混杂偏倚-效应修正【PPT课件】

混杂偏倚的识别与控制 一、混杂偏倚的概念 在病因研究中 ， 当对所关心的某种暴露因素 (E)与某种疾病 (D)之间的关联进行定量估计时 ， 由于其他因子 (F)的影响 ， 致使 之间关联的真实性被歪曲 ， 关联强度被放大或缩小 ， 这种歪曲关联真实性的作用被称作混杂作用 ( 起到混杂作用的因子被称为混杂因子 ()。 混杂偏倚本质 一种人为造成的偏倚 是在研究的设计阶段未对混杂因子加以控制 或资料分析时未能进行正确校正所致 是完全可以避免和控制的一种系统误差 混杂因子成立的条件 (1)必须是所研究疾病的危险因素或保护性因素 (2)必须和暴露因素之间存在统计学关联 (3)一定不是暴露因素与疾病因果链上的中间变量 二、混杂偏倚产生的机理 例 :氡气与肺癌的定群研究 以 肺癌患者(D+) 未患肺癌者 (D ) 暴露于氡 气的人群 (E) a b a+b 未暴露于氡 气的人群 ( ) c d c+d a / (a+b) c / (c+d) 以四格表的数据计算关联强度指标 此 关联强度 ， 完全取决于下述条件： (1)氡气暴露人群 （ E） 和未暴露人群 （ ） 之 间在产生肺癌的易感性方面是否可比 (2)导致肺癌的其它危险因素在两组人群之间 的分布频率是否可比。 “ a” 例肺癌的归因可能性 (来自暴露人群 )： （ A） 由氡气所致 （ B） 由吸烟所致 （ 研究者已知道的致肺癌 因素 ） （ C） 由其它未知因素所致 “ c” 例肺癌的归因可能性 (来自非暴露人群 )： （ B） 由吸烟所致 （ C） 由其它未知因素所致 对 此相对危险度 （ A）氡气的致癌效应 （ B）吸烟的致癌效应 （ C）其它未知因素的致癌效应 （ B）吸烟的致癌效应 （ C）其它未知因素的致癌效应 当 吸烟的致癌效应 1时 下述情况下吸烟可导致该研究产生 混杂偏倚： 研究设计阶段：未保证吸烟者在两人群中 的均衡性 分析阶段：未先将两人群按吸烟和未吸烟 分层 ， 然后再按每一层去确定氡气暴露和 肺癌之间的关联 该研究中混杂偏倚产生的机理： 是因为导致肺癌产生的另一因素吸烟在两 组人群中分布不均衡 。 三 、 混杂偏倚和混杂因子的判别 根据专业知识确定研究中可能存在的混杂 因子 在流行病学研究中，混杂因子可分为两类： 1. 人口统计学因子 : 年龄 、 性别 、 种族 、 职业 、 经济收入 、 文 化水平等人口统计学指标 ， 是经常遇到的 混杂因子 。 2. 暴露因素以外的其它危险因子： 研究中混杂因子广泛存在 ， 表现形式多样 ， 常常在隐匿中起到混杂作用 。 利用分层分析进行定量判别 以定群研究为例 分层分析：将研究人群按是否暴露于可疑 混杂因子 （ 最简单可分为暴露与不 暴露两组 ） ， 然后再做单因素分析 。 未分层资料的分析 暴露人群 (E) a b a+b 未暴露人群 ( ) c d c+d 患者 (D+) 非患者 (暴露人群 (E) a1 暴露人群 () c1 者(D+) 非患者( 分层资料的分析 a2 b2 c2 者(D+) 非患者(暴露第三因子 F 未暴露第三因子 F D+ D E+ a1 c1 + D E+ a2 c2 + D E+ a b E c d + F 用 简单公式描述： 1. 的混杂偏倚。 2. 或 的混杂偏倚。 上述分析也可适用于病例对照的 四、混杂偏倚的方向 根据偏倚的产生机理，当混杂因子对暴露与疾 病之间的关联产生歪曲时，混杂偏倚具有一定 的方向性和大小。其方向可正可负，其作用可 大可小，取决于 E、 之间的关系。 正混杂： 放大，高于真实值 负混杂： 缩小，低于真实值 五、混杂偏倚的控制 (一 ) 在设计阶段进行控制 1. 限制。 2. 随机分配：随机分配又可细分为简单随机分配 和分层随机分配（ 两种方式。 3. 匹配（ 匹配是最经常用于控制混 杂因子的方法。 