病例對(duì)照研究基本原理

1、第五章 病例對(duì)照研究（case-control study）1.基本原理2.研究類(lèi)型3.研究實(shí)例4.研究設(shè)計(jì)與實(shí)施5.資料的整理與分析6.常見(jiàn)偏倚及其控制7.實(shí)施病例對(duì)照研究應(yīng)注意的問(wèn)題8.與隊(duì)列研究?jī)?yōu)缺點(diǎn)的比較病例對(duì)照研究設(shè)計(jì)應(yīng)用史1843年Guy：職業(yè)暴露與肺結(jié)核的關(guān)系（最早的病例對(duì)照研究）1884年Louis：著作（最早的概念提出）1926年Claypon:生殖因素與乳腺癌關(guān)系（最早的符合現(xiàn)代病例對(duì)照概念的研究）二戰(zhàn)后應(yīng)用廣泛60年代以來(lái)方法逐步完善第一節(jié) 基本原理 過(guò)去 現(xiàn)在 比較 人數(shù) 暴露 a/(a+c) a c b/(b+d) b d病例對(duì)照+-+病例對(duì)照研究（case cont

2、rol study）：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因素方面與病例組相似者（對(duì)照）為研究對(duì)象，調(diào)查他們過(guò)去是否暴露于某個(gè)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可能性。暴露（exposure）：指研究對(duì)象接觸某些因素，或具備某些特征，或處于某種狀態(tài)。暴露因素（exposure factor)：可以是機(jī)體固有的、先天的，也可以是體外的、后天的，暴露因素也叫研究變量（variable）?；祀s與混雜因素（confounding and confounding factor)：研究某因素與某疾病關(guān)聯(lián)時(shí)，由于某個(gè)既與疾病有制約關(guān)系，又與所研究的因素

3、有聯(lián)系的外來(lái)因素的影響，掩蓋或擴(kuò)大了所研究的因素與疾病的聯(lián)系，這種現(xiàn)象或影響叫混雜，其所帶來(lái)的偏倚叫混雜偏倚，該外來(lái)因素叫混雜因素。第二節(jié) 研究類(lèi)型一、病例與對(duì)照不匹配：對(duì)照數(shù)目與病例相等或略多二、病例與對(duì)照匹配（matching）：要求對(duì)照在某些因素上與病例保持一致。 如年齡匹配 1、頻數(shù)匹配（frequency matching）：匹配因素所占比例在病例組和對(duì)照組一致。如病例組男女各半，平均年齡56歲。對(duì)照組亦應(yīng)如此（無(wú)顯著性差異）。 2、個(gè)體匹配（individual matching）：病例和對(duì)照以個(gè)體為單位進(jìn)行匹配。 目的：提高研究效率（study efficiency） 匹配因素：

4、已知或疑為混雜因子（confounding factor） 常見(jiàn)匹配：1:1（配對(duì)）；1:2；1:R 匹配過(guò)度（over matching）：匹配增加了對(duì)照選擇的難度，把不必要項(xiàng)目列入匹配，丟失了信息，降低了研究效率。匹配程度：連續(xù)變量可劃分為若干組，按組匹配；離散變量可完全匹配。 （1）研究因素和中間變量： 吸煙血脂心血管病 （2）只與可疑因素有關(guān)而與疾病無(wú)關(guān)的因素 避孕藥子宮內(nèi)膜癌 宗教 三、衍生的研究類(lèi)型1、巢式病例對(duì)照研究（套迭式；嵌入式） （nested case-control study）：通過(guò)隊(duì)列研究，確認(rèn)隨訪時(shí)發(fā)生的病例，作為病例組，以同一隊(duì)列的未發(fā)病者為對(duì)照。 優(yōu)點(diǎn)：（1）

