卫生管理统计学：第十八章 病例-对照研究的设计与分析

第十八章病例-对照研究的设计与分析要求：1.掌握成组设计的优势比的意义、计算和置信区间估计的方法。2.理解M-H分层分析方法及其趋势检验方法。3.了解病例-对照研究的设计和注意问题；偏倚的种类与控制方法。design&analysisofcase-controlstudy第一节概述与样本量估算病例-对照研究：根据研究对象目前状态（是否有病）将其分到病例组或对照组，然后回顾性地询问或调查研究对象过去的危险因素接触史，属回顾性设计，是分析疾病与暴露因素发生之间的果

因关系。病例-对照研究始于1926年Lane-Claypon的生育史与乳腺癌关系的病例-对照研究，是流行病学研究最常见的设计模式。一、概述病例-对照研究过程示意图研究总体病例对照暴露非暴露暴露非暴露时间方向观察方向研究开始1.成组设计把患某种疾病的病人作为病例组，不患该种疾病的人作为对照组，比较这两类人群的暴露史。该类型设计简单，但结果可能会受混杂因素干扰而影响结论的可靠性。例18-1

Tuyns等（1977）报道了食管癌与饮食习惯的研究，病例是从当地医院收集的1972年至1974年治疗的200例男性食管癌病人，对照组是按选举号顺序随机抽取的778名当地居民，其中有效问卷775份。两组对象的调查内容包括吸烟、各种含酒精饮料和其它食物等。病例-对照研究的两种类型2.匹配设计为了消除重要的已知混杂因素对研究结果的影响，按病例的混杂因素水平选择1到数例匹配的对照，共同组成一个匹配（matching）组。保证两组人群在匹配的混杂因素方面分布一致，避免其混杂影响。例18-2

Mach等（1976）报道了子宫内膜癌的病例-对照研究，病例是从美国洛杉矶退休团体收集的63例新发子宫内膜癌病人，按每个病例的婚姻状况和年龄配取4例对照，对照没有做子宫切除，即仍处于发病（癌）的高危人群。病例-对照研究的设计特点1.病例-对照是回顾性研究

不能主动控制病例组和对照组对危险因素的暴露有与无以及程度，因为暴露与否已是客观事实。2.设有对照组以甄别暴露因素的作用3.是一种由“果”寻“因”的研究

研究疾病与暴露因素的关系时，是先有结果，再追寻原因，调查方向与时间方向相反。4.偏倚与控制偏倚有：选择性偏倚、信息偏倚、混杂偏倚优势（odds）与优势比（oddsratio,OR）成组设计病例-对照研究的数据形式组别暴露合计有无病例组abn1对照组cdn0合计m1m0N描述疾病与危险因素关联程度病例-对照研究的两个重要命题：（源于第十八章的“思考与练习”）命题1.病例组和对照组暴露的优势比等于暴露组与非暴露组发病的优势比。即：病例-对照研究中暴露于危险因素的优势比等于追踪研究中不同暴露水平下发病与否的优势比。组别暴露有无病例组ab对照组cd暴露事件发病未发病有ac无bd病例-对照研究的两个重要命题：命题2.当发病率很小时，不同暴露水平下发病与否的优势比接近相对危险度。因此，通过病例-对照研究，可用病例组和对照组暴露这一事件的优势比OR近似估计疾病发生的相对危险度RR。这就是病例-对照研究的理论根据。OR与RR的比较举例危险因素体重合计低正常未婚1288100已婚595100合计17183200未婚与已婚妇女新生儿低体重的相对危险度二、样本含量估计例18-1在食管癌的研究中已知对照人群重度饮酒(暴露)率为14%,设零假设是重度饮酒与食管癌发病无关,即

H0：OR=1.0;

H1：OR=5.0。指定单侧α=0.05,β=0.10,

试按对照组例数为病例组例数的2倍（C=2）的要求估算病例组例数。解：据题意,已知p0=0.14,q0=0.86,OR=5.0,C=2,Z0.05=1.645,Z0.1=1.282三、病例-对照研究应用的特点和缺憾病例-对照研究的特点有周期短，样本量相对较小，适合罕见疾病病因研究，并可以在一次研究中同时研究多个致病危险因素，具有省时、省力和省费用的优点。病例-对照研究的缺点是：无法直接估计疾病发生频率；难以选择合适的对照组，常常导致严重的偏倚；对因果推断的论证强度较低，特别是无法从时间先后上判断何为因、何为果。因此还需进一步通过队列研究或其它前瞻性研究来验证。第二节成组设计资料的分析在病例-对照研究中，如果病例组与对照组的暴露史只取有暴露和无暴露两水平，可将资料整理成四格表的形式。一、简单四格表资料的分析组别暴露合计有无病例组abn1对照组cdn0合计m1m0n分析指标组别暴露合计有无病例组abn1对照组cdn0合计m1m0n例18-4在食管癌与饮酒的研究中，将每日饮酒量在80克以上定为暴露组，80克以下定为非暴露组，资料整理如下表，对该资料作统计分析。组别每日饮酒量（克/天）合计暴露频率p80+0~79病例组96(a)104(b)2000.48对照组109(c)666(d)7750.14合计2057709750.21优势比的置信区间组别每日饮酒量（克/天）合计暴露频率p80+0~79病例组96(a)104(b)2000.48对照组109(c)666(d)7750.14合计2057709750.21二、分层四格表资料的分析资料按某个可能的混杂因素（年龄等）分层，如果暴露只有两分类（有暴露与无暴露），整个资料分解为多个四格表，分析方法采用M-H法。例18-5每日饮酒量（g）年龄组合计25~4445~5455~6465+病例对照病例对照病例对照病例对照病例对照i=1i=2i=3i=480+535252942272418961090~795270211383413944119104666aidi/ni4.285716.197224.124013.931758.5386bici/ni0.55562.85933.79343.863411.0715ORi7.725.676.363.615.64Ti1.269811.662021.669413.931748.5329Vi1.07686.857610.67017.439226.0437在例18-4的食管癌与饮酒关系的分析中，年龄可能是混杂因素。现将每日饮酒量的资料按年龄组分解成4个四格表，估计各层的OR值。例18-5的分析求解三、多个暴露水平的剂量-反应相关分析当暴露水平按等级分类时，讨论暴露水平的升高（下降）与与相应的优势比的升高（下降）的反应关系。H0：不存在剂量-反应线性关系；H1：存在剂量-反应线性关系。例18-6每日饮酒量0~3940~7980~119120+合计xi0123病例数ai(Ti)29(85.13)75(72.82)51(28.31)45(13.74)200(n1)对照数bi3862808722775(n0)合计人数mi41535513867975(n)优势比ORi1.03.577.8027.23χ2i-32.7075.03160.41在食管癌与饮酒的研究资料中，按照每日饮酒量将暴露水平分成四组，试分析每日饮酒量与食管癌发病是否存在剂量-反应关系。（H0：OR=1，即发癌与饮酒量之间不存在剂量-反应关系。）组别i=2合计暴露频率p暴露80~119非暴露0~39病例组5129800.6375对照组873864730.1839合计138415553第三节匹配设计资料的分析一、1︰1配对设计资料