Slides PDF · BG / EN · Tasks
Проучването случай–контрола се определя от начина, по който хората влизат в него. Изследователите установяват случаи по определение на заболяването и подбират контроли от популацията, породила случаите, съобразно определена схема. След това сравняват експозицията. Дизайнът е полезен, когато набирането на достатъчно случаи чрез обичайно проследяване би било неефективно или измерването на експозицията при всеки член на голяма кохорта е скъпо. Това не е просто всяко проучване с въпроси за миналото. Кохортите също могат да използват исторически документи, а случай–контрола може да използва проби, събрани преди диагнозата.
Започнете с изходната популация. Определете кой може да развие съответното заболяване, къде и кога ще се установяват случаите и правилата за включване. При условно проучване на орален карцином това обхваща анатомичните места, диагнозата, местоживеенето и периода. Карциномите на устната кухина и орофаринкса не се обединяват мълчаливо. Промененото определение на случай променя въпроса. Случаи от цял район и контроли от една специализирана клиника не образуват автоматично валидно сравнение. Контролната рамка трябва да съответства на популацията и процеса, породили случаите.
Основният въпрос е дали подбрана контрола би била установена като случай, ако развие съответното заболяване в релевантния момент. Контролите не се избират, за да бъдат неекспонирани, и не е нужно да са без всяка друга болест. Те трябва да осигурят сравнението на експозицията, изисквано от схемата. Изключването на пушачи от контролите при изследване на пушенето създава асоциация преди анализа. Подборът от клиника за тютюн-свързани болести може обратно да представи прекомерно експозицията. И двете решения могат да подкопаят сравнението.
Подборът на случаи също изисква внимание. Новите диагнози ограничават избора само на хора, преживели достатъчно дълго за интервю. Ако експозицията влияе на възникването и преживяемостта, асоциацията сред преживели налични случаи може да се различава от тази с началото на болестта. Пълното установяване на случаи означава повече от голям брой достъпни пациенти. Насочването, диагностичният достъп, участието и правилата за включване променят кой влиза. Прилагайте предварителното определение еднакво и описвайте системата за откриване.
Измерването на експозицията изисква индексна дата и съпоставим референтен период. Въпроси за пожизнен алкохол при случаите и за текущ алкохол при контролите смесват измервания. Диагнозата може да доведе до отказване от пушене или промяна в храненето; поведението след нея може да не представя значимата предходна експозиция. Преддиагностични документи или проби подпомагат времевата последователност, но наличността и пълнотата може да се различават. Структурираното интервю ограничава несъответствията без гаранция за равно припомняне. Заслепяването на интервюиращия не премахва знанието на участника за диагнозата.
Делът на експонираните дели експонираните на всички хора в групата. Шансът за експозиция дели експонираните на неекспонираните. И двете величини се изчисляват при случаи и при контроли, но отговарят на различни числови въпроси. Вероятност 0,8 съответства на шанс четири, а не на вероятност четири. Отношението на шансовете дели шанса за експозиция при случаите на този при контролите. При експозиция по редове и случаи и контроли по колони то се свежда до кръстното произведение. Означете таблицата преди заместването: запомнената формула не поправя неправилно формирано сравнение.
Симетрията на кръстната формула не осигурява липсващите популационни знаменатели. Изследователите са подбрали случаи и контроли, вместо да наблюдават всички първоначално експонирани и неекспонирани. Делението на подбраните случаи на извадковия сбор по ред дава дял на случаи в подбрана извадка. Обикновено той не оценява вероятността експониран човек да развие болестта. Удвояването на двете контролни клетки демонстрира това: OR остава същият, а привидните рискове по редове се променят. Болестният процес в популацията не се е променил от набирането на още контроли.
Тълкуването на OR зависи от подбора на контроли. При кумулативен подбор сред незаболелите в края резултатът оценява отношение на шансовете за заболяване. Ако рисковете за изхода са малки в съответните популационни групи, шансовете и рисковете са близки и отношенията им също се сближават. Голям дял случаи в извадката не противоречи на популационната рядкост, защото този дял е избран от изследователя. Малък извадков дял също не доказва рядкост. Решените примери показват как еднакви RR могат да съпътстват осезаемо различни OR, когато заболяването е често.