5、暴露資料在發(fā)病或死亡前獲得， 時(shí)間順序清楚，無(wú)回憶偏倚。 （2）兩組可比性好 （3）可提高統(tǒng)計(jì)及檢驗(yàn)效率 暴露率高；共同暴露開(kāi)始時(shí)間 缺點(diǎn)：只能比較暴露的等級(jí) 例：Kent（1988）：血膽固醇與癌癥 類(lèi)型：（1）前瞻性(prospective nested case-control study)：研究開(kāi)始時(shí)據(jù)一定條件選擇某一人群作為隊(duì)列，前瞻性地隨訪一定時(shí)間確定病例組和對(duì)照組。（2）回顧性（retrospective nested case-control study):據(jù)研究之前一段特定時(shí)間的情況選擇某一人群作為隊(duì)列，據(jù)現(xiàn)在的情況確定病例組和對(duì)照組。2、病例隊(duì)列研究（case-cohort

6、 study)(病例參比式研究，case-base reference study)：隊(duì)列研究開(kāi)始時(shí)，在隊(duì)列中按一定比例隨機(jī)抽取一個(gè)一定量的有代表性的樣本作為對(duì)照組，觀察結(jié)束時(shí)，隊(duì)列中出現(xiàn)的全部所研究的病例為病例組，與上述對(duì)照組比較。 特點(diǎn)： 1）對(duì)照是隨機(jī)選取的，不與病例進(jìn)行匹配 2）事先抽中的對(duì)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(duì)照組 3）可以研究幾種疾病，但對(duì)照組是同一樣本3、病例交叉研究（case-crossover design)：比較相同研究對(duì)象在急性事件發(fā)生前一段時(shí)間的暴露情況與未發(fā)生事件的某段時(shí)間內(nèi)的暴露情況，如果暴露與少見(jiàn)事件（疾?。┯嘘P(guān)，則在事件發(fā)生前的這

7、一段時(shí)間內(nèi)的暴露頻率應(yīng)該高于更早時(shí)間內(nèi)的暴露頻率。 4、單純病例研究（case only study）；（病例系列研究case series study）；（ 病例病例研究 case-only studies）：僅用病例作為研究對(duì)象來(lái)評(píng)估所研究的環(huán)境因素與易感基因型的相互作用。其設(shè)計(jì)原理是以是否暴露與環(huán)境致病因素和易感基因型為標(biāo)準(zhǔn)將資料整理成22表 計(jì)算公式為： ORca=(A11A00)/(A10A01) 無(wú)對(duì)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) 研究實(shí)例Herbst關(guān)于年輕女性陰道腺癌的研究美國(guó)波士頓Vincent記念醫(yī)院，1966-69年發(fā)現(xiàn)7例年輕女性陰道

8、腺癌該病為罕見(jiàn)?。赫寂陨诚到y(tǒng)癌癥0.1%-0.2%，50歲以上多見(jiàn)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(yīng)用史，均無(wú)意義。重新研究目的：用病例對(duì)照研究比較病例從胚胎期至發(fā)病前的情況。研究對(duì)象：7例加1例另一醫(yī)院的陰道透明細(xì)胞癌患者。1：4配對(duì)：要求對(duì)照與病例在同等級(jí)病房中出生，時(shí)間前后10天使用統(tǒng)一調(diào)查表，培訓(xùn)調(diào)查員結(jié)果：此次懷孕流血、以往流產(chǎn)史及此次懷孕使用雌激素史三個(gè)因素有顯著意義。結(jié)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(xiǎn)性增加。第四節(jié) 研究設(shè)計(jì)與實(shí)施一、一般步驟提出病因假設(shè)制定研究計(jì)劃收集資料對(duì)收集到的資料進(jìn)行整理與分析總結(jié)并提交研究報(bào)

9、告二、具體實(shí)施（一）提出假設(shè)：可發(fā)現(xiàn)或檢驗(yàn)病因線索（二）明確研究目的，選擇適應(yīng)的對(duì)照形式： 不匹配或頻數(shù)匹配：探討病因線索 個(gè)體匹配：提高統(tǒng)計(jì)效率，適于罕見(jiàn)疾病 對(duì)照數(shù)目：按Pitman效率遞增公式： 效率=2R/(R+1) 1:1時(shí)，效率=21/(1+1)=1 1:2時(shí)，效率=22/(2+1)=1.3 1:3時(shí)，效率=1.5 1:4時(shí)，效率=1.6 1:4以上，效率增加緩慢，但對(duì)照選擇難度增加，故1:4（三）病例與對(duì)照的來(lái)源與選擇 1、病例的選擇： （1）以醫(yī)院為基礎(chǔ)（hospital-based）：某期間內(nèi)全部門(mén)診 或住院病人；病案及出院記錄 （2）以社區(qū)人群為基礎(chǔ)（community-b

