第五章病例對照研究casecontrolstudy

1、第五章第五章 病例對照研究病例對照研究（case-control studycase-control study）1.基本原理基本原理2.研究類型研究類型3.研究實例研究實例4.研究設計與實施研究設計與實施5.資料的整理與分析資料的整理與分析6.常見偏倚及其控制常見偏倚及其控制7.實施病例對照研究應注意的問題實施病例對照研究應注意的問題8.與隊列研究優(yōu)缺點的比較與隊列研究優(yōu)缺點的比較病例對照研究設計應用史病例對照研究設計應用史n1843年年guy：職業(yè)暴露與肺結核的關系（最早的：職業(yè)暴露與肺結核的關系（最早的病例對照研究）病例對照研究）n1884年年louis：著作（最早的概念提出）：著作（最

2、早的概念提出）n1926年年claypon:生殖因素與乳腺癌關系（最早的生殖因素與乳腺癌關系（最早的符合現(xiàn)代病例對照概念的研究）符合現(xiàn)代病例對照概念的研究）n二戰(zhàn)后應用廣泛二戰(zhàn)后應用廣泛n60年代以來方法逐步完善年代以來方法逐步完善第一節(jié)第一節(jié) 基本原理基本原理 過去 現(xiàn)在 比較 人數(shù) 暴露 a/(a+c) a c b/(b+d) b d病病例例對對照照+-+n病例對照研究（病例對照研究（case control study）：以一組患有）：以一組患有某病者（病例）和一組或幾組未患該病但在某些已知某病者（病例）和一組或幾組未患該病但在某些已知因素方面與病例組相似者（對照）為研究對象，調查因素方

3、面與病例組相似者（對照）為研究對象，調查他們過去是否暴露于某個或某些可疑致病因素或暴露他們過去是否暴露于某個或某些可疑致病因素或暴露劑量，比較兩組暴露比值，推斷研究因子作為病因的劑量，比較兩組暴露比值，推斷研究因子作為病因的可能性。可能性。n暴露（暴露（exposure）：指研究對象接觸某些因素，或具）：指研究對象接觸某些因素，或具備某些特征，或處于某種狀態(tài)。備某些特征，或處于某種狀態(tài)。n暴露因素（暴露因素（exposure factor)：可以是機體固有的、：可以是機體固有的、先天的，也可以是體外的、后天的，暴露因素也叫研先天的，也可以是體外的、后天的，暴露因素也叫研究變量（究變量（vari

4、able）。）。n混雜與混雜因素（混雜與混雜因素（confounding and confounding confounding and confounding factor)factor)：研究某因素與某疾病關聯(lián)時，由于某個既與：研究某因素與某疾病關聯(lián)時，由于某個既與疾病有制約關系，又與所研究的因素有聯(lián)系的外來因疾病有制約關系，又與所研究的因素有聯(lián)系的外來因素的影響，掩蓋或擴大了所研究的因素與疾病的聯(lián)系，素的影響，掩蓋或擴大了所研究的因素與疾病的聯(lián)系，這種現(xiàn)象或影響叫這種現(xiàn)象或影響叫混雜混雜，其所帶來的偏倚叫，其所帶來的偏倚叫混雜偏倚混雜偏倚，該外來因素該外來因素叫混雜因素叫混雜因素。第二節(jié)

5、 研究類型一、病例與對照不匹配：對照數(shù)目與病例相等或略多一、病例與對照不匹配：對照數(shù)目與病例相等或略多二、病例與對照匹配（二、病例與對照匹配（matching）：要求對照在某些因素上與病例保持）：要求對照在某些因素上與病例保持一致。一致。 如年齡匹配如年齡匹配 1、頻數(shù)匹配（、頻數(shù)匹配（frequency matching）：匹配因素所占比例在病例）：匹配因素所占比例在病例組和對照組一致。如病例組男女各半，平均年齡組和對照組一致。如病例組男女各半，平均年齡56歲。對照組亦應如歲。對照組亦應如此（無顯著性差異）。此（無顯著性差異）。 2、個體匹配（、個體匹配（individual matchin

6、g）：病例和對照以個體為單位）：病例和對照以個體為單位進行匹配。進行匹配。 目的：提高研究效率（目的：提高研究效率（study efficiency） 匹配因素：已知或疑為混雜因子（匹配因素：已知或疑為混雜因子（confounding factor） 常見匹配：常見匹配：1:1（配對）；（配對）；1:2；1:r 匹配過度匹配過度（over matching）：匹配增加了對照選擇的）：匹配增加了對照選擇的難度，把不必要項目列入匹配，丟失了信息，降低了難度，把不必要項目列入匹配，丟失了信息，降低了研究效率。研究效率。匹配程度：連續(xù)變量可劃分為若干組，按組匹配；離散匹配程度：連續(xù)變量可劃分為若干組，

