病例对照研究2013实用教案

1、第1页/共79页第一页，共80页。研研 究究 背背 景景 美国波士顿美国波士顿VincentVincent纪念医院妇产科医生纪念医院妇产科医生HerbstHerbst在发在发现，现，1966196619691969年收治年收治7 7例阴道腺癌患者，均为例阴道腺癌患者，均为1515岁岁2222岁岁女青年。女青年。 通常阴道癌占女性生殖系统通常阴道癌占女性生殖系统(shn zh x tn)(shn zh x tn)癌的癌的2%2%，阴道腺癌仅占阴道癌的，阴道腺癌仅占阴道癌的5%5%10%10%，非常罕见，而这，非常罕见，而这7 7例全是腺癌；过去年龄均大于例全是腺癌；过去年龄均大于2525岁，而这

2、岁，而这7 7例全在例全在1515岁岁2222岁之间。岁之间。第2页/共79页第二页，共80页。v Herbst对阴道腺癌危险因素进行(jnxng)探索 v 7例病人加上另一个医院的例阴道腺癌患者作为病例组 v 每个病人配4个对照，共32个对照 v 调查员用标准调查表对病例、对照与她们的母亲进行(jnxng)了调查，经统计学处理后的主要结果见表1研研 究究 步步 骤骤第3页/共79页第三页，共80页。表1 阴道(yndo)腺癌病例与对照的母亲主要暴露因素的比较研究研究(ynji)结果结果第4页/共79页第四页，共80页。研研 究究 结结 果果 在比较的因素中，只有三个因素有显著差别 母亲怀孕期

3、间使用过己烯雌酚激素治疗 (P0.00001) 母亲以前流产史(P0.01) 此次怀孕阴道出血史(P1：正关联，危险因素(yn s) OR1：负关联，保护因素(yn s) OR在0.91.1，暴露与疾病无联系 OR在0.60.8或1.21.6，有弱联系 OR在0.40.5或1.72.5，有中度联系 OR在0 0.3或2.6，有强联系第36页/共79页第三十六页，共80页。OR 可可 信信 区区 间间 由于OR值是通过一组样本(yngbn)调查所得的点估计值，存在抽样误差。因此，应该估计其可信区间。 如果OR的95%可信区间包含1，则表明联系无统计学意义。若OR1.0，则因素为疾病的保护因素。第

4、37页/共79页第三十七页，共80页。RR (relative risk) 相对(xingdu)危险度 表示暴露组与非暴露组发病率之比，分析疾病 与暴露之间联系强度(qingd)，是一种概率。病例对照研 究中不能计算概率，只能用OR代替RR。 RR = 暴露组的发生率/非暴露组的发生率。 OR的含义与RR均同。疾病率小于5%时，OR是 RR的极好近似值。第38页/共79页第三十八页，共80页。整理成四格表形式2 检验传统的四格表的专用(zhunyng)公式 Mantel-Haenszel (M-H)方法OR计算与可信限的估计及其意义212122)2(nnmmNNbcadbcadOR ）（2/9

5、6. 11OROR 95%CI= 成组比较法病例对照研究(ynji)资料整理表（一）不匹配不分层资料(zlio)的分析第39页/共79页第三十九页，共80页。例例 ：食管癌发病因素：食管癌发病因素(yn s)的研究的研究5 .55287. 2OR第40页/共79页第四十页，共80页。5 .553695174514358662866126208243309)2(2212122nnmmNNbcad1. 2 检验四格(s )表的专用公式5 .55)()5 . 0)(22aVaEaHMM-H法公式(gngsh)第41页/共79页第四十一页，共80页。其中(qzhng)E() 为a的期望值；V()为a的

6、方差 8 .253886517435)(11NnmaE9 .538858862369517451435)1()(22121NNnnmmaV5 .559 .53) 5 . 08 .253309()()5 . 0)(222aVaEa两种方法计算结果一致，P0.05，表明吸烟与食管癌有联系(linx)，但联系(linx)强度如何，要计算OR。第42页/共79页第四十二页，共80页。2.OR计算与可信限的估计(gj)及其意义 Miettinen法的OR可信限： 结果表明吸烟者患食管癌的危险性是不吸烟者87. 2126208243309OR)78. 3 ,18. 2(2/96. 11）（OR第43页/共

7、79页第四十三页，共80页。（二）1:1配对资料(zlio)的分析匹配资料是由病例与对照结合成对子(du zi)，列成如下的格式，表内的数字a、b、c、d 是病例与对照配成对的对子(du zi)数公式cbcb22) 1(bcOR 1：1配对研究中疾病与暴露配对研究中疾病与暴露(bol)的关的关系系 OR 95%C.I.=）（2/96. 11OR第44页/共79页第四十四页，共80页。 例：食管癌发病(f bng)因素的男性研究资料 93对男性食管癌与对照的吸烟史28.11233. 4OR第45页/共79页第四十五页，共80页。 表明男性(nnxng)吸烟者患食管癌的危险性是不吸烟者的4.3倍,

