两种测量方法定量测量结果的一致性评价

现代预防医学２００７年第３４卷第１７期Ｍｏｄｅｒｎ

ＰｒｅｖｅｎｔｌｖｅＭｅｄｉ㈣ｉ，２００７，Ｖ０１．３４．Ｎ０１７

中国分类号：Ｒ１９５ｌ

文献标识码：Ａ

３２６３

文章编号：１００３—８５０７【２００７１１７—３２６３—０５

【论著】

两种测量方法定量测量结果的一致性评价

李镒冲，李晓松

摘要：［目的］电鞍两种测量方法定量删置结果曲ｒ一致性、平价方法的优劣，［万击］虚覃竞对ｃ盎验、篱单ｊ＝｝＿｛是分析、组内糯关系数以及Ｂｌａｎｄ—Ａｌｔｍ珊１法对某一致性较好的实例以及其衍生出的系统误差鞍大、随机误差鞍大■厦测量范围局限３群情况进行一致性评价。［蛄采］对实例一致性评价中，简单相是分析、组内：Ｈ关系数与Ｂｌｍｌｄ—Ａｌｍｌａ一１法显示一致性较好．配对ｔ检验显示一致性较差；系统误差较大情况下．简单相关分析显示载好一致性，而配对ｔ柠验、组内相关系教与Ｂｌａｎｄ—Ａｌｔｍａｎ法显示一致性较差；随机误誊较大情况下．配对ｔ检稿显示一致性较好，而简单相关势析、组内相关系教与Ｂｔａｎｎ－ｄＡｈｍａｎ法显示一致性较差；在删量范国局艰面随机误差和系统误差均小情况下，配对ｌ桂垃与ＢｌｍＩｄ＇Ａｌｔｍａｎ法显示较好一致性，而筒单相关分析与组内相关系数显示一致性较差。［结论］配对ｔ挫蹬与简单朽关分析作为一致性评价方法有硝曼缺陷，而组内相关系数与Ｂｌａｎｄ—Ａｈｍａｎ法虽有一定局限但可作为一致性评价的优选

方法。

关键词：一一致性；配对￡拴验；筒单相关系数；组内相关系数Ｂｌａｎｄ—Ａｌｈｎａｎ法

ＥＶＡＬＵＡＴｌ０ＮＯＮＤＩＦＦＥＲＥＮＴＡＳＳＥＳＳＭＥＮＴＭＥＴＨＯＤＳＯＦＣＯＮＳＩｓＴＥＮＣＹＯＦＱＵＡＮＴＩＴＡ・。ＴＩＶＥ

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Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ．ｃ＾ｅｎｇｄｕ６１００４１．Ｃｈｉｎａ）

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Ｂｌａｎｄ－ＡＩｔｍａｅｍｅｔｈｏｄ

在医学和公共卫生研究领域．常需评价两种仪器、两种方法或两个测量者测量结果的一致性。如临床医生趋向于应用更方便、快捷、经济、安全的仪器来代替传统的测量仪器或方法，但欲使用新仪器（方法）取代旧仪器（方法），必须保证新旧两仪器（方法）测量结果的一致性、等价性或叫交换性。目前国内用于评价定量数据两种测量结果一致｜生的方法有配对ｔ检验和简单相关分析。也有采用组内相关系数的报道，ｆ日存

在一定的误用。国外有采用Ｂｌａｎｄ—Ａｈｍａｎ法评价一致性的报道。本文主要探讨此几种常虬方法的应用条件、限制以及优劣。

ｌ方法

设两种定量数据的测量仪器分别为Ｍ和Ｎ仪器、仪器ｉ（ｉ＝Ｍ，Ｎ）对测量对象Ｊ（ｊ＝１，

．ｎ）的测量结果为ｘ。

进一步，假定测量值ｘ。＝弓十Ｂｉ＋Ｅ，，其中ｌ４Ｌ表Ｎｊ个测量对象的真值，Ｂ代表第ｉ个仪器对测量对象ｉ的系统误差（ｂｉａｓ）．Ｅｉ代表第ｉ个仪器对测量对象，的随机误差（ｅｌＴｏｒ）。