群体频数匹配 指混杂因子发生的频度在不同组应大致平横； 个体匹配 指按一个至数个混杂因子分层 ， 为病例选择同层 的对照 ， 一个病例配的对照数多为 1 匹配的好处 可以有效地控制混杂因子的作用 ， 提高研究 结果的真实性； 在减少总样本数的情况下得到结论 ， 提高研 究的效率 。 匹配的缺点 : (A) 难以对匹配掉的混杂因子及交互作用做深 入分析； (B) 在病例对照调查中 ， 用匹配的方法控制混 杂经常低估暴露对疾病的作用 ， 严重时会 引起过度匹配 （ 的问题 ， 掩盖暴露的真实作用 。 (C) 过分苛刻的匹配 ， 会使得部分病例找不到 对照 ， 致使信息浪费 ， 使研究的效率反而 降低 。 (二 ) 在分析阶段控制混杂 1. 分层分析： 分层分析是按混杂因素分层后 ， 分别就暴露 对疾病的关联做分析 ， 可以使用 可以评价在各层中暴露与疾病的关联； 可整体估价用分层技术排除混杂后的暴露 与疾病总的关联强度 。 例：食管癌病因研究 病例对照研究设计 因素 病例 对照 年龄（岁） 25- 1 115 35- 9 190 45- 46 167 55- 76 166 65- 55 106 75+ 13 31 均值 准差 精（克 /天） 0- 29 386 40- 75 280 80- 51 87 120+ 45 22 均值 准差 管癌病例组和对照组暴露因素分布 对资料进行初步审查 (1) 对照组年轻人比重大于病例组 (2) 在病例组中，饮酒消耗量的均值大于对照 组，且重度饮酒者的比例大于对照组 (3) 年龄和饮酒之间呈现轻度的负相关 根据上述资料和已往医学知识，即食管癌在年 龄大者中多见，推测年龄这一因素可能对判断 饮酒与食管癌之间的关联起一定的混杂作用。 饮酒 (E) 食管癌 (D) 年 龄 (F) 计算未分层时总的比值比 酒 不饮酒 计 食管癌病例 96(a) 104(b) 200(对照 109(c) 666(d) 775(计 205(770(975(N) (96 x 666) / (104 x 109) = ( 2 (N 1) n0 m0 n1 1, P 负交互作用： 龄 （岁） 组别 每日饮酒量 0克 025- 病例 对照 1 9 0 106 35- 病例 对照 4 26 5 164 5- 病例 对照 25 29 21 138 5- 病例 对照 42 27 34 139 5- 病例 对照 19 18 36 88 5+ 病例 对照 5 0 8 31 第三因子年龄分层后计算的每层比值比 各层 示年龄可能是效应修正因子 通过一致性 2检验，确定层间差异是否有统计学意义 2检验公式为： 0111 221 ;m hi i m hV a R 式中理论值 是根据 年龄组相应的四格表中 值的 计算可按下述公式解一元二次方程： 01 1;1 1 1 1i m hi i a r a O D (本例中 调整混杂效应后总的 25 115 10 + = ( 1 ( 10 x ： 12 1 + 0 解 35 190 30 + = ( 9 ( 30 x 75岁组： 各层方差 由上述公式计算： 25 = ( ) 5 = ( ) : 75岁组： = ( ) 1 1 10 . 3 2 0 . 6 8 9 . 6 8 1 0 5 . 3 2 1 1 1 14 . 0 4 4 . 9 6 2 5 . 5 6 1 6 4 . 0 4 1 1 1 13 . 1 7 9 . 8 3 1 . 8 3 2 9 . 1 7 将上述各值代入一致性 2 检验公式为： 2 = 2 2 22 2 21 0 . 3 2 4 4 . 0 4 2 5 2 4 . 1 60 . 2 1 2 . 0 2 7 . 8 14 2 3 9 . 2 1 1 9 2 3 . 5 6 5 3 . 1 71 0 . 6 0 6 . 2 7 1 . 0 0 = 6 1 = 5; P = 结论 根据 2 检验结果，提示按年龄分层后，各层 现的差别由机遇所致的概率