8、95%的可信范围是在1.8410.08之间。)18.10,84. 1 (33. 428.1196. 1112zOR28.11266) 1266(2233. 4626OR第46页/共79页第四十六页，共80页。（三（三 ）混杂因素作用）混杂因素作用(zuyng)的估计与分层分析的估计与分层分析 分层分析的方法识别混杂因素进行(jnxng)齐性检验计算合并OR与2值 第47页/共79页第四十七页，共80页。 例：在资料中886例食管癌病人与对照中有586例饮酒(yn ji) 2, 因此饮酒(yn ji)与食管癌有联系，而生活中饮酒(yn ji)与吸烟关系密切，所以饮酒(yn ji)可能是混杂因素

9、分层分析统计学估计其作用大小食 管 癌 与 饮 酒 的 关 系 食 管 癌 对 照 饮 酒 3 2 8 2 5 8 不 饮 酒 1 0 7 1 9 3 第48页/共79页第四十八页，共80页。按饮酒与否分层分析食管癌与吸烟按饮酒与否分层分析食管癌与吸烟(x yn)(x yn)的关系的关系 v饮酒者中吸烟(x yn)的OR (2.98)稍高于不分层时OR(2.87)v 不饮酒者中吸烟(x yn)的OR(1.67)较低 v表明饮酒是混杂因素，加强吸烟(x yn)的作用第49页/共79页第四十九页，共80页。.方差齐性检验消除饮酒(yn ji)与否的影响，就要计算这两组人群合并的与OR值，而在此之前

10、必须先作齐性检验齐性检验可参照有关书籍两组人群OR值没有明显差别，用统计学方法消除混杂作用影响，求合并OR值，有显著差异，不宜再计算合并OR值本例齐性检验的结果无显著差异第50页/共79页第五十页，共80页。2值 合并(hbng) 合并(hbng)22)(21)(iiiHMaVEaa)()(iiiiiiHMNcbNdaOR第51页/共79页第五十一页，共80页。食管癌与吸烟关系(gun x)的病例对照整理表74.3421.455 . 07 .26830922hm42. 2)3005763)58615163()30013644()586107265(HMOR合并合并(hbng)合并合并(hbng

11、)第52页/共79页第五十二页，共80页。 提示 合并2与合并OR较未调整的2(55.5)与OR(2.87)为低，但吸烟与食管癌之间仍有统计学意义饮酒是吸烟与食管癌之间的混杂(hnz)因素，能加强吸烟的作用第53页/共79页第五十三页，共80页。 第54页/共79页第五十四页，共80页。 由于选入的研究对象与未选入的研究对象某些特征上存在差异而引起的误差。 种类 入院率偏倚(pin y) 现患病例-新发病例偏倚(pin y) 检出征侯偏倚(pin y) 时间效应偏倚(pin y) 第55页/共79页第五十五页，共80页。定义 也叫Berkson偏倚，当利用医院病人作为病例和对照时，对照是医院的

12、某一部分病人不是全体目标人群的一个随机样本，病例只是该医院或某些医院的特定病例不是全体病人的随机样本，所以难免产生偏倚，特别是因为各种疾病的入院率不同导致病例组与对照组某些特征上的系统差异 控制合理(hl)地选择病例与对照 从总体人群中选择所有或绝大多数符合诊断标准的病例 从各医院中选取病例，从多病种中选择对照 入入 院院 率率 偏偏 倚倚第56页/共79页第五十六页，共80页。定义 又称奈曼偏倚，如果调查对象选自现患病例，即存活病例，可能得到更多的信息，但是其中(qzhng)很多信息可能只与存活有关，而未必与该病的发病有关，从而高估了某些暴露因素的病因作用；另一种情况是，某病的幸存者改变了生

13、活习惯，从而降低了某个危险因素的水平，或当他们被调查时夸大或缩小了病前生活习惯上的某些特征，导致某一因素与疾病的关联误差 控制 调查时明确规定纳入标准为新发病例现患病现患病(hun bn)(hun bn)例例- -新发病例偏倚新发病例偏倚第57页/共79页第五十七页，共80页。定义 也称暴露偏倚，病人常因某些与致病无关的症状而就医，从而提高了早期病例的检出率，致使过高地估计了暴露程度而产生的系统误差举例 1975年Ziel所做的妇女服用复方雌激素与子宫内膜癌关系的病例对照研究：服用复方雌激素的妇女因导致(dozh)阴道出血而就医，故被发现有早期子宫内膜癌的机会增多，从而得出复方雌激素与子宫内膜