10、ased）：社區(qū)的監(jiān)測(cè)、 普查、抽樣調(diào)查中發(fā)現(xiàn)的病例 注意：明確的診斷標(biāo)準(zhǔn)（國(guó)內(nèi)外統(tǒng)一；自定）；與對(duì)照的 可比性（性別、年齡等）；新發(fā)、現(xiàn)患、死亡病例 2、對(duì)照：（理想：全人群或非病人群的隨機(jī)樣本 現(xiàn)實(shí)：病例的定義可確定其源人群，對(duì)照應(yīng)為病例源人群 的隨機(jī)樣本） （1）同一或多個(gè)醫(yī)院其他病人：那些與暴露沒(méi)聯(lián)系者 吸煙與肺癌：排除呼吸道疾病入院者做對(duì)照 （2）人群對(duì)照（社區(qū)、社團(tuán)非病例或健康人）：隨機(jī)抽樣；隨機(jī)數(shù)字撥號(hào) （3）朋友、同事、親屬及死亡對(duì)照（四）確定樣本量（size of sample）1、影響樣本量的因素（1）對(duì)照組的暴露率（P0）（2）估計(jì)的RR或OR（3）希望的顯著性水平（a=

11、0.05 or =0.01) 假陽(yáng)性錯(cuò)誤（false positive error）或稱(chēng)第一類(lèi)錯(cuò)誤（type I error） 即由于判斷失誤，從而拒絕了原本正確的無(wú)效假設(shè)。在統(tǒng)計(jì)推斷 上指允許犯假陽(yáng)性的概率。1- a 稱(chēng)為精確度。（4）希望的把握度（power）或稱(chēng)功效，（1- b） b為假陰性錯(cuò)誤（false negative error or type II error），指由于統(tǒng) 計(jì)量（t）沒(méi)有超過(guò)顯著水平，從而接受了原本不正確的無(wú)效假設(shè)。2、估計(jì)方法（1）非匹配設(shè)計(jì)：病例數(shù)=對(duì)照數(shù)例：吸煙與肺癌，預(yù)期RR=2.0，人群吸煙率(p0)=20%， 定：a=0.05（雙側(cè)）b=0.1 查表

12、得: Ua=1.96 Ub=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：n=229） （2）非匹配調(diào)查：病例數(shù)對(duì)照數(shù)設(shè)：病例數(shù):對(duì)照數(shù)=1:c； 則病例數(shù)為： p1計(jì)算同上式；對(duì)照數(shù)=cn（3）1:1配對(duì)設(shè)計(jì)：Schlesselman公式： 總對(duì)子數(shù)：Mm/(p0q1+p1q0) m為結(jié)果不一致的對(duì)子數(shù) p0；p1為目標(biāo)人群中對(duì)照組和病例組估計(jì)暴露率例：研究口服避孕藥與先天性心臟病的關(guān)系，設(shè)a=0.05（雙側(cè)）

13、，b=0.1；對(duì)照組暴露比例p0=0.3；預(yù)期RR=2.0 求：需要的總對(duì)子數(shù)？ 解：查表得: Ua=1.96 Ub=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(duì)子數(shù)：Mm/(p0q1+p1q0) =90/(0.30.45+0.460.7)=186（人）（五）獲取研究因素的信息 1、變量的選定：與目的有關(guān)的變量不能少，且要細(xì)致（吸煙：量、時(shí)間、種類(lèi)、方式、戒煙時(shí)間等）；無(wú)關(guān)的項(xiàng)目不能有。 2、變量的規(guī)定：明確規(guī)定