Подборът от рискови множества изисква друго тълкуване. При възникване на всеки случай контролите се избират от хората, които тогава са в риск. Човек може да е контрола преди да стане случай и при подходяща схема да бъде подбран повече от веднъж. При правилен подбор и анализ OR оценява отношение на коефициентите на заболеваемост без изискване за рядък изход. Това е свойство на дизайна, а не изключение само защото болестта изглежда необичайна. Преди да преведете OR в популационно сравнение, установете как са подбрани контролите и как са отчетени времето и съпоставянето.
Грешката при подбора, информационната грешка и замъгляването се оценяват отделно. Подборът променя кой влиза или остава в сравнението. Информационната грешка променя записването на експозицията или заболяването. Замъгляването смесва асоциацията с общи причини за експозицията и изхода. Увеличаването на извадката не поправя автоматично тези проблеми. Съпоставянето може да подобри ефективността и сравнимостта по избрани фактори, но не е рандомизация; структурата му се запазва в анализа. Несдвоеното кръстно произведение от обединени сборове обикновено не е правилният анализ на индивидуално съпоставени двойки.
Доверителният интервал добавя информация за извадковата неопределеност при статистическите допускания. Той не защитава от неподходящ източник на контроли или различно припомняне. Интервал, включващ едно, не доказва еквивалентност; интервал извън едно не установява причинност. Обоснованият отчет посочва изходна популация, подходящи участници, установяване на случаи, подбор на контроли, време на експозицията, корекция, оценка и неопределеност. Изводът остава в границите, които тези решения подкрепят. Следващите анализи използват условни дентални сценарии, за да отделят изчислението от неподкрепени клинични твърдения.
Решен анализ
Започнете от популацията, която може да породи случаи
Условно проучване на орален карцином в Пловдив. Включват се подходящите нови диагнози сред жители на определен район за определен период. Предварително се задават анатомичните места, диагностичните критерии и местоживеенето.
Основен въпрос за контролата. Ако това лице развие съответната болест през периода, би ли било установено като случай при същите правила за включване и откриване?
Рамките за подбор на случаи и контроли трябва да съответстват; източникът не е задължително цяла държава.
Случаите изискват еднакво определение и определен период
| Решение | Защо е важно |
|---|---|
| Нови диагнози | Не подбираме само дълго преживели лица |
| Едно заболяване | Не обединяваме мълчаливо карцином на устната кухина и орофаринкса |
| Район и период | Определят кой може да участва |
| Установяване | Насочването и диагностичният достъп влияят на включването |
Подбор на преживели. Ако експозицията влияе на преживяемостта, подборът на налични преживели случаи може да изкриви асоциацията с възникването. Голямата извадка от преживели не решава това.
Не е необходимо контролите да са напълно здрави
Възможни източници. Регистри на населението; изходната кохорта; пациенти от същата система, ако причината за посещението не изкривява подбора по експозиция.
Удобният подбор може да изкриви експозицията. Контроли с тютюн-свързани заболявания може да пушат необичайно често. Посещаващите дентална клиника може да се различават по доходи и поведение.
Контролите се подбират спрямо изходната популация. Експонирани лица могат да са контроли; изключването им вгражда асоциацията в дизайна.
Построяване на несдвоена таблица случай–контрола
Измислено проучване. 100 случая и 200 независимо подбрани контроли. Пушенето се оценява през предварително определен интервал преди съпоставима индексна дата. Това не са реални оценки за карцином.
| Пушене | Случаи | Контроли |
|---|---|---|
| Да | 80 = a | 100 = b |
| Не | 20 = c | 100 = d |
| Общо | 100 | 200 |
Изследователят е избрал броя случаи и контроли. Делът на случаите в извадката не е честотата на болестта в популацията.
Вероятността и шансът имат различни знаменатели
| Сред | Дял на експонираните | Шанс за експозиция |
|---|---|---|
| Случаите | 80/100 = 0,80 | 80/20 = 4 |
| Контролите | 100/200 = 0,50 | 100/100 = 1 |
Шанс = p/(1 − p). При p = 0,80: 0,80/0,20 = 4. Шанс 4 означава четирима експонирани за един неекспониран, а не вероятност 400%.
