Surv单因素批量生存分析使用 cox批量生存回归分析有点像deseq2的design差异分析designG:\r\2021_1203_geo\GEO-master\GSE11121_survival_survival包做cox单因素分析用多个样本

批量生存分析
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codes
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input： 表达矩阵 和 meta 信息
表达矩阵

meta信息

phe = as.data.frame(apply(phe,2,as.numeric))
phe$size=ifelse(phe$size>median(phe$size),'big','small')
head(phe)
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存活分析

library(survival)
library(survminer)
# 利用ggsurvplot快速绘制漂亮的生存曲线图
sfit <- survfit(data=phe,Surv(time, event)~size)
sfit
summary(sfit)
ggsurvplot(sfit, conf.int=F, pval=TRUE)
ggsurvplot(sfit,palette = c("#E7B800", "#2E9FDF"),
           risk.table =TRUE,pval =TRUE,
           conf.int =TRUE,xlab ="Time in months", 
           ggtheme =theme_light(), 
           ncensor.plot = TRUE)

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挑选感兴趣的基因做差异分析

phe$CBX4=ifelse(exprSet['CBX4',]>median(exprSet['CBX4',]),'high','low')
head(phe)
table(phe$CBX4)
ggsurvplot(survfit(Surv(time, event)~CBX4, data=phe), conf.int=F, pval=TRUE)

phe$CBX6=ifelse(exprSet['CBX6',]>median(exprSet['CBX6',]),'high','low')
head(phe)
table(phe$CBX6)
ggsurvplot(survfit(Surv(time, event)~CBX6, data=phe), conf.int=F, pval=TRUE)
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with()R语言中的函数用于通过评估函数参数内的表达式来修改 DataFrame 的数据。

用法： with(x, expr)
参数：
x: DataFrame
expr:修改数据的表达式

# R program to modify data of an object
  
# Creating a data frame
df = data.frame( 
  "Name" = c("abc", "def", "ghi"), 
  "Language" = c("R", "Python", "Java"), 
  "Age" = c(22, 25, 45) 
) 
df
  
# Calling with() function
with(df, {df$Age <- df$Age + 10; print(df$Age)})
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##批量

批量生存分析 使用 logrank test 方法

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mySurv=with(phe,Surv(time, event))
log_rank_p <- apply(exprSet , 1 , function(gene){#求得一个基因高低表达 生存分析的p值
  #gene=exprSet[1,]
  phe$group=ifelse(gene>median(gene),'high','low')  
  data.survdiff=survdiff(mySurv~group,data=phe)
  p.val = 1 - pchisq(data.survdiff$chisq, length(data.survdiff$n) - 1)
  return(p.val)
})
log_rank_p=sort(log_rank_p)
head(log_rank_p)
boxplot(log_rank_p) 
phe$H6PD=ifelse(exprSet['H6PD',]>median(exprSet['H6PD',]),'high','low')
table(phe$H6PD)
ggsurvplot(survfit(Surv(time, event)~H6PD, data=phe), conf.int=F, pval=TRUE)
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head(log_rank_p)

      ZZZ3      ZZEF1        ZYX       ZXDC       ZXDB      ZWINT 
0.15685996 0.29704979 0.01703644 0.08484583 0.33396320 0.03875669 
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log_rank_p=sort(log_rank_p)
head(log_rank_p)
boxplot(log_rank_p) 
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可以找到p值最小的为 HDP6基因

boxplot(log_rank_p) 
phe$H6PD=ifelse(exprSet['H6PD',]>median(exprSet['H6PD',]),'high','low')
table(phe$H6PD)
ggsurvplot(survfit(Surv(time, event)~H6PD, data=phe), conf.int=F, pval=TRUE)

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前面如果我们使用了WGCNA找到了跟grade相关的基因模块，然后在这里就可以跟生存分析的显著性基因做交集