7、按組匹配；離散變量可完全匹配。變量可完全匹配。 （1）研究因素和中間變量：）研究因素和中間變量： 吸煙吸煙心血管病心血管病 （2）只與可疑因素有關而與疾病無關的因素）只與可疑因素有關而與疾病無關的因素 避孕藥避孕藥子宮內膜癌子宮內膜癌 三、衍生的研究類型三、衍生的研究類型1、巢式病例對照研究（套迭式；嵌入式）、巢式病例對照研究（套迭式；嵌入式） （nested case-control study）：通過隊列）：通過隊列研究，確認隨訪時發(fā)生的病例，作為病例組，以研究，確認隨訪時發(fā)生的病例，作為病例組，以同一隊列的未發(fā)病者為對照。同一隊列的未發(fā)病者為對照。 優(yōu)點優(yōu)點：（：（1）暴露資料在發(fā)病或死

8、亡前獲得，）暴露資料在發(fā)病或死亡前獲得， 時間順序清楚，無回憶偏倚。時間順序清楚，無回憶偏倚。 （2）兩組可比性好）兩組可比性好 （3）可提高統(tǒng)計及檢驗效率）可提高統(tǒng)計及檢驗效率 暴露率高；共同暴露開始時間暴露率高；共同暴露開始時間 缺點：只能比較暴露的等級缺點：只能比較暴露的等級 例：例：kent（1988）：血膽固醇與癌癥）：血膽固醇與癌癥 類型類型：（1）前瞻性）前瞻性(prospective nested case-control study)：研究開始時據(jù)一定條件選擇某一人群研究開始時據(jù)一定條件選擇某一人群作為隊列，前瞻性地隨訪一定時間確定病例組作為隊列，前瞻性地隨訪一定時間確定病例

9、組和對照組。和對照組。（2 2）回顧性（）回顧性（retrospective nested case-retrospective nested case-control study):control study):據(jù)研究之前一段特定時間的據(jù)研究之前一段特定時間的情況選擇某一人群作為隊列，據(jù)現(xiàn)在的情況確情況選擇某一人群作為隊列，據(jù)現(xiàn)在的情況確定病例組和對照組。定病例組和對照組。2、病例隊列研究（、病例隊列研究（case-cohort study)(病例參病例參比式研究，比式研究，case-base reference study)：隊隊列研究開始時，在隊列中按一定比例隨機抽取列研究開始時，在隊列

10、中按一定比例隨機抽取一個一定量的有代表性的樣本作為對照組，觀一個一定量的有代表性的樣本作為對照組，觀察結束時，隊列中出現(xiàn)的全部所研究的病例為察結束時，隊列中出現(xiàn)的全部所研究的病例為病例組，與上述對照組比較。病例組，與上述對照組比較。 特點：特點： 1）對照是隨機選取的，不與病例進行匹配）對照是隨機選取的，不與病例進行匹配 2）事先抽中的對照組成員如發(fā)生所研究的疾病，既）事先抽中的對照組成員如發(fā)生所研究的疾病，既可作為病例組，也可作為對照組可作為病例組，也可作為對照組 3）可以研究幾種疾病，但對照組是同一樣本）可以研究幾種疾病，但對照組是同一樣本3、病例交叉研究（、病例交叉研究（case-cro

11、ssover design)：比較相同研究對象在急性事件發(fā)生前一段時間比較相同研究對象在急性事件發(fā)生前一段時間的暴露情況與未發(fā)生事件的某段時間內的暴露的暴露情況與未發(fā)生事件的某段時間內的暴露情況，如果暴露與少見事件（疾?。┯嘘P，則情況，如果暴露與少見事件（疾?。┯嘘P，則在事件發(fā)生前的這一段時間內的暴露頻率應該在事件發(fā)生前的這一段時間內的暴露頻率應該高于更早時間內的暴露頻率。高于更早時間內的暴露頻率。 4、單純病例研究（、單純病例研究（case only study）；（病例系列研究）；（病例系列研究case series study）；（）；（ 病例病例研究病例病例研究 case-only s