Отношението на дяловете 0,80/0,50 = 1,6 не е отношение на шансовете.
Кръстното произведение сравнява шансовете за експозиция
OR = (a/c)/(b/d) = ad/bc. (80 × 100)/(100 × 20) = 4.
Пряко тълкуване. Шансът за експозиция е четири пъти по-висок сред подбраните случаи спрямо подбраните контроли. Оценяваната популационна асоциация зависи от подбора на групите.
OR = 1 е нулевата стойност. Обръщането на едно сравнение дава 0,25; обръщането на двете оси запазва кръстното отношение.
Извадковите сборове по редове не дават популационни рискове
Привлекателно, но невалидно. 80/(80+100) = 44,4% е делът на случаите сред подбраните експонирани. Това не е популационният им риск от карцином. Също 20/(20+100) = 16,7% не е рискът сред неекспонираните в популацията.
Защо. Извадката нарочно има 100 случая и 200 контроли. Промяната на броя контроли променя дяловете без промяна в болестния процес.
Тази обичайна извадкова таблица не дава пряко абсолютен риск, RD, NNT или популационна заболеваемост.
Удвояването на контролите запазва този OR
| Експозиция | Случаи | Първи контроли | Удвоени контроли |
|---|---|---|---|
| Да | 80 | 100 | 200 |
| Не | 20 | 100 | 200 |
Същото разпределение при контролите. OR = (80×200)/(200×20) = 4. Привидният риск става 80/280 = 28,6% вместо 44,4%. Нито един не е популационен риск.
Точност. Нова случайна извадка от контроли може да промени OR поради случайност. Повече независими контроли могат да подобрят точността, но не поправят изкривения подбор.
Редкият изход сближава OR за болестта с RR
Популационни рискове за илюстрация, а не изчислени от извадка случай–контрола.
| Риск при експозиция | Референтен риск | RR | OR за болестта |
|---|---|---|---|
| 2% | 1% | 2 | 2,02 |
| 40% | 20% | 2 | 2,67 |
Изчислете чрез шансове. OR = [Rₑ/(1 − Rₑ)]/[R₀/(1 − R₀)]. При 40% спрямо 20%: (0,4/0,6)/(0,2/0,8) = 2,67.
При контроли сред незаболелите в края OR доближава RR при малки рискове за изхода. Делът случаи в извадката не определя рядкостта.
Подборът от рискови множества има друга интерпретация
Подбор по плътност на заболеваемостта. При всеки нов случай контролите се подбират от хората, които тогава още са в риск. Контрола може по-късно да стане случай и при подходяща схема да бъде подбрана отново.
При валиден подбор от рискови множества и подходящ анализ OR оценява отношение на коефициентите на заболеваемост без допускане за рядък изход.
Установете схемата. Това не превръща всеки OR от случай–контрола в RR. Проверете времевия подбор, съпоставянето и анализа.
Вложените проучвания могат да използват преддиагностични измервания
| Стъпка | В определена кохорта |
|---|---|
| Начало | Данни за пушене и съхраняване на проби |
| Проследяване | Установяване на нови случаи |
| Подбор | Подходящи контроли по посочена схема |
| Анализ | Сравнение на по-ранната експозиция с отчитане на схемата |
Практическа полза. Скъпите биомаркери се изследват само при избрани случаи и контроли. Преддиагностичното измерване подпомага времевата последователност, но не премахва автоматично замъгляването или измервателната грешка.
Подборът може да промени OR без промяна в биологията
Запазете 80 експонирани и 20 неекспонирани случая; променете само подбраните контроли.
| Контроли | Начален подбор | Изкривен подбор |
|---|---|---|
| Експонирани | 100 | 150 |
| Неекспонирани | 100 | 50 |
| OR | 4 | 80×50/(150×20) = 1,33 |
Грешка при подбора. Ако експозицията влияе на включването, разпределението ѝ може да не представя нужната популация. Тук излишъкът от експонирани контроли намалява OR; други механизми могат да го изкривят в други посоки.
