Giriş

Göndərildi: 08.09.2021
Məqalənin müəllifi Adəm Quliyev

Bir kohort və ya kəsik nümunəsi ilə əldə edilən iki müstəqil qrupu nəzərdən keçiririk. Bir qrup bir faktora məruz qalır, digəri isə məruz qalmır. Hər bir şəxs müəyyən edilmiş meyarlara görə xəstə və ya xəstə olmayan kimi təsnif edilir. Məlumatlar aşağıdakı kimi etiketlənmiş hüceyrələrlə çarpazlaşdırılır:

Xəstəlik+ Xəstəlik -
Ekspozisiya + a b n 1
İfşa - c d n 2
m 1 m 2 N.

P 1 məruz qalmış qrupdakı nisbəti (p 1 = a / n 1), p 2 isə açılmayan qrupdakı nisbətləri (p 2 = c / n 2) təmsil etsin. P 1 və p 2 nisbəti - nisbət nisbəti - çox vaxt risk nisbəti və ya nisbi risk olaraq adlandırılır:

Qeyd: Kiçik hərflərin qısaldılması təxminçiləri, böyük hərf isə parametrləri təmsil edir. Beləliklə, rrrisk nisbəti təxminini, RRisə risk nisbəti parametrini ifadə edir.

Illustrativ məlumatlarTOXIC.REC.Misal olaraq, sitarabin dərmanı ilə sümük iliyi ablasyonu keçirən xərçəng xəstələrinin bir qrupunu nəzərdən keçiririk (Jolson, et al, 1992). Bir qrup ümumi bir dərmana məruz qalır (yəni müalicə olunur), digər qrup isə yenilikçi istehsalçının məhsulunu istifadə edir (və buna görə də məruz qalmır). Maruz qalma məlumatları GENERIC dəyişənində saxlanılır (məruz qalma: 1 = bəli, 2 = yox). Xəstəlik məlumatı, TOX dəyişənində (1 = bəli, 2 = yox) saxlanılan serebellar toksisiteyi ifadə edir. Məlumat toplusunun ilk üç qeydləri və son qeydləri bunlardır:

QEYDİYYAT ÜMUMİ TOX

--- ------- -----------

1 1 1

2 1 2

3 1 2

| | |

59 1 2

Məlumatlar aşağıdakı əmrlə çap olunur:

EPI6>CƏDVƏLLƏR

burada və sırasıyla məruz qalma və xəstəlik dəyişənlərinin adlarını təmsil edir.

Məsələn, cari məlumatları çaprazlaşdırmaq üçün əmr verin:

EPI6>TABLOLAR ÜMUMİ TOX

Beləliklə, məruz qalmış qrupda toksiklik insidansı (p 1) = 11/25 = 0,440, açılmamış qrupda insidans (p 2) = 3/34 = 0,088 və rr = 0,440 / 0,088 = 4,99 @ 5,0 zəhərlənmənin məruz qalmış qrupda ifşa olunmayan qrupa nisbətən 5 qat daha çox olduğu bildirilir.

RR s üçün Etibar Aralığı

Risk nisbəti təxminləri 2-dən 2-ə qədər olan cədvəlin altındakı çıxışda çap olunur. Təsviri nümunə üçün:

RİSK ORANI (RR) (Nəticə: TOX = 1; Ekspozisiya: GENERİK = 1)

RR 1.55 üçün 4.99 95% etibar limitləri

Beləliklə, nöqtə təxmini 5.0 (95% CI: 1.6, 16.0) təşkil edir. Bu interval 95% inamla RR parametrini tapır. (Əlavə məlumat üçün Epidemiologiya Sadə Tutulan 237-243 -cü səhifələrə baxın.)