12、tudies）：）：僅用僅用病例作為研究對象來評估所研究的環(huán)境因素與易感基因型的相互作病例作為研究對象來評估所研究的環(huán)境因素與易感基因型的相互作用。其設計原理是以是否暴露與環(huán)境致病因素和易感基因型為標準用。其設計原理是以是否暴露與環(huán)境致病因素和易感基因型為標準將資料整理成將資料整理成2 22 2表表 計算公式為： orca=(a11a00)/(a10a01) 無對照病例研究資料整理表 * 1：暴露 0：非暴露 a：病例例數(shù)第三節(jié)第三節(jié) 研究實例研究實例herbst關于年輕女性陰道腺癌的研究關于年輕女性陰道腺癌的研究n美國波士頓美國波士頓vincent記念醫(yī)院，記念醫(yī)院，1966-69年發(fā)現(xiàn)年發(fā)

13、現(xiàn)7例年輕女性陰道腺例年輕女性陰道腺癌癌n該病為罕見?。赫寂陨诚到y(tǒng)癌癥該病為罕見?。赫寂陨诚到y(tǒng)癌癥0.1%-0.2%，50歲以上多見歲以上多見n懷疑因素：使用陰道局部刺激物、陰道沖洗、陰道塞史；性交史；懷疑因素：使用陰道局部刺激物、陰道沖洗、陰道塞史；性交史；避孕藥應用史，均無意義。避孕藥應用史，均無意義。n重新研究目的：用病例對照研究比較病例從胚胎期至發(fā)病前的情況。重新研究目的：用病例對照研究比較病例從胚胎期至發(fā)病前的情況。n研究對象：研究對象：7例加例加1例另一醫(yī)院的陰道透明細胞癌患者。例另一醫(yī)院的陰道透明細胞癌患者。n1：4配對：要求對照與病例在同等級病房中出生，時間前后配對：要

14、求對照與病例在同等級病房中出生，時間前后 10天天n使用統(tǒng)一調查表，培訓調查員使用統(tǒng)一調查表，培訓調查員n結果：此次懷孕流血、以往流產史及此次懷孕使用雌激素史三個因結果：此次懷孕流血、以往流產史及此次懷孕使用雌激素史三個因素有顯著意義。素有顯著意義。n結論：母親懷孕早期服用保胎藥已烯雌酚使其女兒發(fā)生陰道腺癌的結論：母親懷孕早期服用保胎藥已烯雌酚使其女兒發(fā)生陰道腺癌的危險性增加。危險性增加。第四節(jié)第四節(jié) 研究設計與實施研究設計與實施一、一般步驟提出病因假設制定研究計劃收集資料對收集到的資料進行整理與分析總結并提交研究報告二、具體實施二、具體實施（一）提出假設：可發(fā)現(xiàn)或檢驗病因線索（一）提出假設：

15、可發(fā)現(xiàn)或檢驗病因線索（二）明確研究目的，選擇適應的對照形式：（二）明確研究目的，選擇適應的對照形式： 不匹配或頻數(shù)匹配：探討病因線索不匹配或頻數(shù)匹配：探討病因線索 個體匹配：提高統(tǒng)計效率，適于罕見疾病個體匹配：提高統(tǒng)計效率，適于罕見疾病 對照數(shù)目：按對照數(shù)目：按pitman效率遞增公式：效率遞增公式： 效率效率=2r/(r+1) 1:1時，效率時，效率=21/(1+1)=1 1:2時，效率時，效率=22/(2+1)=1.3 1:3時，效率時，效率=1.5 1:4時，效率時，效率=1.6 1:4以上，效率增加緩慢，但對照選擇難度增加，故以上，效率增加緩慢，但對照選擇難度增加，故 1:4（三）病例

16、與對照的來源與選擇（三）病例與對照的來源與選擇 1、病例的選擇：、病例的選擇： （1）以醫(yī)院為基礎（）以醫(yī)院為基礎（hospital-based）：某期間內全部門診）：某期間內全部門診 或住院病人；病案及出院記錄或住院病人；病案及出院記錄 （2）以社區(qū)人群為基礎（）以社區(qū)人群為基礎（community-based）：社區(qū)的監(jiān)測、）：社區(qū)的監(jiān)測、 普查、抽樣調查中發(fā)現(xiàn)的病例普查、抽樣調查中發(fā)現(xiàn)的病例 注意：明確的診斷標準（國內外統(tǒng)一；自定）；與對照的注意：明確的診斷標準（國內外統(tǒng)一；自定）；與對照的 可比性（性別、年齡等）；新發(fā)、現(xiàn)患、死亡病例可比性（性別、年齡等）；新發(fā)、現(xiàn)患、死亡病例 2、對