14、，統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)（吸煙者：每天吸煙至少一支，持續(xù)一年以上者） 3、變量的測(cè)量：定性（是、否）；半定量（經(jīng)常、偶爾、不）；定量（平均每周幾次？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(zhǔn)繩（病情用醫(yī)療檔案核準(zhǔn)；職業(yè)史以工廠檔案核準(zhǔn)；空氣、水污染用檢測(cè)結(jié)果核準(zhǔn)；吸煙量由親屬核準(zhǔn)等）（六）資料收集 調(diào)查問(wèn)卷；查閱檔案；采樣化驗(yàn)；實(shí)地查看等。第五節(jié) 資料的整理與分析一、資料的整理與分析原則 1、比較兩組暴露比例有無(wú)顯著性差異 2、用暴露優(yōu)勢(shì)比估計(jì)患病優(yōu)勢(shì)比（聯(lián)系強(qiáng)度） 3、控制混雜因素：匹配；分層；多因素分析二、方資料的分析（一）描述性統(tǒng)計(jì) 1、研究對(duì)象的一般特征 2、均衡性檢驗(yàn)（二）統(tǒng)計(jì)推斷

15、分析類(lèi)型： 不分層資料 非個(gè)體匹配資料 分層資料 1：1配對(duì) 個(gè)體匹配資料 1：2配對(duì) 1：M配對(duì) 分級(jí)暴露資料 多因素分析 病例對(duì)照研究中表示聯(lián)系強(qiáng)度的指標(biāo) 比值比( 比數(shù)比; 優(yōu)勢(shì)比; 交叉乘積比; odds ratio; OR ) :病例組暴露比值與對(duì)照組暴露比值之比。病例組暴露比值: 對(duì)照組暴露比值: 比值比： OR取值為0，OR1為“正”關(guān)聯(lián)，說(shuō)明發(fā)病危險(xiǎn)度增大; OR1為“負(fù)”關(guān)聯(lián)，說(shuō)明發(fā)病危險(xiǎn)度減少。 ORRR的條件：1）良好的代表性 2）人群疾病頻率較低（5%）暴露 疾病 . 病例 對(duì)照 合計(jì) + a b a+b=n1 - c d c+d=n0合計(jì) a+c=m1 b+d=m0

16、t 暴露 疾病 . 病例 非病例 合計(jì) + a b a+b=n1 - c d c+d=n0合計(jì) a+c=m1 b+d=m0 t OR與RR之關(guān)系病例對(duì)照研究資料隊(duì)列研究資料當(dāng)人群疾病頻率很低時(shí)，可將RR計(jì)算公式中 a/(a+b)和c/(c+d)中分母的 a、c忽略不計(jì)，即： a+b b；c+dd; 則： 因此，ORRR的條件：1）良好的代表性 2）人群疾病頻率較低（5%）相對(duì)危險(xiǎn)度（RR）與關(guān)聯(lián)強(qiáng)度 (Monson RA, 1980) RR（OR） 關(guān)聯(lián)強(qiáng)度 0.91.0 1.01.1 無(wú) 0.70.8 1.21.4 弱 0.40.6 1.52.9 中等 0.10.3 3.09.9 強(qiáng) 10

17、很強(qiáng)1、非個(gè)體匹配不分層資料 （1）整理表格 表 口服避孕藥(OC)與心肌梗死(MI)關(guān)系 （2）顯著性檢驗(yàn) c2=(ad-bc)2n/(a+b)(c+d)(a+c)(b+d)=7.7 c20.01(1)=6.637.7 P1.96 2.58 3.08 2.58 P0.01（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)Miettinen法： 本例： 2、非

18、個(gè)體匹配分層資料 1）特點(diǎn) （1）可評(píng)價(jià)分層因素本身作用及其與暴露之關(guān)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 于分層程度 （3）簡(jiǎn)單易行，一目了然，并幫助正確設(shè)計(jì)多因素模型 （4）缺點(diǎn)是丟失效率，分層太多，層中例數(shù)會(huì)出現(xiàn) “零” 2）資料整理 表5-6 病例對(duì)照研究分層資料整理表暴露特征 第i 層的發(fā)病情況 合計(jì) 病例 對(duì)照 + ai bi n1i - ci di n0i 合計(jì) m1i m0i ti 表 口服避孕藥與心機(jī)梗死關(guān)系病例對(duì)照研究按年齡分層分析（3）計(jì)算各層OR： OR1=（2159）/（26 17）=2.8 OR2=（18 95）/（88 7）=2.78 可見(jiàn)

