養第5天時從兩組濾器中取出中空纖維，用刀片將纖維絲縱向剖開，磷酸鹽緩沖液(PBS)溶液沖洗2次，然后在熒光顯微鏡下觀察2種轉染細胞在中空纖維上的分布。
3、混合細胞在中空纖維上生長狀態的觀察把2種已轉染人Nanog基因的ECV304、HKC置于37℃、體積分數為0.05的CO2孵箱中，用10%FCSEMEM進行培養。當兩種細胞生長至匯合狀態時，用0.25%的胰酶消化，并對2種種子細胞進行細胞計數。實驗組及對照組所用AV400濾器仍用層黏連蛋白包被。把2種轉染細胞的密度調至(1.0～2.0)×107/ml，然后把兩者等體積混合，輕輕吹打均勻，制成混合細胞懸液，然后把細胞混懸液注入濾器內腔，注射方法與放置方法同2.2部分。對照組只在AV400濾器中注入不含細胞的培養基，注射方法及放置方法同實驗組。最后將兩組濾器外腔注滿培養液，置于37℃、體積分數為0.05的CO2孵箱中培養，濾器中培養液pH<7.2時即予以置換。第7天時從兩組濾器中取出中空纖維，用0.1mol/LPBS沖洗1次，然后再用2.5%戊二醛于4℃冰箱中固定2h，之后再用0.1mol/LPBS溶液沖洗，用刀片將中空纖維沿縱向剖開，再用0.1mol/LPBS溶液沖洗2次，最后把剖開的中空纖維置于1%鋨酸中，4℃冰箱中固定1h。標本制作完成后，進行掃描電鏡檢測。
二、結果
1、中空纖維上混合細胞PKH26及PKH67標記檢測：經PKH26染色的ECV304轉染細胞及經PKH67染色的HKC轉染細胞混合種植于聚砜膜中空纖維上后，可見兩種種子細胞呈點片狀分布在聚砜膜中空纖維上。熒光顯微鏡下，ECV304細胞呈現紅色，而HKC呈現黃綠色。而對照組則無紅色或黃綠色的點片狀細胞群分布。
2、中空纖維上混合細胞的生長形態：轉染的ECV304細胞與轉染的HKC細胞混合種植于聚砜膜中空纖維內腔7d后，掃描電鏡檢測：對照組未見細胞生長；混合細胞在中空纖維內腔上呈片狀生長，并可見細胞表面的微絨毛。
三、討論
早期的腎臟組織工程主要是模仿腎小球的濾過功能，人們利用具有類似腎小球濾過功能的生物膜(如聚砜膜)建立了血液透析的方法。然而，血濾器在血透過程中易出現血栓，最終導致濾過功能下降。為解決血濾器中出現血栓的問題，有人將轉染水蛭素基因的內皮細胞種植在生物膜材料上，制成生物人工腎小球[3，4]，但這種具有抗凝功能的生物人工腎小球只能對小分子溶質進行清除和濾過，缺乏物質重吸收及內分泌等重要功能。
生物人工腎小管是把腎小管上皮細胞種植在中空纖維腔內，上皮細胞在中空纖維內腔的表面黏附生長并形成單層，從而發揮小管上皮內分泌、重吸收作用[4-8]，但它缺乏抗凝的功能。在透析過程中，生物人工腎小管仍需要使用肝素抗凝。對血透患者來說，長期使用普通肝素(UFH)可引起脂質代謝異常，加重患者的脂質代謝紊亂[9，10]。盡管有研究認為，血透過程中使用低相對分子質量肝素(LMWH)在一定程度上可以緩解高脂血癥和改善脂質代謝，但John等[11]的研究證明，無論使用UFH還是LMWH，均有導致嚴重的肝素誘發性血小板減少癥的可能(heparin-in-ducedthrombocytopenia，HIT)。因此，把兩種種子細胞混合種植在聚砜膜中空纖維上，構建一種兼備血管內皮細胞抗凝功能、小管上皮細胞內分泌及重吸收功能的新型生物人工腎小管，是克服既往生物人工腎小球/腎小管不足的一個可行的方法。