17、照、對照：（理想：全人群或非病人群的隨機樣本（理想：全人群或非病人群的隨機樣本 現(xiàn)實：病例的定義可確定其源人群，對照應為病例源人群現(xiàn)實：病例的定義可確定其源人群，對照應為病例源人群 的隨機樣本）的隨機樣本） （1）同一或多個醫(yī)院其他病人：那些與暴露沒聯(lián)系者）同一或多個醫(yī)院其他病人：那些與暴露沒聯(lián)系者 吸煙與肺癌：排除呼吸道疾病入院者做對照吸煙與肺癌：排除呼吸道疾病入院者做對照 （2）人群對照（社區(qū)、社團非病例或健康人）：隨機抽樣；隨）人群對照（社區(qū)、社團非病例或健康人）：隨機抽樣；隨機數(shù)字撥號機數(shù)字撥號 （3）朋友、同事、親屬及死亡對照）朋友、同事、親屬及死亡對照（四）確定樣本量（四）確定樣本

18、量（size of sample）1、影響樣本量的因素、影響樣本量的因素（1）對照組的暴露率（）對照組的暴露率（p0）（2）估計的）估計的rr或或or（3）希望的顯著性水平（）希望的顯著性水平（a=a=0.05 or =0.01) 假陽性錯誤（假陽性錯誤（false positive error）或稱第一類錯誤（）或稱第一類錯誤（type i error） 即由于判斷失誤，從而拒絕了原本正確的無效假設。在統(tǒng)計推斷即由于判斷失誤，從而拒絕了原本正確的無效假設。在統(tǒng)計推斷 上指允許犯假陽性的概率。上指允許犯假陽性的概率。1- a a 稱為精確度。稱為精確度。（4 4）希望的把握度（）希望的把握度（

19、power）或稱功效，（）或稱功效，（1- b b） b b為假陰性錯誤（為假陰性錯誤（false negative error or type ii error），指由于），指由于統(tǒng)統(tǒng) 計量（計量（t）沒有超過顯著水平，從而接受了原本不正確的無效假設。）沒有超過顯著水平，從而接受了原本不正確的無效假設。2、估計方法、估計方法（1）非匹配設計：病例數(shù)）非匹配設計：病例數(shù)=對照數(shù)對照數(shù)例：吸煙與肺癌，預期例：吸煙與肺癌，預期rr=2.0，人群吸煙率，人群吸煙率(p0)=20%， 定：定：a a= =0.05（雙側）（雙側）b b= =0.1 查表得查表得: ua a=1.96 =1.96 ub

20、b=1.28=1.28 p1=(0.22)/(1+0.21)=0.333 =(0.2+0.333)/2=0.267 =1-0.267=0.733 n=20.2670.733(1.96+1.282)2/0.333-0.2)2 =232 （查表得：（查表得：n=229） pqppprrprrppppuuqpn=1)(5 .0)1(1/)/()(2010012012bapq（2）非匹配調查：病例數(shù)）非匹配調查：病例數(shù)對照數(shù)對照數(shù)設：病例數(shù)設：病例數(shù):對照數(shù)對照數(shù)=1:c； 則病例數(shù)為：則病例數(shù)為： p1計算同上式；對照數(shù)計算同上式；對照數(shù)=cn（3）1:1配對設計：配對設計：schlesselman

21、公式：公式： 總對子數(shù)：總對子數(shù)：mm/(p0q1+p1q0) m為結果不一致的對子數(shù)為結果不一致的對子數(shù) p0；p1為目標人群中對照組和病例組估計暴露率為目標人群中對照組和病例組估計暴露率pqccpppppuuqpcn=1)1/()()/()()/11(012012ba00110012211)1(1/)1/()1/()2/1/()1(2/pqpqrrprrpprrrrororppppuum=ba例：例：研究口服避孕藥與先天性心臟病的關系，設研究口服避孕藥與先天性心臟病的關系，設a a= =0.05（雙側），（雙側），b b= =0.1；對照組暴露比例；對照組暴露比例p0=0.3；預期；預期r

22、r=2.0 求：需要的總對子數(shù)？求：需要的總對子數(shù)？ 解：查表得解：查表得: ua a=1.96 =1.96 ub b=1.28=1.28 p1=p0rr/1+p0(rr-1)=0.32/1+0.3(2-1)=0.46 p=rr/(1+rr)=2/(1+2)=2/3=0.67 q1=1-p1=1-0.46=0.54 q0=1-p0=1-0.3=0.7 總對子數(shù)：總對子數(shù)：mm/(p0q1+p1q0) =90/(0.30.45+0.460.7)=186（人）（人）9 .9190)2/167. 0/()67. 01 (67. 028. 12/96. 1)2/1/()1 (2/2222=pppuum