作者简介：李镒冲（１９８２一），男，在读硕士研究生．研究方向：统计

方法与卫生决策

通讯作者：李晓松，男，教授，博士生导师．研究方向：卫生统计学

研究．Ｅ—ｍａｉｌ：ｉｉｘｉａｏａｏａ９１１０１＠ｉ２６．ｅｏｍ

作者单位：四川大学华西公共卫生学院．成都，６１００４１

假定卫服从正态分布Ｎ（№，仃；），Ｂｉ来自于正态分布Ｎ（斗＊，ｄ二），马来自于止态分布Ｎ（ｏ。ａ二）。一般地，ｔ、Ｂ。

与Ｅ。是相互独立的二。翔。

万方数据　

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ＰｒｅｖｅＩｄｌｖｅＭｅｄｉｃｉｎｅ，２００７，Ｖ０１．３４．＾０１７

１．１配对￡检验

Ｈｏｗｅｌｌ（１９８７）【”以及陈玉平（２００５）等…曾使用配对ｔ检验作为衡量一致性的方法。配对ｔ检验的原理是两测量仪器Ｍ、Ｎ结果差值与均数为零的总俸进行比较，即检验Ｅ（Ｘ。一Ｘ。）是否为零。容易得鲥：

Ｅ（ｘ圹ｈｊ＝Ｅ（’ｐＢｑ＋ＥＭ－＇８－Ｂ＊一‰）＝Ｅ（Ｂ旷‰）＝斗盯‘№

可见．配对￡检验主要检验的是两测量仪器的系统误差是否有差别，即对两测量结果的系统误差敏感．但不能兼顾随机误差。

１．２

Ｐｅａｒ，ｏｎ积距相关系数

相关系数也被用于评价定量数据两种测量结果的一致性““。相关系数是用丁表示两定量资料线形相关关系的柑切程度，是基于测量个体问变异以及测量方法间变异计算得到的。

Ｍ仪器测量值之方差为ｅｒｒ‘＋ｏ－”Ｍ。＋口孟，Ｎ仪器测量值之方差为西＋口忑＋口孟，由于随机误差Ｅｉ与Ｉ、Ｂｉ是独立的，且来自与正态分布Ｎ（０，口二），可以得到，Ｍ仪器测量值与Ｎ仪

器测量值的协方差为ⅡＴ。＋ｅＯＶ（Ｂｍ

Ｂｍ）。则相关系数为：

ａｒ＋∞ｖ（Ｂ崎，Ｂｍ）

、／（ｏ；＋。乙＋。二）（。；＋‰２＋。麓１

但若Ｍ仪器测量偏倚人为的增加定值Ｃ，则Ｂ名＝Ｂ。＋ｃ，

代人上式可发现，Ｃｏｒ（Ｂ～，Ｂｗ）＝Ｃｏｔ（％，Ｂ＊）。更一般的，Ｃｏｒ（ａＢ矿ｂ，ＢⅣ）＝Ｃｏｒ（ＢＨ，ＢⅣ）。可见．相关系数对系统误

差是不敏感的．

１

３组内相关系数（１Ⅱｔｘａ圳ｃｈ

Ｃｏｒｍｌａｔｉｏｎ

Ｃｏｅｍｃｉｅｎｔｓ．ＩＣＣ）

ＩＣＣ的定义为被测量者间变异占总变异的比例ｔ。．其范围为Ｏ－Ｉ。如前，ｘ产弓＋Ｂ—Ｅ，，则ＩＣＣ可袁示为：

ＩＣＣ＝—。≥—。

ｏＴ＋ｏ８＋ｑ

Ｅ

从上式可见．ＩＣＣ大意味着作为两仪器测量差别的系统误差与随机误差均小．数据一致性较好。一般情况下无法得到上式各指标的具体值．但可通过两因素方差分析模型（随机区组设计方差分析）进行估计“Ｉ，公式为：

