Slides PDF · BG / EN · Tasks
Кохортното проучване превръща популационния въпрос в последователност от наблюдения. В определен начален момент изследователят установява подходящите участници, измерва експозицията и записва състоянието на всеки. След това проследява предварително определен изход. Сравнението е между хора с различна експозиция, а не между лица, избрани заради наличието или липсата на заболяване. Тази последователност позволява оценка на възникването на болест, когато са известни нужните знаменатели и проследяване. Сама по себе си тя не превръща наблюдаваното сравнение в причинно. Групите може да се различават по възраст, социални условия, достъп до грижи и други причини за изхода.
Първото решение е какво броим за събитие. При първа поява на пародонтит участниците първоначално трябва да са без определеното заболяване и да могат да го развият. Проучването на прогресията задава друг въпрос и може основателно да започне с вече болни лица. За настъпване на пълно обеззъбяване включваме хора с поне един естествен зъб в началото. Вече напълно обеззъбените не могат отново да достигнат този изход за първи път. При кариеса диагностичният праг е съществен: DMFT нула при протокол за кавитирани лезии не означава липса на всяка ранна лезия. Популацията, съзъбието, прагът и единицата трябва да останат еднакви през анализа.
Разликата между човек и лезия е особено важна в денталната медицина. Дете с три нови лезии е един случай, ако изходът е дете с поне една нова лезия. Анализът по повърхности задава друг въпрос и трябва да отчете зависимостта между повърхностите в една уста. Изчисление по хора не може просто да се преименува в коефициент по повърхности. Новите посещения и обтурации също не броят пряко новозасегнатите хора. Клиничната дейност зависи от посещаемостта и лечебните решения наред със заболяването.
Проспективната кохорта събира проследяването след включването. Историческата кохорта възстановява същата последователност от експозиция към изход чрез вече налични документи. Историческо не означава случай–контрола: класификацията следва правилото за подбор. Документите трябва да установяват кой е бил подходящ преди изхода, каква експозиция е имал, колко е проследен и как са установени събитията. Удобният списък на настоящи пациенти може да пропуска преместили се или починали лица. Това се оценява като възможен проблем, вместо останалите документи да се приемат за цялата начална популация.
Рискът, или кумулативната заболеваемост, е вероятност за посочен интервал. При известни изходи за цялата начална група в риск делим новозасегнатите на началния брой. Числителят и знаменателят трябва да се отнасят до едно събитие. Петгодишният риск не е годишен, а деленето му на пет обикновено не възстановява едногодишната вероятност. Коефициентът на заболеваемост използва времето, прекарано в риск. Той описва скоростта на натрупване на събития по време на наблюдението. Мерната му единица съдържа време и затова коефициент на човеко-година не е сам по себе си процентна вероятност.
Относителното и абсолютното сравнение изпълняват различни задачи. Относителният риск изразява мултипликативен контраст с нулева стойност едно. Разликата в риска изразява адитивен контраст с нулева стойност нула. Относителната асоциация може да изглежда голяма, когато и двата абсолютни риска са малки. Затова решението за програма изисква действителните рискове, изхода и времето наред с отношението. Процентните пунктове описват изваждане на проценти; относителната процентна промяна дели разликата на референтен риск. Обратната референция променя посоката и числовия израз на сравнението.
Атрибутивните мерки добавят друго разграничение: чии случаи стоят в знаменателя? Фракцията сред експонираните отнася излишъка към случаите в експонираната група. Популационната фракция отнася популационния контраст към всички случаи в тази популация. За нея има значение и честотата на експозицията. Правилното смятане не доказва, че така изчисленото бреме е предотвратимо. Причинното тълкуване изисква обосновано сравнение и определена интервенция. Реалистичната промяна на експозицията може да не възстанови риска на всеки до референтния; другите причини и конкуриращите събития остават съществени.
Същото внимание е необходимо при профилактиката. Относителното намаление не казва колко деца ще имат полза. Абсолютното намаление сравнява рисковете с програмата и при сравнението за еднакъв период. Реципрочната му стойност дава брой, необходим за третиране за един допълнителен благоприятен изход, когато ефектът и допусканията позволяват това тълкуване. Това е среден контраст, а не обещание, че във всяка малка група точно едно дете ще има полза. Стойността зависи от изходния риск, сравнението, събитието и срока. Вредите, приемливостта, ресурсите и неравният достъп имат значение дори при точно оценена полза.
