预防医学-病例对照研究分析
时间：2021-02-24 11:17:16 来源：写作资料库 本文已影响 人 
病例对照研究的分析
不匹配不分层资料
这是病例对照研究资料分析的基木形式。
每个暴露因素可整理成表5?5的四格表形式
例如，一项关于口服避孕药与心肌梗死的病例对照研究，结果如
表 5-8。
表5?8 口服避孕药(0C)与心肌梗死(Ml)关系的病例对照研究
结果
病例
对照
合计
服oc
39
24
63
未服oc
114
154
268
合计
153
178
331
利用才(卡方)检验，检验病例组与对照组两组的暴露率有
无统计学的显著差异
= 7.70(ad -bey n
= 7.70
(a + /?)(<? +d)(" + c)(Z? + 〃)
己知Zo.oi(i,=6-63^ 本例Z2= 7.70>6.63,则 P<0.01o 结论为拒绝 无效假设，即两组暴露率的差异有统计学显著性。
计算暴露与疾病的联系强度OR
OR = ad/be = 2.20
⑷Woolf氏logit近似法
—
山OR
z —-.
Jl/a + l//? + l/c + l/〃
如 Z>1.96, Pv0.05； Z>2.58, PvO.01； Z>3.08, Pv 0.001。
木例，z = 0.7885/0.2874 = 2.74> 2.58,则 P < 0.01 o 理论上，该检验应 当与尸检验的结论(即是否有统计学的显著意义)一致。
(5)计算 OR 的可信区间(confidence interval, Cl)
前面计算的OR值是关联强度的一个点估计值，即用一次研究 (样本人群)所计算出来的一次OR值。考虑到抽样误差，可按一定 的概率(称为可信度)来估计总体OR的范围，即OR的可信区间， 其上下限的值为可信限。一般常计算OR的95%可信区间。
? Woolf自然对数转换法
此法是建立在OR方差的基础上。OR自然对数的方差为：
V^(lnO/?) = l/c + l//2 + l/c + l/d =0.0826
In OR 95%C/ = In OR ±1.96x J畑(In OR) = In 2.2±1.96x0.2874 = (0.2252, 1.3218)
求上述值的反自然对数得：exp(0.2252) = 1.25, exp(1.3218) = 3.75 , 即 OR 的 95% Cl 为(1.25, 3.75)o
②Miettnen氏卡方值法
OR 95% CI = o』±l96&)= 2.2(田ME) = Q 26, 3.84)
如果估计99% Cl,只需将以上二式中的1.96换成2.58即可。
可信区间中不包括1.0,即可认为该OR值在0.05 (95% CI)或0.01 (99%CI)水平上有统计学显著性。
不匹配分层资料
分层分析是把研究人群根据某特征或因素分为不同层，如按性别 可分为男女两层，按年龄可分为20?39岁、40?59岁及60岁及以 上三层，然后分别分析各层中暴露与疾病的关联。用以分层的因素是 可能的混杂因素，通过分层可以控制该因素的混杂作用。
分层资料的整理
首先根据表5-9的形式整理资料。
表5?9病例对照研究分层资料整理表
暴露或特
i层的疾病情况
合计
征
病例
对照
有
3/
bi
nn
无
Ci
di
noi
合计
mu
mOj
ti
以表5-8的数据为例，考虑到年龄与口服避孕药的行为有关，也 与Ml的发生有关，可能是个混杂因素。故可按年龄将研究对象分为 v40岁和A40岁两层，如表5-10o
表5?10按年龄分层的结果
<40岁
>40岁
服OC
未服
OC
合计
服OC
未服OC
合计
病例
21 (a?)
26(6)
47伽d
18(a2)
88(b2)
106(/77/2
对照
17(6)
59(J)
76(/776)
7(02)
95?)