ＰＩｃｃ：：

墅Ｅ§二坐女￡

ＭＳｇｍ＋（＾一１）ＭＳ＊女＋！！！！！』Ｅ【二ｊ！！—ｍ＆二

式中，Ａ表示测量仪器的个数（此处为两种），ｎ表示测量对象个数。

ＩＣＣ的假设检验，即检验ＩＣＣ是否为零的假设检验．实际

上与方差分析检验结果一致”１，检验统计量Ｆ＝；§嚣，”ｓｍ＝

ｎ一１，口＝（ｎ一１）（２—１）。１．４

Ｂｌａｎｄ—Ａｈｒｌｔｈｌｕ法

对评价定量数据两种测量结果的一致性．Ｂｌａｎｄ和Ａｌｔｍａｎ提出了另一种方法‰”。Ｂｌａｎｄ与Ａｌｕｎ蚰建议首先绘制两仪器测量值差值对应于均值的散点图（Ｂｌａｎｄ—Ａｌｔｍａｎ图），没Ｄ＝Ｘ旷ＸＮ，Ａ＝（ＸＭ＋Ｘｘ）／２，即绘制Ｄ与Ａ的散点图．观察Ｄ与Ａ的关系。

若Ｄ与Ａ独立，或Ｃｏｒ（Ｄ，Ａ）无统计学意义肘，可计算一致性限度（１ｉｍｉｔｓ

ｏｆ

ａｇｒｅｅｍｅｎｔ）作为评价一致性的指标．

即差值Ｄ的９５％参考值范周石±１．９６Ｓ。此时．一致性限度既可衡量系统误差又能估计随机误差的大小。若一致性限度的界值不具有实际专业意义．即表明两测量数据具有较高的一致

万　

方数据性．提示两种测量仪器是刈替代的。

若１）与Ａ不独立，或Ｃｏｒ（Ｄ，Ａ）有统计学意义耐皿－ｊ

不自Ｅ简甲的计算一致陛限度，而应藏进行回归分析Ｄ＝ｎ十ＢＡ＋

￡，此时关注的是ａ＝Ｂ＝ｏ。窖易证明如下公式：

ｐ＝Ｃｏｖ（Ｂ，Ａ）／Ⅱ２＝Ｏ．５（Ⅱｊ—Ｏ＂‘Ｘ。）／（４，－４、＋２ｐｇ。ｏ。）自ｆ

ｄ＝（№一¨）一监唼№０

此时，ａ＝１３＝Ｏ就意味着№。＝队和Ｏ－一ｘ＝ｏ＂一ｘ．，即这两种测量数据方法具有相同的分布参数。

『叫时，呵“用Ｂｒａｄｌｅｙ—Ｂｌａｃｋｗｏｏｄ方法检验假蹬ｄ＝￥＝ｏ５，

检验统计量为：

Ｆ８．。＝ｃｎ—ｚ，｛，毫哼＿毫（亡Ｉ一一Ｂ＾）：｝／／ｆｊ耋ｔｑ—ｎ一鸭１１｝～

Ｆ｛２

ｎ一２）

上式可同时检验截距和斜率是否为零。此时，。』根据Ｂｒａｄｌｅｙ－Ｂｌａｃｋｗｏｏｄ检验结果判断两种测量数据的一致陛。２实例夏模拟分析

２．１教据

采用某医院关于传统窭验窒检验（Ｍ法）与新型便携式Ｉ札凝仪（Ｎ法）可替换性研究的数据，共对１２２人分别采片Ｉ两种柃测方法进行检测．得到１２２对抗凝效果指标ＩＮＲ值，为了比较上述方法评价两种测量仪器定量测量结果一致眭的优劣，本文从实例数据中衍生模拟出另外３种情况。情况①：设置比较大的偏倚．即对所有Ｎ法测量值恒加１（这里假设两仪器测量差值直ｎ果大于Ｏ．５，则从专业角度可认为测量结果不同），情况②：设置比较大的围绕均数分布的随机误差，即对Ｎ法测量值随机地增加１或者减少ｌ；情况＠：把所有观测值范围变小．相当于Ｈ对某一局限范围的个体（Ｍ法结果最小的２０对数据）进行测量．评价该范围内两测量仪器的测量一致性。数据见表ｌ。