23、ba（五）獲取研究因素的信息（五）獲取研究因素的信息 1、變量的選定：與目的有關的變量不能少，且要細致（吸煙：、變量的選定：與目的有關的變量不能少，且要細致（吸煙：量、時間、種類、方式、戒煙時間等）；無關的項目不能有。量、時間、種類、方式、戒煙時間等）；無關的項目不能有。 2、變量的規(guī)定：明確規(guī)定，統(tǒng)一標準（吸煙者：每天吸煙至少、變量的規(guī)定：明確規(guī)定，統(tǒng)一標準（吸煙者：每天吸煙至少一支，持續(xù)一年以上者）一支，持續(xù)一年以上者） 3、變量的測量：定性（是、否）；半定量（經常、偶爾、不）；、變量的測量：定性（是、否）；半定量（經常、偶爾、不）；定量（平均每周幾次？平均每次多少？）定量（平均每周幾次？

24、平均每次多少？） 4、使變量符合規(guī)定：以客觀手段與證據(jù)為準繩（病情用醫(yī)療檔、使變量符合規(guī)定：以客觀手段與證據(jù)為準繩（病情用醫(yī)療檔案核準；職業(yè)史以工廠檔案核準；空氣、水污染用檢測結果核準；案核準；職業(yè)史以工廠檔案核準；空氣、水污染用檢測結果核準；吸煙量由親屬核準等）吸煙量由親屬核準等）（六）資料收集（六）資料收集 調查問卷；查閱檔案；采樣化驗；實地查看等。調查問卷；查閱檔案；采樣化驗；實地查看等。第五節(jié)第五節(jié) 資料的整理與分析資料的整理與分析一、資料的整理與分析原則一、資料的整理與分析原則 1、比較兩組暴露比例有無顯著性差異、比較兩組暴露比例有無顯著性差異 2、用暴露優(yōu)勢比估計患病優(yōu)勢比（聯(lián)系強

25、度）、用暴露優(yōu)勢比估計患病優(yōu)勢比（聯(lián)系強度） 3、控制混雜因素：、控制混雜因素：；分層；多因素分析；分層；多因素分析二、方資料的分析二、方資料的分析（一）描述性統(tǒng)計（一）描述性統(tǒng)計 1、研究對象的一般特征、研究對象的一般特征 2、均衡性檢驗、均衡性檢驗（二）統(tǒng)計推斷二）統(tǒng)計推斷分析類型：分析類型： 不分層資料不分層資料 非個體匹配資料非個體匹配資料 分層資料分層資料 1：1配對配對 個體匹配資料個體匹配資料 1：2配對配對 1：m配對配對 分級暴露資料分級暴露資料 多因素分析多因素分析 n病例對照研究中表示聯(lián)系強度的指標病例對照研究中表示聯(lián)系強度的指標 比值比比值比( 比數(shù)比比數(shù)比; 優(yōu)勢比優(yōu)

26、勢比; 交叉乘積比交叉乘積比; odds ratio; or ) :病例組病例組暴露比值與對照組暴露比值之比。暴露比值與對照組暴露比值之比。病例組暴露比值病例組暴露比值: 對照組暴露比值對照組暴露比值: 比值比：比值比： or取值為取值為0，or1為為“正正”關聯(lián)，說明發(fā)病危險度增大關聯(lián)，說明發(fā)病危險度增大; or1為為“負負”關聯(lián)，說明發(fā)病危險度減少。關聯(lián)，說明發(fā)病危險度減少。 orrr的條件：的條件：1）良好的代表性）良好的代表性 2）人群疾病頻率較低（）人群疾病頻率較低（5%）cacaccaa/)/()/(=dbdbddbb/)/)/(=bcaddbcaor=/暴露暴露 疾病疾病 . 病

27、例病例 對照對照 合計合計 + a b a+b=n1 - c d c+d=n0合計合計 a+c=m1 b+d=m0 t 暴露暴露 疾病疾病 . 病例病例 非病例非病例 合計合計 + a b a+b=n1 - c d c+d=n0合計合計 a+c=m1 b+d=m0 t bcaddbcadbddbbcaccaaor=/)/()/()/()/()/()/(dccbaarr=or與與rr之關系之關系病例對照研究資料病例對照研究資料隊列研究資料隊列研究資料當人群疾病頻率很低時，可將當人群疾病頻率很低時，可將rr計算公式中計算公式中 a/(a+b)和和c/(c+d)中分母的中分母的 a、c忽略不計，即：