)
102(/7702
)
合计
38(m)
85(门 07)
123⑹
25(恥)
183(门 02)
208(b)
OR2
OR2=2.78
（2）计算各层的OR
ORX =（21x59）/（17x26） = 2.80
OR. =（18x95）/（7x88） = 2.78
两层的OR均较不分层时的OR大。
进一步分析非暴露组（未服0C者）中年龄与Ml发生的关联（表
5-11）o
表5-11未服0C者中年龄与Ml发生的关联
<40岁
>40岁
Ml
26
88
对照
59
95
OR = 0.48, z2 = 7.27 ,说明年龄与Ml的发生有联系（年龄越大, 发生Ml的危险性越高）。
再分析对照组中年龄与口服避孕药的关联（表5-12）o
表5-12对照组中年龄与服用OC行为的关联
<40岁
>40岁
服OC
17
7
未服OC
59
95
OR = 3.9\, r=8.98 ,说明年龄与是否口服避孕药也有联系。
另外，年龄也不是OC与Ml联系的中间环节，故可以认为年龄
是研究0C与Ml关系时的混杂因素。这种情况下可以用分层分析方 法控制年龄的混杂作用。
当两层的OR值接近或相同时，说明两层是同质的 (homogeneous)(两层的OR是否同质，可用Woolf的齐性检验法 检验，此处不做介绍)，此时可进一步做合并估计
计算总的OR
用Mantel-Haenszel提出的公式：
or 一工仏％⑴
根据表5-1 0的数据，可得ORWI = 2.79。
计算总的卡方值
也用Mantel-Haenszel提出的公式：
其中，工E(q)为工q的理论值：
(5-11)(5-12)式中工％“仏)为口的方差：
(5-11)
(5-12)
式中工％“仏)为口的方差：
/-I ri 一
(5-14)
其中，/为分层的总层数，/为第几层。
根据表5-10的数据，可得加〃 =11.79。Mantel-Haenszel分层分
析的自由度等于1,查尸界值表，P<0.01o
估计总OR的可信区间
用Miettinen法计算：
(OR「ORj) = O嘛酬關)=(1.55, 5.01)
即,ORmh的95% Cl的下限为1.55,上限为5.01。如计算99%
CI,将上式中的1.96换成2.58即可。可信区间中不包括1.0,即可 认为该OR值在0.05或0.01水平上有统计学显著意义。
由以上分析可以看出，经分层调整后的ORmh为2.79,如不进行 分层分析，则OR值为2.20,说明由于混杂因素年龄的作用，暴露 因素口服避孕药与心肌梗死的关联被歪曲，关联强度趋向于1。
分级暴露资料
如能获得某暴露因素不同暴露水平的资料，可用来分析暴露和疾 病的剂量反应关系，以增加因果关系推断的依据。
（1）将资料整理归纳成列联表
整理表中的引与b。分别对应着前而四格表中的c与d（表5-13）o
表5?13病例对照研究分级资料整理表
暴露分级
0
1
2
3
4
……
合计
TOC \o "1-5" \h \z 病例 a0 (=c)
ai
a2
a3
a4
…… n；
对照
b0(=d)
b1
b2
b3
b4
n0
合计 m0
mi
m2
m3
m4
n
（2）进行才（卡方）检验
例如，1956年Doll和Hill开展了男性吸烟与肺癌关系的病例对
照研究（表5-14）o
表5-14男性每日吸烟的支数与肺癌的关系
0
5-
15-
合计
病例
2(c)
33 (a/)
250 (ap)
364 (as)
649 (m)
对照
27 (6
55 (bi)
293 (&)
274 (6)
649 (no)
合计
29 (mo)
88 (mi)
543 (m2)
638 (m3)
1298 (n)
OR
结果，
1.00
Z2 =43.15,
8.10
自由度为3,
11.52
Pv 0.001
17.93
O
计算各暴露分级的OR
通常以不暴露或最低水平的暴露组为参照组。本例以不吸烟组为 参照组，其余各级OR值分别为8.10、11.52和17.93,随着吸烟量 的增加而递增，呈现明显的剂量反应关系。
/ (卡方)趋势检验
自由度为1的才趋势检验公式为：
[7；-(^/H)]2
(5-15)
Var
其中：％“ =丄二―
tr (”_1)
/-0
/-o
T严乞叫X；
/-0
X的取值有两种方法，一是取每个暴露水平的中点值，另一种方 法是第/暴露水平的Xi= / (参照组为0)。
以表5?14的资料为例:
T2 = 88 x 1 + 543 x 2 + 638 x 3 = 3088
7； = 88 x l2 + 543 x 22 + 638 x 32 = 8002
Var =
649 x 649x(1298 x 8002 - 30882)
12982x(1298-1)
= 164.0039
1625-(649 x 3088/1298)]'
164.0039
= 40.01
自由度为1，P<0.01o结果说明剂量反应趋势有很显著的统计学意义。