Грешката на припомняне е различно измерване на експозицията
Измислен пример. Истинска експозиция: 40/100 случая и 40/100 контроли → OR = 1. Съобщена: 60/100 случая и 40/100 контроли → OR = (60×60)/(40×40) = 2,25.
| Действие | Ограничение |
|---|---|
| Преддиагностични документи | Пълнотата може да се различава |
| Еднакво интервю | Не гарантира еднакво припомняне |
| Заслепен интервюиращ | Не премахва знанието за диагнозата |
| Съпоставими дати | Не сравнявайте пожизнена с текуща експозиция |
Информационната грешка включва и документирането и диагностичното подозрение. Посоката ѝ не е винаги към нулата.
Съпоставянето трябва да се отчете в анализа
Цел. Съпоставянето може да подобри сравнимостта по избрани фактори и ефективността. Не премахва автоматично замъгляването и не е рандомизация.
| Особеност | Следствие за анализа |
|---|---|
| Индивидуални двойки | Запазете двойките и използвайте сдвоен метод |
| Честотно съпоставяне | Отчетете факторите на съпоставяне |
| Прекомерно съпоставяне | Неподходящи фактори губят информация или въвеждат изкривяване |
Несдвоена формула. Кръстното отношение от обединени сборове обикновено не е оценката за съпоставени двойки. Дискордантните двойки имат значение.
Замъгляването е различно от подбора и припомнянето
| Проблем | Условен пример | Действие |
|---|---|---|
| Подбор | Контролите непропорционално посещават тютюн-свързана клиника | Обоснована рамка; оценка на неучастието |
| Информация | Случаите съобщават пушенето по-пълно | Съпоставими измерване и дати |
| Замъгляване | Възрастта влияе и на пушенето, и на карцинома | Измерване на общи причини; обоснована стратификация или корекция |
Поправката на един проблем не поправя останалите. Голям OR сам не ги разграничава от причинност.
Интервалът добавя информация за точността, не защита от изкривяване
Началната таблица 80/20 и 100/100. OR = 4; приблизителен 95% ДИ 2,28–7,02, чрез асимптотичен log-OR метод при независими несдвоени наблюдения.
Четете оценката заедно с дизайна. Посочете изходната популация, подбора на контроли, периода на експозицията и корекцията. Интервалът описва извадковата неопределеност при допусканията на анализа.
Ограничения. Тесният интервал около изкривена оценка остава изкривен. Включването на 1 не доказва еквивалентност. Сдвоени, клъстерни и редки данни може да изискват други методи.
Примерните отговори следват схемата на подбор
| Задача | Отговор |
|---|---|
| Таблица | 72, 60, 48, 180; OR = (72×180)/(60×48) = 4,5 |
| Удвоени контроли | OR = (72×360)/(120×48) = 4,5 |
| Неправилен риск | 72/132 = 54,5% е дял в подбрана извадка |
| Подбор | Експозицията при контролите може да не представя изходната популация |
| Информация | Съпоставими интервюта и референтни дати |
| Замъгляване | Измерване на пушенето; обоснована стратификация или корекция |
| Рискови множества | Контролата е в риск при подбора; може по-късно да стане случай |
Обоснованият отчет посочва популацията и OR
Пълен извод. В условното несдвоено проучване шансът за експозиция е четири пъти по-висок при случаите (OR 4, приблизителен 95% ДИ 2,28–7,02). Тълкуването зависи от подбора на контроли, съпоставимото установяване и контрола на замъгляването.
| Преди приемане | Проверка |
|---|---|
| Подбор | Биха ли били контролите установени като случаи при заболяване? |
| Измерване | Експозицията предшества диагнозата; съпоставими периоди |
| Анализ | Подбор, съпоставяне, замъгляване и неопределеност |
| Твърдение | OR се различава от абсолютен риск и причинност |
Източници
CDC Field Epidemiology Manual, chapter 8. Cochrane Handbook, chapter 15. Vandenbroucke & Pearce (2012), DOI 10.1093/ije/dys147. Greenland et al. (2016), DOI 10.1007/s10654-016-0149-3.