###这样就可以得到既能跟grade相关，又有临床预后意义的基因啦。

批量生存分析 使用 coxph 回归方法 因为cox可以进行多因素回归分析

colnames(phe)
head(phe)
mySurv=with(phe,Surv(time, event))
cox_results <-apply(exprSet , 1 , function(gene){ #把每个基因 分为高低表达两组 进行多因素回归分析
  group=ifelse(gene>median(gene),'high','low')
  survival_dat <- data.frame(group=group,
                             grade=phe$grade,
                             size=phe$size,stringsAsFactors = F)
  m=coxph(mySurv ~ grade + size + group, 
          data =  survival_dat)
  
  beta <- coef(m)
  se <- sqrt(diag(vcov(m)))
  HR <- exp(beta)  #提取风险因子
  HRse <- HR * se
  
  #summary(m)
  tmp <- round(cbind(coef = beta, se = se, z = beta/se, p = 1 - pchisq((beta/se)^2, 1),
                     HR = HR, HRse = HRse,
                     HRz = (HR - 1) / HRse, HRp = 1 - pchisq(((HR - 1)/HRse)^2, 1),
                     HRCILL = exp(beta - qnorm(.975, 0, 1) * se),
                     HRCIUL = exp(beta + qnorm(.975, 0, 1) * se)), 3)
  return(tmp['grouplow',])
  
})
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cox_results=t(cox_results)
head(cox_results)
table(cox_results[,4]<0.05)
cox_results[cox_results[,4]<0.05,]

length(setdiff(rownames(cox_results[cox_results[,4]<0.05,]),
               names(log_rank_p[log_rank_p<0.05])
))
length(setdiff( names(log_rank_p[log_rank_p<0.05]),
                rownames(cox_results[cox_results[,4]<0.05,])
))
length(unique( names(log_rank_p[log_rank_p<0.05]),
                rownames(cox_results[cox_results[,4]<0.05,])
))

save(log_rank_p,cox_results,exprSet,phe,file = 'surviva.Rdata')

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多因素回归分析之后 可以找到所有符合满意p值的基因

https://zhuanlan.zhihu.com/p/164351709

要将单变量coxph函数一次应用于多个协变量，请输入以下命令：单基因批量cox回归分析 单因素批量cox回归分析

要将单变量coxph函数一次应用于多个协变量，请输入以下命令：

covariates <- c("age", "sex",  "ph.karno", "ph.ecog", "wt.loss")
univ_formulas <- sapply(covariates,
 function(x) as.formula(paste('Surv(time, status)~', x)))
 
univ_models <- lapply( univ_formulas, function(x){coxph(x, data = lung)})
# 提取数据，并制作数据表格 
univ_results <- lapply(univ_models,
 function(x){ 
                          x <- summary(x)
                          p.value<-signif(x$wald["pvalue"], digits=2)
                          wald.test<-signif(x$wald["test"], digits=2)
                          beta<-signif(x$coef[1], digits=2);#coeficient beta
                          HR <-signif(x$coef[2], digits=2);#exp(beta)
                          HR.confint.lower <- signif(x$conf.int[,"lower .95"], 2)
                          HR.confint.upper <- signif(x$conf.int[,"upper .95"],2)
                          HR <- paste0(HR, " (", 
                                       HR.confint.lower, "-", HR.confint.upper, ")")
                          res<-c(beta, HR, wald.test, p.value)
                          names(res)<-c("beta", "HR (95% CI for HR)", "wald.test", 
                                        "p.value")
 return(res)
                          #return(exp(cbind(coef(x),confint(x))))
                         })
res <- t(as.data.frame(univ_results, check.names = FALSE))
as.data.frame(res)
           beta HR (95% CI for HR) wald.test p.value
age       0.019            1 (1-1)       4.1   0.042
sex       -0.53   0.59 (0.42-0.82)        10  0.0015
ph.karno -0.016      0.98 (0.97-1)       7.9   0.005
ph.ecog    0.48        1.6 (1.3-2)        18 2.7e-05
wt.loss  0.0013         1 (0.99-1)      0.05    0.83
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