19、兩層OR值均較不分層時(shí)大。 40 40歲 . 服OC 未服OC 合計(jì) 服OC 未服OC 合計(jì) 病例 21(a1) 26(b1) 47(m11) 18(a2) 88(b2) 106(m12)對(duì)照 17(c1) 59(d1) 76(m01) 7(c2) 95(d2) 102(m02)合計(jì) 38(n11) 85(n01) 123(t1) 25(n12) 183(n02) 208(t2)分層OR值的齊性檢驗(yàn)（Woolf法）1、計(jì)算各層ORi、lnORi、Var(lnORi)、wi： Var(lnORi)=1/a+1/b+1/c+1/d wi=1/ Var(lnORi)2、進(jìn)行c2檢驗(yàn)： n為層數(shù)； 自

20、由度為n-1 表 OR齊性檢驗(yàn)資料整理表計(jì)算總OR的： ORw=e1.0266=2.7915計(jì)算總OR的標(biāo)準(zhǔn)誤：計(jì)算總OR95%CI：ORw95%CI=e1.0266-1.960.3055e1.0266+1.960.3055=1.53395.080層次 ORi lnORi Var(lnORi) 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 4.5366作c2檢驗(yàn)：c20.01(1)=6.637.5621 P0.01結(jié)論：各層間的OR值差異顯著，說(shuō)明兩個(gè)資料不同質(zhì)

21、，總OR值不能說(shuō)明年齡、口服避孕藥及心肌梗死的關(guān)系。因此計(jì)算總OR值無(wú)意義。進(jìn)一步分析非暴露組年齡與MI及對(duì)照組年齡與OC之關(guān)系 表5-8 年齡與MI之關(guān)聯(lián) OR=0.48；c2=7.27 說(shuō)明年齡與心肌梗死有聯(lián)系(小年齡有保護(hù)作用)。年齡不是OC和MI的中間環(huán)節(jié) 表5-8 年齡與OC之關(guān)聯(lián) OR=3.91；c2=8.89 說(shuō)明年齡與口服避孕藥也有聯(lián)系。年齡是研究OC與MI關(guān)系時(shí)的混雜因素 40歲 40歲MI 26 88對(duì)照 59 95 40歲 40歲OC 17 7對(duì)照 59 95（4）計(jì)算總OR值： Mantel-Haenszel公式： 本例：ORMH=2.79 （5）計(jì)算總c2值：Mant

22、el-Haenszel公式： 其中I為總層數(shù)，i 為第幾層 本例 =11.79 u=處理組-1=4-1=3 P0.01 （6）估計(jì)總OR值95%CI （7）計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)化OR值：各層間OR值相差很大時(shí)，計(jì) 算標(biāo)準(zhǔn)化死亡比（standard mortality ratio, SMR）或標(biāo)準(zhǔn)化率比（standard rate ratio, SRR），來(lái)說(shuō)明暴露組與非暴露組死亡率或發(fā)病率之比值。 分層分析的過(guò)程總結(jié) 每層OR 異質(zhì) 齊性檢驗(yàn) 標(biāo)化OR 同質(zhì) 總ORMH OR不等 非暴露組混雜因素 粗分析 分層分析 與疾病之關(guān)系(OR、c2） 是否混雜 OR相等 對(duì)照組混雜因素與 研究因素之關(guān)系 結(jié)論 混

23、雜 方向及大??？3、分級(jí)暴露資料（1）資料整理 表5-11 男性每日的吸煙支數(shù)與肺癌之關(guān)系c2=43.15 n=3 P0.001 （ RC表卡方檢驗(yàn)） 暴露 每日吸煙支數(shù) . 水平(Xi) 0(X0) 1(X1) 5(X2) 15(Xt) 合計(jì)病例ai 2(a0=c) 33(a1) 250(a2) 364(a3) 649(n1)對(duì)照bi 27(b0=d) 55(b1) 293(b2) 274(b3) 649(n2)合計(jì)mi 29(m0) 88(m1) 543(m2) 638(m3) 1298(n)OR 1.0 8.18 11.52 17.93（2）作RC表卡方檢驗(yàn)（3）計(jì)算各分級(jí)的OR值： 例