２

２模拟分析结果

分别＿习乏用４种方法对４种数据进行一致性评价．统计分析在ＳＰＳｓｌ３．０中实现，Ｂｌａｎｄ—Ａｌｔｒｎａｎ法编程在ＳＡＳ８．２中实境，结果见表２。

２．２ｌ

宾例表２品示，每种方法对一致性评价的结果不尽相

同。从一致性较好的实例数据可见．除配对｛检验检验ｍ耐测

量结果均数有差异外，简单柑关分析（０９４６１、组内相差系数

（０９２９）“及Ｂｌａｎｄ—Ａｌｔｎｍｎ法均显示实测数据具有较好的一致

性。Ｂｌａｎｄ－Ａｉｒｍａｎ同归显示Ｐ＞０．０５，且一致性限度（矗０２１１，

Ｂ１ａｎｄ删Ａｌｔｍ

０３９４）没有超过事先规定的专业界值０．５，表明一致性较好。

图见图１。

２，２２情况①简单相关系数为０．９４６表明仍具有较好一致

性．且ｒ值与实例情况相同，可见相关系数对系统误差不敏感；配对￡检验Ｐ（００１，ＩＣＣ为０３２９，Ｂｌａｎｄ—Ａ１ｔｍａｎ【柚归．Ｐ

＞０

０５．一致性限度（＿０．６０６

一１

２１１）超过了专、世弹衙０５

此３种方法均显示’隋况①数据

致性小住。Ｂｌａｎｄ—Ａｈｍａ－１圈址

图２．

２．２．３情况②配对＃检验Ｐ＝０３２８）０．０５。可见其对髓机误

差的检验不敏感；而相关系数为Ｏ．４５７，ＩＣＣ为０－３１７．Ｄ与Ａ不独立．Ｐ＜Ｏ，０５，且Ｃｏｒ（Ｄ，Ａ）一０．７６，不便直接计算一致性限度．应对Ｄ与Ａ进行同归分析。Ｂｒａｄｌｅｙ—Ｂｌａｃｋｗｏｏｄ检验

Ｆ｝Ｆ８２．９５，Ｐ远小于Ｏ

０１，此３种方法均揭示出情况②数据一

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致性不佳。

２．２．４情况③相关系数为０．４８１，ＩＣＣ为０．４５，可发现当数据测量范围比较狭窄时，相关系数与ＩＣＣ均不能正确反应出数

据一致性；而毗对ｔ检验Ｐ＞Ｏ．０５，Ｂｌａｎｄ—Ａｉｒｍａｎ回归ｐ）０．０５，一致性限度（７０．１５７．０．２３０）小于专业界值０．５，此两种方法反映情况（勤孜据具有较好一致性。Ｂｌａｎｄ－Ａｉｒｍａｎ图见图３。

表１４种数据以及基本统计量（测量指标ＩＮＲ

配对，检验简单褶关系数纽内相关系数

ＩＣＣ０９２９

Ｈｈ一…Ａｈ且ｆｌ法

ｏｆａｇ－ｍｅｍｅｎｔ

｜谯Ｐ锰

实例

６５３９

（Ｏ

ｆ雀Ｐ谯

０９４６

（００１

Ｐ馥Ｄｅｇｒｅｅ

＜ｏ０１

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情况②０．９８２（ｏ．ｏｌ

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Ｍ、Ｎ法测ｊｔ之均甜

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围１实测数据Ｂｌａｎｄ一＋Ｍｔｍａｎ分析图

以上分析结果显示．Ｂｌａｎｄ～Ａｌｔｍａｎ法对上述４种情况均能正确评价数据的一致性．而其他３种方法均存在一定局限。３讨论

３１配对ｆ检验

配对ｔ检验的本质是对“差异”的检验．而非对“一致”