Etibarlılıq aralığı məlumatların qərəzsiz olduğunu güman edir. Bu real olmadığından etibar aralığına parametrin kobud qiymətləndirilməsi kimi baxmaq lazımdır.

p Dəyərlər

Ki-Kvadrat Testi

Epi Info, H 0: RR = 1 test etmək üçün üç fərqli xanalı statistikanı hesablayır. Bunlar:

Chi-Squares P-dəyərləri

----------- --------

Düzəldilməmiş: 9.85 0.00169835

Mantel-Haenszel: 9.68 0.00185979

Yates düzəldildi: 8.00 0.00467202

Yuxarıdakı xi-kvadrat statistikasının hər biri 1 dərəcə azadlıqla əlaqələndirilir. Statistlər yuxarıdakı xi-kvadrat statistikanın hansının üstün olduğu ilə razılaşmırlar. Ümumiyyətlə, Yates tərəfindən düzəldilmiş xi-kvadrat ən mühafizəkardır (yəni ən yüksək p dəyərini təmin edir) və düzəldilməmiş ən liberaldır (yəni ən aşağı pdəyərini təmin edir ). P dəyərlərinin iki əhəmiyyətli rəqəmə bildirilməsini tövsiyə edirəm (məsələn, düzəldilməmiş c 2 vasitəsilə p = .0017).

Şərh: Bəzi statistiklər p dəyərini şərh etmək üçün meyarlardan istifadə edirlər. .05 və ya .01 meyarları çox yayılmışdır. Beləliklə, əgər ppdəyərlərin hər biri H 0 əleyhinə dəlil təqdim edir. Daha da əhəmiyyətlisi, p dəyəri tək -tək şərh edilməməlidir - digər dəlillərə görə şərh edilməlidir (Fisher, 1935).

Fərziyyələr: Ki-kvadrat testləri, məlumatların etibarlı olduğunu qəbul edin (heç bir məlumat qərəzli, heç bir seçim qərəzli, qarışıqlıq yoxdur). Nümunə müstəqilliyi və 5-dən böyük və ya bərabər olan gözləniləntezlikləri də qəbul edirlər. Çapraz tabulyasiyada gözləniləntezlik 5-dən az olduqda, Epi İnfo xəbərdarlıq verir: Gözlənilən dəyər 5-dən azdır; Fisherin dəqiq nəticələrini tövsiyə edin

Fisherin Dəqiq Testi

Fişerin dəqiq sınağı, sıfır hipotezinin doğru olduğunu və cədvəlin kənarlarının sabit olduğunu nəzərə alaraq, müşahidə olunan nəticələrdən bərabər və ya daha ifrat olan permütasiyalar üçün dəqiq binomial ehtimalların cəmlənməsinə əsaslanır. Bu prosedur Rosner, 1995, s. 376.

Illustrative Data. Fisherin testini göstərmək üçün, əməliyyatdan sonrakı xəstələrdə Kayexelate (R) adlı bir dərmanla bağırsaq nekrozunun meydana gəlməsi arasındakı əlaqəni araşdırmaq üçün edilən bir işi nəzərdən keçirək (Gerstman və digərləri, 1992). Bu tədqiqat əməliyyatdan sonra məruz qalan və olmayan xəstələrdə kolon nekrozu nisbətlərini müqayisə edir. Məlumatlar KX-NECRO.ZIP-də KX-NECRO.REC-də KX (Kayexelate-ə məruz qalma: Y/N) və NECRO (kolon nekrozu: Y/N) dəyişənləri kimi saxlanılır.

Məlumatlar əmrlərlə işlənir:

EPI6>KX-NECRO-nu

oxuyun EPI6>TABLES KX NECRO

Nəticələr, Kayexelateə məruz qalan 117 xəstədən 2-nin kolon nekrozu yaşadığını göstərir. Əksinə, məruz qalmayan 862 xəstədən 0-da kolon nekrozu yaşandı. Beləliklə, p 1 = 2 /117 = 1.7% və p 2 = 0 /862 = 0.0%. Pozitiv sonsuzluq həddi ilə risk nisbəti = 1,7% / 0,0% = təyin olunmamışdır.