28、忽略不計，即： a+b b；c+dd; 則：則： 因此，因此，orrr的條件：的條件：1）良好的代表性）良好的代表性 2）人群疾病頻率較低（）人群疾病頻率較低（5%）bcaddcbadccbaarr=/)/()/(相對危險度（相對危險度（rr）與關聯(lián)強度）與關聯(lián)強度 (monson ra, 1980) rr（or） 關聯(lián)強度關聯(lián)強度 0.91.0 1.01.1 無 0.70.8 1.21.4 弱 0.40.6 1.52.9 中等 0.10.3 3.09.9 強 10 很強1、非個體匹配不分層資料、非個體匹配不分層資料 （1）整理表格）整理表格 表表 口服避孕藥口服避孕藥(oc)與心肌梗死與心肌

29、梗死(mi)關系關系 （2）顯著性檢驗）顯著性檢驗 c c2=(ad-bc)2n/(a+b)(c+d)(a+c)(b+d)=7.7 c c20.01(1)=6.637.7 p1.96 2.58 3.08 2.58 p0.013 . 3239. 0/7885. 0/ 1/ 1/ 1/ 1ln=dcbaorz（4）or可信區(qū)間（confidence interval,，ci) 1）woolf法： 本例：var(lnor)=0.0826 or95%ci=ln2.21.960.2874 =1.32180.2252 or95%ci =exp(1.3218; 0.2252) =1.253.75 2)mie

30、ttinen法： 本例： )(ln96. 1lnexp%95orvarorcior=/d/c/b/aor)var(1111ln=)/96.11(2,c= orororul)7 . 7/96. 11(20. 2%95=cior26. 120. 2)7 . 7/96. 11(=lor84. 320. 2)7 . 7/96. 11(=uor2、非個體匹配分層資料、非個體匹配分層資料 1）特點）特點 （1）可評價分層因素本身作用及其與暴露之關系）可評價分層因素本身作用及其與暴露之關系 （2）離散變量可完全控制分層因素的混雜作用，連續(xù)變量取決）離散變量可完全控制分層因素的混雜作用，連續(xù)變量取決 于分層程

31、度于分層程度 （3）簡單易行，一目了然，并幫助正確設計多因素模型）簡單易行，一目了然，并幫助正確設計多因素模型 （4）缺點是丟失效率，分層太多，層中例數(shù)會出現(xiàn)）缺點是丟失效率，分層太多，層中例數(shù)會出現(xiàn) “零零” 2）資料整理）資料整理 表表5-6 病例對照研究分層資料整理表病例對照研究分層資料整理表暴露特征暴露特征 第第i 層的發(fā)病情況層的發(fā)病情況 合計合計 病例病例 對照對照 + ai bi n1i - ci di n0i 合計合計 m1i m0i ti 表表 口服避孕藥與心機梗死關系病例對照研究按年齡分層分析口服避孕藥與心機梗死關系病例對照研究按年齡分層分析（3）計算各層）計算各層or：

32、or1=（2159）/（26 17）=2.8 or2=（18 95）/（88 7）=2.78 可見兩層可見兩層or值均較不分層時大。值均較不分層時大。 40 40歲歲 . 服服oc 未服未服oc 合計合計 服服oc 未服未服oc 合計合計 病例病例 21(a1) 26(b1) 47(m11) 18(a2) 88(b2) 106(m12)對照對照 17(c1) 59(d1) 76(m01) 7(c2) 95(d2) 102(m02)合計合計 38(n11) 85(n01) 123(t1) 25(n12) 183(n02) 208(t2)分層分層or值的齊性檢驗（值的齊性檢驗（woolf法）法）1

33、、計算各層、計算各層ori、lnori、var(lnori)、w wi： var(lnori)=1/a+1/b+1/c+1/d w wi=1/ var(lnori)2、進行、進行c c2 2檢驗：檢驗： n n為層數(shù)；為層數(shù)； 自由度為自由度為n n-1-1 212)ln(lnwwwcororinii= 表表 or齊性檢驗資料整理表齊性檢驗資料整理表計算總計算總or的：的： orw w=e1.0266=2.7915計算總計算總or的標準誤：的標準誤：計算總計算總or95%ci：o orw w9595%ci=e1.0266-1.960.3055e1.0266+1.960.3055=1.53395

34、.080層次層次 ori lnori var(lnori) w wi 1 2.8 1.0296 1/21+1/26+1/17+1/59=0.1618 6.1805 2 2.78 1.0225 1/18+1/88+1/7+1/95=0.2204 4.53660266. 15366. 41805. 60225. 15366. 40296. 11805. 6ln(ln00=niiniororwww3055. 05366. 41805. 611)(ln0=nixorsww3055. 096. 17955. 296. 1ln%95ln=xsorciorww作作c c2 2檢驗：檢驗： c c20.01(