图２情况①数据Ｂｌａｎｄ一．Ｍｍｍｎ分析圈

的检验：“。因为配对ｔ检验主要是比较均数的差异，当不拒绝无效假设时只能反映总体均数可能相同，却不韶反映数据的一致性．而且此时还应考虑检验效能以及Ⅱ型错误的问题。系统误差对均数比较影响较大，Ｌ检验对其敏感，如情况（Ｄ。随机埋差对均数比较的影响较小，ｔ检验对其并不敏感，特别是在两仪器测量均数尢差异．而个体测量值间差异较大的情况．此

万方数据　

３２６６现代预防医擎２００７年第３４卷第ｊ７期Ｍｏｄｅｒｎ

Ｐｒｅｖｅｎｌｉｖｅ

Ｍｅｄｉｃｉｎｅ，２研，ＶｏＩ３４．ＮＯｌ７

时．配对￡检验对于一致性的评价是不准确的，如情况②。实例数据均觳之差很小为Ｏ．０９１，且差别有统计学意义．可见当

样本量较大时，配对ｔ检验很容易检验出两均数问细小的差异，即使此差异在专业上投有实际意义。可见，比对ｆ检璇作为评价一致性的方法存在明显缺陷。

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Ｍ、Ｎ法恻鲢之均僦

图３情况⑤数据Ｂｌａａｄ—Ａ／ｔ．ｍａｎ分析图

相关系数是目前广泛用于评价一致性的指标．但它反映的是两变量线性关系的密切程度而非一致性。由前文所述，Ｃｏｔ（ａＸ＋ｂ．Ｙ）＝Ｃｏｒ（Ｘ，Ｙ），只要线性美系没有变化，相关系数是不政变的，如情况①对Ｎ法测量结果恒加１后．并不影响有影响。当测量范围很小，即被测个体问的变异与测量仪器间变异相当时．很难观察出两测量数据的线性关系．如情况③。

此时，即使测最数据一致胜较好也不会得到丈的相关系数。此

ＩＣＣ

ＬＥＥ等“０１提出，两种测量仪器是否可相互替代．取决于测７５。但问题在于ＩＣＣ小是

方差占总变异的比例，如若被测者测量值范围比较局限．即变

３种方法中．ＩＣＣ是评价一致性最为理想的指标．虽然Ｂｌａｎｄ—ＡｌＬⅢａｎ法

Ｂｌａｎｄ～Ａｌｔｍａｎ法是定量分析与定性分析的有机结合。，通过

万　

方数据当Ｄ与Ａ独立的时候．即两种测量数据具有方差齐性且差值不会系统地随测量Ｒ度的扩大而变化（在散点图中表现为

各散点均衡的在Ｄ＝Ｄ水平线卜下波动）．日差值服从ＩＦ态分布时（一般情况下，差值都服从正态分布），ｕＴ以ｌｌ葬一致眭鞭度Ｄ－＋Ｉ．９６Ｓ。此时．Ｄ可以近似的表示测量结粜相对系统ｊ关舞

的太小。Ｓ可以估计随机误差的波动程度．通过一致性限度结合专业意义就可以判断两测量仪器是否具有可替代性。但如果

无法获得专业上的判断界值．则对于一致性的判断比较困难。

当Ｄ与Ａ不独立，即两种测量数据不具方羔齐性时，意

味着差值随着度量等级的变化而变化（从散点图上看，ＩＤ随着Ａ增大或减小），此时则不宜计算一致性跟度，因为一致性

限度不篚均衡地概括所有测量范崮的两测量搜器的差异．一致

性限度不对称，而且相对系统误差血不再恒定，在不Ｉ叫测量范

围内可能会有较大的变化…。同时．Ｂｌａｎｄ与Ａｈｍａｎ建议对数

据进行适当的转换来解决不能直接计算一致胜跟度的削题ｍＪ。Ｎｅｖｉｕ等ｍ’的研究表明对数转换不但有助于消除测量差值与均

值相关性，还可缓解差值的非正态性问题。｛日通常情况下，需

要对Ｄ与Ａ进行回归分析，并通过Ｂｒａｄｌｅｙ—Ｂｌａｃｋｗｏｏｄ检验判断一致性太小。有学者认为，只要口／Ａ×１∞％小于Ｍ与Ｎ仪器测量值的变异系数ＣＶ．则可认为其具有较好的一致性，而