EpiInfo bu məlumatlar üçün etibarlılıq aralığını hesablaya bilmir, lakin Fisher testi ilə H 0: RR = 1 test edir:

Fisher dəqiq: 1 quyruqlu P-dəyəri: 0.0141750
2 quyruqlu P-dəyəri: 0.0141750

Güc və Nümunə Ölçüsü

Güc

Nəticələrin gücü və dəqiqliyi, məruz qalmış qrupdakı subyektlərin sayından (n 1), məruz qalmayanların məruz qalma nisbətindən (n 2 / n 1), "aşkar etməyə dəyər" RR-dən asılıdır. -ifşa olunan populyasiya (p 2) və nəticənin alfa səviyyəsi (a). Güc hesablamaları aparmaq üçün EpiTable>Nümunə>Güc hesablaması>Cohort Study proqramından istifadə edə bilərik (metod Fleiss, 1981, s. 44-45).

Təsviri nümunə. Bir araşdırmada 100 məruz qalmış subyekt, 100 məruz qalmamış subyekt (ayrılma nisbəti = 100/100 = 1), gözlənilməyən qrupda gözlənilən insidans% 10, 0.05 səviyyəsi və gözlənilən RR 2 var. Bu fərziyyələrə əsaslanaraq, EpiTable gücü = 42.4%hesablayır. Bu qeyri -adekvat hesab olunur. (Güc ən azı 80%, tercihen 90%olmalıdır.)

Nümunə Ölçüsü Tələbləri

Nümunə ölçüsü hesablamalarına "əksinə güc hesablamaları" kimi baxmaq olar. Burada, müəyyən bir araşdırma üçün lazım olan nümunə ölçüsünü ağlabatan bir şəkildə qiymətləndirmək üçün lazım olan gücü (və ya dəqiqliyi) təyin edirik. Nümunə ölçüsü tələbi hesablamaları üçün EpiTable>Nümunə>Nümunə Ölçüsü>Cohort Study proqramından istifadə edəcəyik.

Təsviri nümunə. Açıq subyektlərə məruz qalmayan 1: 1 ayırma nisbəti və 1-a = .95 olan məruz qalmayan qrupda gözlənilən insidans 1: 1 olan bir araşdırmada 2 RR aşkar etmək üçün 80% güc əldə etmək. , EpiTable n 1 = n 2 = 219 təyin edir. 3 -lük bir RR aşkar etmək üçün 80% güc əldə etmək üçün n 1 = n 2 = 72 lazımdır.

Məşqlər

(1) EAR.ZIP: Otitis Media Clinical Trial (Məlumat mənbəyi: Rosner, 1990, s. 68,). Uşaqlarda kəskin otit medianın müalicəsi ilə bağlı klinik sınaqdan əldə edilən məlumatlar. Qrup 1, 14 günlük bir sefaklor sınağı aldı. 2-ci qrup 14 günlük amoksisilin sınağı aldı. Bu məlumatlar AB (1 = sefaklor, 2 = amoksisilin) ​​adlı dəyişəndə ​​var. Cəmi 278 yoluxmuş qulaq müalicə olundu, infeksiya klirensi dəyişkən CLEAR (1 = bəli, 2 = yox) ilə ifadə edildi. Məlumat toplusunu yükləyin və sonra aşağıdakı analizlərin hər birini aparın:

(A) Antibiotiklərin hər biri ilə əlaqəli klirens insidensiyasını hesablayın. RR üçün 95% etibarlılıq aralığını daxil edin.

(B) Risk nisbətinin əhəmiyyətliliyini yoxlayın. Müvafiq hipotezlərin sınaq mərhələlərini bildirin.

(C) Nəticələrinizi qısaca ümumiləşdirin.

(2) PRISON.ZIP: Bir Qadın İslah Təşkilatında İnsan İmmunçatışmazlığı Virus İnfeksiyası (Smith və digərləri, 1991). New York əyalət həbsxanası sisteminə girən qadınlarda HİV infeksiyasının öyrənilməsi, HİV sero-pozitivliyi (HİV) və damardaxili narkotik istifadə tarixi (IVDU) ilə əlaqədar olaraq 465 məhkumu təsnif etdi. Bu məlumat dəstini yükləyin və sonra hər bir məruz qalma qrupunda HİV -in yayılmasını hesablayın. Yayılma nisbətini hesablayın. 95% etibarlılıq aralığını daxil edin. Tapıntılarınızı şərh edin.