35、1)=6.637.5621 p0.01 結論：各層間的結論：各層間的oror值差異顯著，說明兩個資料不同質，值差異顯著，說明兩個資料不同質，總總oror值不能說明年齡、口服避孕藥及心肌梗死的關系。值不能說明年齡、口服避孕藥及心肌梗死的關系。因此計算總因此計算總oror值無意義。值無意義。5621. 7)1866. 00225. 1 (5366. 4)1866. 00296. 1 (1805. 6)ln(ln22212=wwwcororinii進一步分析非暴露組年齡與進一步分析非暴露組年齡與mi及對照組年齡與及對照組年齡與oc之關系之關系 表表5-8 年齡與年齡與mi之關聯(lián)之關聯(lián) or=0.48

36、；c c2 2=7.27=7.27 說明年齡與心肌梗死有聯(lián)說明年齡與心肌梗死有聯(lián)系系 小年齡有保護作用小年齡有保護作用 。 表表5-8 年齡與年齡與oc之關聯(lián)之關聯(lián) or=3.91；c c2 2=8.89=8.89 說明年齡與口服避孕藥說明年齡與口服避孕藥也有聯(lián)系。也有聯(lián)系。 40歲歲 40歲歲mi 26 88對照對照 59 95 40歲歲 40歲歲oc 17 7對照對照 59 95（4）計算總）計算總or值：值： mantel-haenszel公式：公式： 本例：本例：ormh=2.79 （5）計算總）計算總c c2 2值：值：mantel-haenszel公式：公式： 其中其中i為總層數(shù)，

37、為總層數(shù)，i 為第幾層為第幾層 本例本例 =11.79 u=u=處理組處理組1=41=3 1=41=3 p0.01 =)/(/ )/(iiiiiimhtcbtdaor=)(/)(22iiiavaeac=iiiaitnme/11)(=iiiiiiiiaittnnmmv120101)() 1(2mhc（6）估計總）估計總or值值95%ci （7）計算標準化）計算標準化or值：各層間值：各層間or值相差很大值相差很大時，計時，計 算標準化死亡比（算標準化死亡比（standard mortality ratio, smr）或標準化率比（）或標準化率比（standard rate ratio, srr）

38、，來說明），來說明暴露組與非暴露組死亡暴露組與非暴露組死亡率或發(fā)病率之比值率或發(fā)病率之比值。 18. 323. 2,)/96. 11(2=cmhulororor=)/(iiiidcbasmr=iiicdasrr分層分析的過程總結分層分析的過程總結 每層每層or 異質異質 齊性檢驗齊性檢驗 標化標化or 同質同質 總總ormh or不等不等 非暴露組混雜因素非暴露組混雜因素 粗分析粗分析 分層分析分層分析 與疾病之關系與疾病之關系(or、c c2 2） 是否混雜是否混雜 or相等相等 對照組混雜因素與對照組混雜因素與 研究因素之關系研究因素之關系 結論結論 混雜混雜 方向及大小方向及大??？3、分

39、級暴露資料、分級暴露資料（1）資料整理）資料整理 表表5-11 男性每日的吸煙支數(shù)與肺癌之關系男性每日的吸煙支數(shù)與肺癌之關系c c2 2=43.15 n=3 =43.15 n=3 p0.001 （ rc表卡方檢驗）表卡方檢驗） 暴露暴露 每日吸煙支數(shù)每日吸煙支數(shù) . 水平水平(xi) 0(x0) 1(x1) 5(x2) 15(xt) 合計合計病例病例ai 2(a0=c) 33(a1) 250(a2) 364(a3) 649(n1)對照對照bi 27(b0=d) 55(b1) 293(b2) 274(b3) 649(n2)合計合計mi 29(m0) 88(m1) 543(m2) 638(m3)

40、1298(n)or 1.0 8.18 11.52 17.93（2）作）作rc表卡方檢驗表卡方檢驗（3）計算各分級的）計算各分級的or值：值： 例：例：xi=5 or=(250 27)/(2932)=11.52（4）進行趨勢卡方檢驗（自由度為）進行趨勢卡方檢驗（自由度為1）：）： =tiiitiiitiiixmtxmtxatnntntnnvvntnt023020122232122112)1(/)(/)/(c xi ： 取每個暴露水平的中點值；第取每個暴露水平的中點值；第i 暴露水平暴露水平 的的xi=i （如：（如：x0=0；x1=1；x2=2；）（但是，（但是，epi ifoepi ifo的取