Проследяването и анализът завършват аргументацията. Неизвестните изходи не са отрицателни изходи. Отпадналите може систематично да се различават от останалите и разликите да зависят от експозицията. Преди отношението на рисковете опишете набирането, задържането и установяването на изхода. Замъгляването изисква отделна оценка: обща причина за експозицията и заболяването може да създаде груб контраст дори при равни рискове вътре в стратумите. Корекцията трябва да следва обоснован причинен въпрос и качествено измерване. Механичното включване на всички записани променливи не гарантира валидност.
Накрая посочете неопределеността и ограниченията. Обичайният доверителен интервал описва извадковата неопределеност при допусканията на анализа. Той не включва автоматично селективното набиране, неправилните диагнози или неизмереното замъгляване. Зъби в една уста, деца от едно училище и съпоставени наблюдения може да изискват методи, отчитащи зависимостта. Полезният извод назовава популацията, експозицията, изхода, периода, абсолютните рискове, сравнителната мярка и основните ограничения на валидността. Следващите анализи използват измислени числа за упражняване на тази последователност. Те не са клинични препоръки и не оценяват ефективността на конкретна програма.
Решен анализ
Определете събитието преди популацията в риск
Условен въпрос. Сред възрастни с естествени зъби и без пародонтит в началото свързан ли е изходният диабет с първа поява на пародонтит за пет години?
| Елемент | Определя се преди проследяването |
|---|---|
| Популация | Общи правила за включване и набиране |
| Експозиция | Диабет в началото по определен протокол |
| Събитие | Първи пародонтит при предварително зададен диагностичен праг |
| Време и единица | Пет години; един човек е един първи случай |
Подходящите участници се определят от изхода
| Събитие | Подходящи в началото | Друг изход |
|---|---|---|
| Първи кариесен опит | DMFT = 0 при избрания праг | Нова лезия на засегнат зъб |
| Първи пародонтит | Хора без това заболяване | Прогресия на налична болест |
| Пълно обеззъбяване | Поне един естествен зъб | Загуба на един при запазени други зъби |
Запазете въпроса. Проучване на прогресията може да включва вече болни лица. Знаменателят се определя за прогресията, а не за първа поява.
Построяване на петгодишната кохортна таблица
Учебни допускания. Независими възрастни, известни петгодишни изходи за всички и без конкуриращи смъртни случаи в модела. Числата са измислени, а не оценки от реални пациенти.
| Начало | Нов пародонтит | Без нов пародонтит | Общо |
|---|---|---|---|
| Диабет | 60 | 240 | 300 |
| Без диабет | 30 | 570 | 600 |
| Общо | 90 | 810 | 900 |
Сборовете по редове са началните групи в риск, а не брой лица, подбрани след диагнозата.
Започнете с два риска и срок на проследяване
С диабет. 60/300 = 0,20 = 20% за пет години.
Без диабет. 30/600 = 0,05 = 5% за пет години.
Общ риск. 90/900 = 10%. Непретегленото средно от 20% и 5% е 12,5% и пренебрегва размера на групите. Двадесет случая на 100 за пет години не означава двадесет годишно.
RR сравнява рисковете мултипликативно
RR = Rₑ/R₀. 0,20/0,05 = 4. Групата с диабет има четири пъти по-висок наблюдаван петгодишен риск.
| RR | Значение |
|---|---|
| 1 | Равни наблюдавани рискове |
| Над 1 | По-висок риск сред експонираните |
| Под 1 | По-нисък риск сред експонираните |
Асоциация. Четирикратният риск е относително увеличение с 300%. Грубата асоциация не установява каква част от заболяванията е причинена от диабета.
Разликата в риска изразява абсолютния излишък
RD = Rₑ − R₀. 0,20 − 0,05 = 15 процентни пункта: 15 допълнителни случая на 100 за пет години при сравнение на наблюдаваните рискове.
| Скала | Резултат | Въпрос |
|---|---|---|
| Относителна | RR = 4 | Колко пъти по-висок? |
| Абсолютна | RD = 15 п.п. | Колко допълнителни случая на 100? |
Обратна референция. RR става 0,25; RD става −15 процентни пункта. Посочвайте реда на групите.
Атрибутивна фракция сред експонираните: 75%
AFₑ = (Rₑ − R₀)/Rₑ. (0,20 − 0,05)/0,20 = 75%. При референтен риск 300 експонирани биха имали 15 вместо 60 случая; контрастът е 45/60.
Причинни допускания. Предотвратимостта изисква неизкривено причинно сравнение и определена промяна в експозицията. Отстраняването на диабета не възстановява непременно веднага референтния риск.
Терминология. RD понякога се нарича атрибутивен риск; AF е пропорция. Посочвайте формулата.