24、：Xi=5 OR=(250 27)/(2932)=11.52（4）進(jìn)行趨勢(shì)卡方檢驗(yàn)（自由度為1）： Xi ： 取每個(gè)暴露水平的中點(diǎn)值；第i 暴露水平 的Xi=i （如：X0=0；X1=1；X2=2；）（但是，Epi Ifo的取值為每個(gè)暴露水平的初值，本例為X0=0；X1=1；X2=5；X3=15） 本例：（按Epi Info 計(jì)算） T1 =6743; T2 =12373; T3 =7587649; V =186886.17 c2 =31.52 P 0.001（按Xi=i計(jì)算，c2 =63.0842）4、1：1配對(duì)資料分析（1）資料整理 表5-13 外源性雌激素與子宮內(nèi)膜癌的關(guān)系對(duì)照 病例 對(duì)

25、子數(shù) 有暴露史 無(wú)暴露史有暴露史 27(a) 3(b) 30(a+b) 無(wú)暴露史 29(c) 4(d) 33(c+d)對(duì)子數(shù) 56(a+c) 7(b+d) 63(n)（2）卡方檢驗(yàn)：McNemar公式 大樣本： c2 = (b-c)2/(b+c) 小樣本： c2 = (|b-c|-1)2/(b+c) 本例： c2 = (|b-c|-1)2/(b+c)=19.53 P 0.005（3）計(jì)算OR值： OR=c/b （b0） 本例： OR=9.67 （4）計(jì)算OR95%CI：Miettinen法 本例： ORLORU=3.5626.245、1：2配對(duì)資料的分析（1）資料整理 表5-14 18個(gè)“對(duì)子

26、”人工流產(chǎn)史與宮外孕關(guān)系 （2）計(jì)算OR值： OR=（b+2c）/（2d+e）= 16 （3）c2檢驗(yàn)： 對(duì) 照 . + + - - - + 1(a) 6(b) 5(c) 病例 - 0(d) 1(e) 5(f)宮外孕人流史式中： b的期望值： E(b)=2/3(b+d)=2/3(6+0)=4 c的期望值： E(c)=1/3(c+e)=1/3(5+1)=2 b的方差： V(b)=2/9(b+d)=1.33 c的方差： V(c)=2/9(c+e)=1.33 自由度=1， P 0.05（4）OR95%CI =6、病因分值（ etiologic fraction，EF）（ 1）暴露人群：（歸因危險(xiǎn)度百

27、分比 attributive risk proportion， ARP， AR%） AFe =ARP=AR%= (Ie Iu)/Ie = (OR-1)/OR I：發(fā)病率；e：暴露人群 u：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 部病例的比例。如HBsAg攜帶者與肝癌關(guān)系研究表明，AFe=90.9%，說(shuō)明表面抗原陽(yáng)性者中發(fā)生的肝癌數(shù)占該組人群全部肝癌數(shù)的90.9%。 （2）總?cè)巳海海ㄈ巳禾禺愇ｋU(xiǎn)度百分比 population attributive risk proportion， PARP， PAR%） AFp =PARP=PAR%=(Ip Iu)/Ip = Pe(OR-1)/1+Pe(OR-1) Pe：總?cè)巳罕┞堵剩ㄓ脤?duì)照組代替）7、多因素分析Logistic回歸模型（Logistic regression model） 條件 (conditional)：個(gè)體配對(duì)病例對(duì)照研究 非條件 (unconditional)：非個(gè)體匹配病例對(duì)照研究Loglinear回歸模型三、效力（power）：拒絕無(wú)效假設(shè)的能力（1）1：1配對(duì)： 已知：人群暴露比為P=0.3；病例=對(duì)照=50；a=0.5；OR=2 求：功效=？ 計(jì)算：功效=1-b； b 通過(guò)Z b值查表； 查表，Z b=-0.3，b=0.62，功效=1-