41、值為每個暴露水平的初值，的取值為每個暴露水平的初值，本例為本例為x x0 0=0=0；x x1 1=1=1；x x2 2=5=5；x x3 3=15=15） 本例：（按本例：（按epi info 計算）計算） t1 =6743; t2 =12373; t3 =7587649; v =186886.17 c c2 =31.52 p 0.001（按（按xi=i計算，計算，c c2 =63.0842）4、1：1配對資料分析配對資料分析（1）資料整理）資料整理 表表5-13 外源性雌激素與子宮內膜癌的關系外源性雌激素與子宮內膜癌的關系對照對照 病例病例 對子數(shù)對子數(shù) 有暴露史有暴露史 無暴露史無暴露史

42、有暴露史有暴露史 27(a) 3(b) 30(a+b) 無暴露史無暴露史 29(c) 4(d) 33(c+d)對子數(shù)對子數(shù) 56(a+c) 7(b+d) 63(n)（2）卡方檢驗：）卡方檢驗：mcnemar公式公式 大樣本：大樣本： c c2 2 = (b-c)2/(b+c) 小樣本：小樣本： c c2 2 = (|b-c|-1)2/(b+c) 本例：本例： c c2 2 = (|b-c|-1)2/(b+c)=19.53 p 0.005（3）計算）計算or值：值： or=c/b （b0） 本例：本例： or=9.67 （4）計算）計算or95%ci：miettinen法法 本例：本例： orl

43、oru=3.5626.24)/96. 11 (2,c=orororul5、1：2配對資料的分析配對資料的分析（1）資料整理）資料整理 表表5-14 18個個“對子對子”人工流產史與宮外孕關系人工流產史與宮外孕關系 （2）計算）計算or值：值： or=（b+2c）/（2d+e）= 16 （3）c c2檢驗：檢驗： 對 照 . + + - - - + 1(a) 6(b) 5(c) 病例病例 - 0(d) 1(e) 5(f)59. 7 5 . 0)()(2)()(2=cbcbvvecebc宮外孕宮外孕人流史人流史式中：式中： b的期望值：的期望值： e(b)=2/3(b+d)=2/3(6+0)=4

44、c的期望值：的期望值： e(c)=1/3(c+e)=1/3(5+1)=2 b的方差：的方差： v(b)=2/9(b+d)=1.33 c的方差：的方差： v(c)=2/9(c+e)=1.33 自由度自由度=1， p 0.05（4）or95%ci =89.11423.2)744.4 ,810.0exp(16ln)95.7/96.11exp(ln)/96.11exp(2=orc6、病因分值（、病因分值（ etiologic fraction，ef）（ 1）暴露人群：）暴露人群：（歸因危險度百分比（歸因危險度百分比 attributive risk proportion， arp， ar%） afe

45、e =arp=ar%= (ie iu)/ie = (or-1)/or i：發(fā)病率；：發(fā)病率；e：暴露人群：暴露人群 u：非暴露人群：非暴露人群 暴露人群中因暴露于某因素引起的發(fā)病占全暴露人群中因暴露于某因素引起的發(fā)病占全 部病例的比例。如部病例的比例。如hbsaghbsag攜帶者與肝癌關系研究表明，攜帶者與肝癌關系研究表明，afafe e=90.9%=90.9%，說明表面抗原陽性者中，說明表面抗原陽性者中發(fā)生的肝癌數(shù)占該組人群全部肝癌數(shù)的發(fā)生的肝癌數(shù)占該組人群全部肝癌數(shù)的90.9%90.9%。 （2 2）總人群：）總人群：（人群特異危險度百分比（人群特異危險度百分比 population at

46、tributive risk proportion， parp， par%） afafp p =parp=par%= =parp=par%=(ip iu)/ip = pe(or-1)/1+pe(or-1) p pe e：總人群暴露率（用對照組代替）：總人群暴露率（用對照組代替）7、多因素分析、多因素分析nlogistic回歸模型（回歸模型（logistic regression model） 條件條件 (conditional)：個體配對病例對照研究：個體配對病例對照研究 非條件非條件 (unconditional)：非個體匹配病例對照研究：非個體匹配病例對照研究nloglinear回歸模型回歸模型三、效力（三、效力（power）：拒絕無效假設的能力）：拒絕無效假設的能力（1）1：1配對：配對： 已知：人群暴露比為已知：人群暴露比為p=0.3；病例；病例=對照對照=50；a=a=0.5；or=2 求：功效求：功效=？ 計算：功效計算：功效=1-b b； b b 通過通過z b b值查表；值查表； 查表，查表，z b b=-0.3，b=0.62b=0.62，功效功效=1-b=0.38=38%b=0.38=38%；即在給定條件下，；即在給定條件下，該研究檢驗出該研究檢驗出or1的概率為的概率為38%(應在應在75%以上以上) ,