不论Ｂｒａｄｌｅｙ—Ｂｌａｃｋｗｏｏｄ检验的结果如何”．

综上所述，本文所探讨的４种方法中．配对ｔ检验与简ｚ耻相关分析具有明显的片面性．不能同时兼顾随机误差与系统误差，崩它们评债～致性所得的结论可能是误导的。虽在应阚上也有局跟．但ＩＣＣ同时考虑了随机误差与系统误差的影响。Ｂｌａｎｄ－Ａｌｍｍｎ法在评价一致性的时候既考虑了随机误差同时也考虑了系统误差对一致性的影响．同时可结合专业意义进行判

断，具有独特的优势。

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（下转第３２６９页）

３．２相关最数

相关系数，因为系统误差对两变量的线性关系影响很小甚至没外，相关系数的假设检验是与０进行比较而非１．所以假设检验结果对于一致性评价的意义也不大。可见，相关系数并不能完全反映～致性的大小。

３．３

量没有明显的偏倚，两组测量数据均数段有统计学差异．而且根据两组数据计算的ＩＣＣ不能低于０否就表明一致性差呢？从１ＣＣ定义可知，ＩＣＣ是被测者ｌｑ变异异较小时．《＋《与《的值会比较接近，这时，即使两测量值

非常近似，ＩＣｅ值也不大。这说明ＩＣＣ的应用受到测量值范围的局限，有时也会做出错误的判断，如情况③。此外．对ＩＣＣ的假设检验也是与０比较而非与１比较，所以假设拴验结果对一致性判断意义不大。分析表明．在配对ｔ检验、相关系数以

及ＩＣＣ存在上述缺陷，但它对测量的系统瀑差和随机误差均敏感。

３．４

绘制Ｂｌａｎｄ—Ａｌｔｍａｎ图观察测量差值Ｄ与测量均值Ａ的关系．此时对Ｄ与Ａ的独立性检验等价于Ｍ、Ｎ两仪器测量数据的

方差齐性检验，即对口：＝Ⅱ：的检验““。

现代预防医学２∞７年第３４卷第１７期Ｍｃｄｅｒｎ

Ｐｒｅｖｅｎｔｉｖｅ

Ｍ々ｄｌｃｌｎｅ，２００７，ｖｄ３４，ＮＯ１７

３２６９

所在“小圈子”中的共用注射嚣者中传播，即使“小圈子”毒友已知其为ＨＩＶ感染者。但“小圈子”的存在会延缓ＨＩＶ在当地整个ＩＤＵｓ群体中的传播。而ＨＩＶ通过“小圈子”之间的“节点”从一个或少数“小圈子”传播到其他“小圈子”时，当地ＩＤＵｓ的ＨＩＶ感染率上升曲线台明显变得陡峭；直到当地ＩＤＵｓ中的共用注射器者的大多数都被Ｈ１Ｖ感染时．Ｈ／Ｖ感染

“棱心人物”的非法利益导致“小圈子”的重组、促使毒斯和涉毒获利者努力寻求新的聪毒者等，井由此引发不利后果，因此采取多种措施做“核心人物”的工作依然是又一个关键环节。在开展“美沙酮替代”活动的同时。对制毒贩毒旗动进行更为严厉和坚决的打击将是非常必要的。