14、癌有关联的错误结论控制 延长收集病例的时间，超过由早期向中、晚期发生的时间检出征检出征(ch zhng)侯偏倚侯偏倚第58页/共79页第五十八页，共80页。定义 对于肿瘤、冠心病等慢性疾病，从开始暴露于危险因素到出现病变往往经历一个较长的时间过程，因此那些暴露后即将发生病变的人、已发生早期病变而不能检出的人、或在调查中已有病变但因缺乏早期检测手段而被错误地认为是非病例的人，都可能被选入对照组，由此而产生了结论的误差控制尽量采用敏感(mngn)的疾病早期检查技术开展观察期充分长的纵向调查时间效应时间效应(xioyng)偏倚偏倚第59页/共79页第五十九页，共80页。 在收集整理信息过程中由于测量

15、暴露与结局的方法(fngf)有缺陷造成的系统误差。 种类回忆偏倚 调查偏倚 第60页/共79页第六十页，共80页。定义 病例对照研究主要是调查研究对象既往的暴露情况，由于被调查者记忆失真或不完整造成结论的系统误差原因 与调查时间和事件发生的时间间隔、事件的重要性、被调查者的构成以及询问技术有关(yugun)控制选择不易为人们所忘记的重要指标做调查重视问卷的提问方式和调查技术回 忆 偏 倚第61页/共79页第六十一页，共80页。来源调查对象调查者原因(yunyn) 病例与对照的调查环境与条件不同调查技术、调查质量不高或差错以及仪器设备的问题控制采用客观指征认真做好调查技术培训采取复查等方法做好质

16、量控制检查条件尽量一致使用的检查仪器应精良调调 查查 偏偏 倚倚第62页/共79页第六十二页，共80页。 研究某个因素与某种疾病的关联时，由于某个既与疾病有制约关系，又与所研究的暴露因素有联系的外来因素的影响，掩盖或夸大了所研究的暴露因素与疾病的联系。特点 不易识别，不易确定(qudng)，需认真细致地去解决 控制的方法 匹配法 分层分析法 多因素分析第63页/共79页第六十三页，共80页。第64页/共79页第六十四页，共80页。 样本量小，病例易获取，工作量不大，所需人力、物力较少，易于进行，出结果快可同时对一种(y zhn)疾病的多种病因进行研究适合于对病因复杂、发病率低、潜伏期长的疾病可

17、以对治疗措施的疗效与副作用做出初步评价第65页/共79页第六十五页，共80页。易受回忆偏倚的影响选择(xunz)合理的对照较困难结果的可靠性不如队列研究不能计算暴露与无暴露人群的发病率 第66页/共79页第六十六页，共80页。巢式病例对照(duzho)研究病例-队列研究第67页/共79页第六十七页，共80页。 按队列研究(ynji)的方式进行，收集每个队列成员的暴露信息及有关混杂因素，确定随访期内发生的病例作为病例组，对照来自同一队列，然后进行病例对照研究(ynji)巢式病例(bngl)对照研究（nested case control study）第68页/共79页第六十八页，共80页。又称病

18、例参比式研究（case-base reference study）原理 研究开始时在队列中随机选取一组样本作为对照，观察结束(jish)时，队列中出现被研究疾病的所有病例作为病例组特点 可以同时研究几种疾病，不同的疾病有不同的病例组，对照组是同一组随机样本病例病例- -队列队列(duli)(duli)研究（研究（case-cohort studycase-cohort study）第69页/共79页第六十九页，共80页。两者的比较：相同 对队列中的每个成员进行观察与分析不同 对照是随机选取，不与病例进行匹配 对照如发生(fshng)被研究疾病，既为对照又为病例 1个随机对照组可同时和几个病例组

19、比较第70页/共79页第七十页，共80页。两者的优点(yudin)： 按队列研究设计进行，资料收集在发病前，故因果关系清楚，资料可靠，论证强度高资料处理与分析按病例对照研究的方式，省时省力省钱兼有病例对照研究与队列研究两者之优点(yudin)第71页/共79页第七十一页，共80页。 巢式病例对照研究的优点： 统计效率高 统计方法常用 收集资料简便 病例-队列研究的优点： 对照随机选择,代表性好 对照选择不受时间限制(xinzh)，选择快 一组对照可同时与几种病例组比较第72页/共79页第七十二页，共80页。 1.病例(bngl)对照研究（case-control study）是分析流行病学最基本、最重要的研究类型之一 回顾性从果查因的研究方法，是在疾病发生之后去追溯假定的病因因素 人群、对照、病例(bngl)和暴露 明确产生病例(bngl)的人群，从中正确地挑选对照，并正确地收集暴露资料是病例(bngl)对照研究的精髓 小小 结结第73页/共79页第七十三页，共80页。 3.对照不必代表所有未患研究疾病的病人，同样也不必代表所有总体人群(rnqn) 病例不必代表患有该种疾病的全部病人，也不可能做到这一点 4.选择病例原则 符合病例的定义，就应当收入病例组，不受其暴露状态的影响，避免产生选择偏倚第74页/共79页第七十四页，共80页。 回忆暴露及暴露与疾病的