(3) LABOR.ZIP: Əmək və Meconium Boyanmasının İnduksiyası. Yaxın müddətli hamiləliklərdə əmələ gələn əmələ gəlmə (pitosin və digər hormonların tətbiqi ilə) komplikasiya riskini azaltmaq məqsədi daşıyan ümumi bir obstetrik prosedurdur. Doğuş zamanı mekonyum boyanması, fetal narahatlıq əlamətidir. İndüksiyon (INDUCE) və mekonyum boyanması (MECON) arasında bir əlaqə olub olmadığını müəyyən etmək üçün LABOR.REC məlumatlarından istifadə edin. Müvafiq təsviri və inferensial statistikanı daxil edin və tapıntılarınızı sadə ingilis dilində ümumiləşdirin.

(4) OSWEGO.ZIP: Oswego, New Yorkda Qida Zəhərlənməsi (Xəstəliklərə Nəzarət Mərkəzləri, 1992). Nyu -York ştatındakı kilsə şam yeməyindən sonra mədə -bağırsaq xəstəlikləri ilə bağlı məlumatlar OSWEGO.REC -də bildirilir. Məlumat dəstindəki dəyişənlər öz-özünə izah olunur (dəyişən adları görmək üçün VARİABLES əmrindən istifadə edin). Bu məlumatlara əsaslanaraq aşağıdakı cədvəli doldurun və ən çox ehtimal olunan agent mənbəyini müəyyənləşdirin.

Qida Yemək yedi Yemək Yemədi Risk nisbəti 95% konf. int. p *
Xəstə Ümumi % Xəstə Ümumi %
Bişmiş Ham 29 46 63.0% 17 29 58,6% 1.1 0.7 - 1.6 .70
İspanaq ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___
Kartof püresi ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___
Kələm Salatı ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___
Jell-O ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___
Rolls ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___
Qəhvəyi çörək ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___
Süd ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___
Qəhvə ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___
Su ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___
Tortlar ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___
Van. Dondurma ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___
Choc. Dondurma ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___
Meyvə salatı ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___ ___

* Düzəldilməmiş xi-kvadrat və ya Fisherin dəqiq testi, uyğun olaraq.

(5) RESTENOS: Koroner aterektomiyadan sonra restenoz (Zhou et al., 1996). Hər il kardioloqlar əməliyyatdan sonra eyni arteriyaların restenozu üçün bir çox tıxanmış arteriya açırlar. NIH / Ürək, Ağciyər və Qan İnstitutu tərəfindən maliyyələşdirilən bir araşdırma, ümumi bir virus (sitomegalovirus) ilə səssiz infeksiyanın arterial lövhənin yenidən böyüməsini proqnozlaşdırdığını müəyyən etmək üçün aparılmışdır. Sitomeqalovirus infeksiyasının seroloji sübutları olan 49 xəstədən 21 -də arterial lövhənin yenidən böyüməsi qeyd edildi. Bunun əksinə olaraq, sitomeqalovirusun seroloji sübutu olmayan 26 xəstədən 2 -də lövhə bərpası vardı. Bu məlumatlar üçün 2-dən 2-ə qədər bir masa qurun. Sonra sitomegalovirus infeksiyası ilə əlaqəli risk nisbətini hesablayın. 95% etibarlılıq aralığını daxil edin. (Hesablamaq üçün EpiInfo>STATCALC kimi bir epidemioloji kalkulyatordan istifadə edə bilərsiniz.) Məlumatlar subklinik viral infeksiyaların aterosklerozda rol oynaya biləcəyi nəzəriyyəsini dəstəkləyirmi?

(6) FENFORM: Fenformin və Ürək -Damar Ölümü (Osborn, 1979). Klinik sınaqda, fenforminlə müalicə olunan 204 xəstədən 26 -sı ürək -damar xəstəliklərindən öldü. Bunun əksinə olaraq, nəzarət edən 64 xəstədən 2 -si ürək -damar xəstəliyindən öldü. Hər qrupda ürək -damar ölümü insidansını və sonra fenforminlə əlaqəli risk nisbətini hesablayın. RR üçün 95% etibarlılıq aralığını daxil edin. Nəticələrinizi sadə ingilis dilində şərh edin.