３．２

ＩＤＵｓ社会网络时ＨＩＶ从吸毒者向非吸毒者传播的影响共用注射器ＩＤＵｓ是一个边界清晰的群体，ＨＩＶ容易通过

率曲线才转而趋向平缓，从而总体上呈现出…Ｓ’形由线特征。

当地ＩＤＵｓ“小圈子’’之间联系“节点”的多少和联系频度．以及“小周于”的平均规模．决定了ＨＩＶ感染率上升血线陡

其社会网络在该群体中传播。但ＨＩｖ要从该群体传播到非弗用注射器ＩＤＵｓ群体，或者传播到普通人群，则必须通过性途径

ＨＩＶ很容易传播给感染者的性伴侣。虽然在币砸次降交中病毒可能难以传播．但如果～对性伴侣反复进行无防护性交，传播可能性就大大增加ｏ］。例如．一十男性ＨＩＶ感染者在与女性伴侣性交时从来不用安全套．那么在一次性交中其伴侣感染ＨⅣ的概率大约为１／５００：如果有１０次同样的性交。Ⅲ口幺其性伴ｆ｝｛５被感染的概率上升到１／５０：如果同样有１００次性交，那么她被感染的概率就达到大约１／５。如果她被感染丁而且怀孕了，他们的孩子有约３０％的可能陲感染ＨＩＶ．

然而ＨＩｖ要从ＩＤＵｓ通过陛途径传播到其他人群，还翟ｉ罢蹦个条件：首先其性伴侣枷有多个性伴：其次其性伴侣在与其他性伴的性交活动巾也较少使用安全套。显然根据本次调查结果．这两个条件在保持着性活动的部分ＩＤＵｓ的性伴侣中是可能同时存在的。危险性最大者是本身亦为ＩＤＵ叉是商业陛性工作者的那些性伴。即，存在１１１Ｖ从ＩＤＵｓ传播到非ＩＤＵｓ人群的性桥梁的可能性是难以忽视的。造一推断从其他国家的流行病学资料可以得到支持．例如柬埔寨。尽管ＨＩＶ通过性途径从ＩＤＵｓ群件传播到普通人群体的难度．较其从上世纪９０年代凼非法采供血浆而被感染的人群传播到普通人群的难庄兴大．但对ＨＩＶ的过扩撒可能性不能置之不理。吲此，也ＩＤＩＩｓ及其各类性伴侣中升展推广使ｔ【｛ｊ安全奁的健康教官至今依然有必要。参考文献：

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的ｍＶ传播动力学。ＨＩＶ在我国ＩＤＵｓ群体中的传播过程町能普遍吻合“Ｓ”形曲线，这可以由上述ＩＤＵｓ的社会网络特点来解释。

因此：

维持对涉毒活动的适度社会压力．有助于保持各个“小圈子”的相对独立活动和控制“小罔子’’的规模．从而延缓ＨＩＶ在ＩＤＵｓ中的传播．

拥有毒品信息和毒资资源的“１妻心人物”．对ＩＩＩＶ通过“小罔子”之间的“节点”传播较一般ＩＤＵｓ有更为重要的作用。重点对这些“核心人物”开展防治ＡＩＤＳ健康教育，并通过他们开展免费针具交换活动等。将有助于有效控制ＨＩＶ在ＩＤＵｓ中的传播速度。这些活动较剥夺“核心人物”的行为自由对防治ＡＩＤＳ更有意义。因为剥夺“核心人物”的行为自由必然会导致新的“核心人物”的产生和“小圈子”的承组。

显然．在健康教育基础上的充足的免费针具供应将是有助于减少针具共用，从而减少ＨＩＶ感染。

但“美沙嗣替代”活动较针具交换更有无可比拟的优越性。“美沙酮替代’’｝舌动的性质和相应策略应该与上述腈况有很太不同：

１）

“美沙酮替代”活动使ＩＤＵｓ不再有静脉吸毒的必要“美沙酮替代”活动使ＩＤＵｓ不再有寻求大量毒资和毒

性，因此针对针具而设计的工作不再需要；

２）

品的必要性．因此有助于：

ａ）使ＩＤＵｓ“小圈子”失去存在的前提，ＩＤＵｓ社会网络结构发生根本变化，“小圈子”的消炎使得健康信皂在］ＤＵｓ中

的流通更为畅达：

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ｂ）使ＩＤＵｓ从违法阴影下走向阳光，心理上趋向健康．更容易回归主流社会，从而减少犯罪、促进社会安定与和谐。

不过，

“美沙酮替代”活动要在防制１１１Ｖ在ＩＤＵｓ中传播

的斗争里取得决定性效果。相关健康教育必不可少．以促进和保持相当大数量的ＩＤＵｓ参加活动。而且．它可能会触及一些

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