在明示了试验特点的文献中,多中心、国产药(试验组) 类研究的差别分布似不均衡,而老年、卒中、癌症和其它疾病伴发抑郁类研究的分布出现反向,但数据均较少。另外,16 ,30和108 号试验两组数据的差别偏大,见表2 。

    　注:性别比:男女病例数之比; n+ :试验组均值或比值大于对照组的试验数; n= :两组相等的试验数; n- :对照组大于试验组的试验数。老卒癌它:老年、卒中、癌症和其它疾病患者伴发的抑郁。
    2.2.2 　符号检验　将表1 中HAMD 基值( n+ 和n- ) 的数据代入配对资料符号检验的简便公式:
    χ*2 = [| n+ - n- | - 1 ]*2 / ( n+ + n- )= (52 - 28 - 1) 2 / (52 + 28) = 6. 6125
    大于χ*2(1 ,0. 02) = 5. 412 ( P < 0. 05) ,即试验组HAMD 基值大于对照组的研究数目( n+ ) 多于对照组大于试验组的研究数目( n- ) ,差异具有统计学意义。按照上述方式计算得到两组年龄的χ*2 值为1. 4925 , 小于χ*2(1 ,0. 05) = 3. 841 ,没有统计学意义。
    2.2.3 　Ridit 检验　以性别比与病程病期合计的差别分布值(54 ,4 ,55) 计算相应的标准R 值有:0. 2389 、0. 4956 和0. 7566 。计算两组群HAMD 基值差别分布的R 值,RHAMD 为0. 4219 ,进行显著性检验有:
  u = | 0. 5 - RHAMD | / [ ( n1 + n2 ) / (12 n1 n2 ) ]*1/ 2 = | 0. 5 -0. 4219| / [ (113 + 82) / (12 ×113 ×82) ]*1/ 2 = 3. 47581大于2. 56 , 两组群差别分布的差异具有统计学意义( P <0. 01) 。
    2.3 　HAMD 基值Meta 分析
    以w , d , s 分别表示权重、效应大小(均值差) 和标准差(两组合并的标准差si ) ,且将表2 数据代入公式wi = n1i*n2i ) /( n1i + n2i ) , si = [ ( ( n1i - 1) s1i*2 + ( n2i - 1) s2i*2 ) / ( n1i + n2i -2) ]*1/ 2 , di = ( x1i - x2i ) / si 计算各项研究相应值后,进行Meta分析的合并有:
    Σwi = 1403. 33 , Σwi d i = 140. 85 , Σwi d*2i= 186. 02
    除2 项没有标准差数据(0) 的研究以外,共有80 项研究,HAMD 基线的加权均数差和方差分别为:
     
       

    由于95 %的可信区间不包含0 ,所以拒绝检验假设,即认为试验组的HAMD 基线值与对照组的基线值不同,或试验组群HAMD 基值比对照组群大0. 10 ,95 %可信区间0. 047～0. 153。
    3 　讨论
    对入选的82 篇或项随机对照双盲临床试验定性和定量的分析显示,试验组群的HAMD 基值与对照组群的存在差异,试验组群比对照组群大约0. 10 ,但对于其他基线指标,两组群似比较均衡。键入“偏倚”检索《中国医院数字图书馆》中CNKI 期刊全文库的临床医学部分,获得76 篇文献(2006-01检索) ,未见相同内容的文献,但有2 篇的部分内容文献相同。采用“bias AND randomized cont rolled t rials AND(baseline OR clinical characteristics) ”检索Medline ,获得398篇文献(2006-01 检索) ,没有相同内容的文献,但有3 篇的部分内容相同。
    不同于上述结果(未显示两组病例数的差别分布存在差别) ,金晓东等和赵国玺等对国内的随机对照双盲临床试验中两组例数和剔除例数的实证分析显示:试验组的病例数多于对照组,而对照组剔除的例数多于试验组;剔除例数不匀是例数差别的重要原因。这种不一致可能是上述82 项的样本仍然较少所致。然而,Tierney 等对国外的药物治疗肿瘤方面的14 个Meta 分析中133 项随机对照试验的剔除偏倚(exclusionbias) 的实证研究显示,试验组群剔除的病例偏多(未进行统计学处理)。根据论文中的方框图,我们对数据进行定性转换有:在14 对组群(试验与对照) 中,12 个试验组群剔除的例数多于其对照组群,1 个的两组群似相等,1 个试验组群剔除的例数少于其对照组群(符号检验显示具有统计学意义) 。Berger 等通过自己积累的资料发现,14 项随机试验可能( suspicious) 存在选择偏倚或基线不匀,并认为这只是冰山一角。在Martinsson 等进行的一项Meta 分析中,两项随机对照试验的基线不匀,试验组病情严重者较多。这些结果通过个案或系列个案的方式,印证了上述结果。
    上述的检索方法,必定遗漏一些有关的随机双盲试验,故而这项研究是一种“抽样”研究。虽然有些研究的两组例数或HAMD 基值的差别偏大(表2 中16 ,30 和108 号试验) ,但因作者明示为随机分组,故没有剔除这些研究。然而,这些数据如同个案一样,具有一定的印证作用。
    一般来说,两组基线不均衡的主要原因包括,随机分组不规范和剔除病例不规范。这种不规范的操作现象,反映出自觉或不自觉的引起主观偏倚的倾向,而主观偏倚,包括组别偏倚和剔除偏倚的方向大多是偏袒试验组———一定程度夸大了试验组的疗效。所以,我们定性地推测,在药物治疗抑郁症的随机对照双盲临床研究中,由于部分试验的基线不匀,“总体”治疗效果可能被夸大。然而,这只是一个双盲试验基线偏倚的实证研究案例,有必要开展更多的研究———其他药物的研究或其他数据处理方法的研究。另外,我们很难解释HAMD 基线指标不均衡的明确原因、对总体疗效结果的确切影响和“作用机制”。这或许是值得注意和研究的问题。应积极推广CONSORT 标准(《随机试验报道的统一标准》,Consolidated Standards of ReprotingTrials) ,清晰地完整地介绍随机试验的情况,以便全面显现宝贵的试验成果,更好地分析试验的质量,解读试验的结果。