(7) SIZE-COH: Güc və Nümunə Ölçüsü Məşqləri.

(A) Tutaq ki, a = 0.05 olan bir işi başa çatdırmaq istəyirsən; güc = 0.8; ayırma nisbəti = 1: 1 və fon dərəcəsi (p 2) 25%. RR = 2 aşkar etmək üçün hansı ölçü nümunəsi lazımdır? RR = 3? RR = 4?

(B) n 1 = 50, n 2 = 100, p 2 = 5%və a = 0,05 olduğunu qəbul edərək RR = 2 arayan bir araşdırmanın gücü nədir? Əsl RR = 2 olsaydı nə olardı? RR = 3 olarsa nə olar?

(8) BI-HELM1.ZIP: İki Şimali Kaliforniya Ştatında Velosiped Kaskının İstifadəsi (Perales və digərləri, 1994). 1991 -ci ildə 1491 velosipedçi başından xəsarət alaraq Kaliforniyada xəstəxanaya yerləşdirildi. BI-HELM1.REC, iki şimal Kaliforniya əyalətində 1651 velosiped sürücüsü üçün velosiped dəbilqəsi istifadə məlumatlarını ehtiva edir. Vurğulanan fayl adına basaraq məlumatları yükləyə bilərsiniz. Poçt kitabına bir kod kitabı daxil edilmişdir. Bu məlumat dəstini yüklədikdən sonra Santa Clara County və Contra Costa County dəbilqə istifadə nisbətini hesablayın. (Müvafiq sayımları və nisbətləri bildirin.) Xəstəlik nisbətini bildirin. 95% etibarlılıq aralığını daxil edin və nəticələrinizi şərh edin.

(9) OC/MI. 40-44 yaş arası qadınlarda oral kontraseptiv istifadənin ürək xəstəliyinə təsirini araşdırmaq üçün bir araşdırma aparıldı. 3 illik müşahidə zamanı 5000 cari OK istifadəçisində 13 hadisə miokard infarktı (Mİ) aşkar edilmişdir. Bunun əksinə olaraq, istifadə etməyən 10.000 nəfərdə 7 hadisə görüldü. Bu bölmədə öyrənilən metodlardan istifadə edərək qruplarda Mİ insidansını müqayisə edin. Nəticələrinizi sadə bir dildə ümumiləşdirdiyinizə əmin olun.

İstinadlar

Fisher, RA (1935). İnduktiv nəticə çıxarmaq məntiqi. Royal Statistical Society jurnalı, 98, 39-54.

Fleiss, JL (1981). Oranlar və nisbətlər üçün statistik metodlar. İkinci nəşr. New York: John Wiley və Sons.

Greenland, S., və Robins, JM (1985). Nadir izləmə məlumatlarından ümumi təsir parametrinin qiymətləndirilməsi. Biometrik, 41 (1), 55-68.

Osborn, JF (1979). Tibbi Araşdırmalarda Statistik Məşqlər. New York: John Wiley və Sons.

Rosner, B. (1990). Biostatistikanın əsasları (Üçüncü nəşr). Belmont, CA: Duxbury Press.

Rothman, KJ və Greenland, S. (1998). Müasir Epidemiologiya (İkinci nəşr). Philadelphia: Lippincott-Raven.

Smith, PF, Mikl, J., Truman, BI, Lessner, L., Lehman, JS, Stevens, RW, Lord, EA, Broaddus, RK, & Morse, DL (1991). New York əyalətinin islah sisteminə girən qadınlar arasında HİV infeksiyası. Am J Public Health, 81 Suppl, 35-40.

Zhou, YF, Leon, MB, Waclawiw, MA, Popma, JJ, Yu, ZX, Finkel, T., & Epstein, SE (1996). Əvvəlki sitomegalovirus infeksiyası ilə koronar aterektomiyadan sonra restenoz riski arasında əlaqə. N Engl J Med, 335 (9), 624-630.