Популационният ефект зависи от честотата на експозицията
| Мярка | Същата условна популация |
|---|---|
| Популационен риск | 90/900 = 10% |
| Референтен риск | 30/600 = 5% |
| Популационна разлика | 5 процентни пункта |
| PAF | (10% − 5%)/10% = 50% |
Проверка. 900 × 5% = 45 случая при референтен риск; 90 − 45 = 45 допълнителни; 45/90 = 50%. AF сред експонираните е 75%: друг знаменател.
Обхват. Груби контрасти. Причинната PAF изисква валидни причинни рискове и определена интервенция. Не я пренасяйте в популация с друга честота на експозицията.
Профилактиката изисква абсолютен и относителен ефект
Ново условно изпитване. Индивидуално рандомизирани независими деца; всички проследени три години. Допълнителна програма спрямо стандартна профилактика. Изход: поне една нова кавитирана лезия.
| Група | Нови случаи / общо | Риск |
|---|---|---|
| Допълнителна програма | 20/400 | 5% |
| Стандартна профилактика | 40/400 | 10% |
Два ефекта. RR = 0,5; относително намаление = 1 − RR = 50%. ARR = 0,10 − 0,05 = 5 процентни пункта: пет по-малко засегнати деца на 100 за три години.
NNT включва изход, сравнение и време
NNT = 1/ARR. 1/0,05 = 20. Средно 20 деца трябва да получат допълнителната вместо стандартната програма за три години, за да се предотврати един допълнителен случай, ако ефектът е приложим.
| Проверка | Причина |
|---|---|
| Пропорции | 1/0,05, а не 1/5 |
| Период | Тригодишният NNT не е годишен |
| Изход | Деца с лезии не е същото като брой лезии |
| Неопределеност | Не е гаранция за всяка група от 20 |
Еднакъв RR може да означава различна абсолютна полза
| Среда | Стандартен риск | Риск с програма | ARR | NNT |
|---|---|---|---|---|
| По-нисък начален риск | 2% | 1% | 1 п.п. | 100 |
| По-висок начален риск | 20% | 10% | 10 п.п. | 10 |
При допускане за един и същ тригодишен RR = 0,5 абсолютната полза зависи от изходния риск.
Решение. Отчитат се вредите, приемливостта, ресурсите и равнопоставеността. Таблицата допуска преносим относителен ефект; тя не го доказва.
Нееднаквото проследяване изисква човеко-време
| Група | Нови случаи | Време в риск | Коефициент на заболеваемост |
|---|---|---|---|
| Експонирани | 18 | 450 ч.-г. | 4 на 100 ч.-г. |
| Неекспонирани | 12 | 600 ч.-г. | 2 на 100 ч.-г. |
Сравнение на коефициенти. Отношение = (18/450)/(12/600) = 2. Разлика = 2 случая на 100 човеко-години.
Единици. Това не е отношение на двугодишни рискове. Времето се натрупва до събитието, отпадането или края; човеко-времето не премахва автоматично информативното отпадане.
Липсващият изход не означава липса на заболяване
Условна кохорта. 100 започват; за 80 е известен петгодишният изход, включително 8 случая; 20 изхода са неизвестни.
| Изчисление | Значение |
|---|---|
| 8/80 = 10% | Риск при известен изход; възможна селекция |
| 8/100 = 8% | Минимален риск, ако никой от липсващите не е случай |
| (8+20)/100 = 28% | Максимум, ако всички липсващи са случаи |
Рискът за цялата кохорта не е еднозначен: груби граници 8–28%. Оценете причините за отпадане и допусканията.
Замъгляването може да промени грубото сравнение
Друга измислена кохорта: първа загуба на зъб за пет години; всички имат естествени зъби в началото.
| Възраст | Експозиция + | Експозиция − | RR |
|---|---|---|---|
| По-млади | 10/100 = 10% | 40/400 = 10% | 1 |
| По-възрастни | 160/400 = 40% | 40/100 = 40% | 1 |
| Всички | 170/500 = 34% | 80/500 = 16% | 2,125 |
Различен възрастов състав. Експонираните са по-възрастни. В модела възрастта влияе на експозицията и изхода. Равни възрастови тегла дават 25% в двете групи. Стратификацията не гарантира отстраняване на друго замъгляване.
Доверителните интервали описват извадкова неопределеност
Отново 60/300 спрямо 30/600. RR = 4; приблизителен 95% ДИ 2,64–6,06, чрез асимптотичен log-RR метод при независими наблюдения.
Тълкуване. При статистическите допускания данните са съвместими с диапазон от отношения на рискове. Широкият интервал означава ограничена точност.
Ограничения. Не коригира замъгляване, грешна класификация или селективно отпадане; не съдържа 95% от индивидуалните рискове. Не дава 95% вероятност фиксираният параметър да е в този конкретен интервал.
Примерни отговори: знаменателите определят мерките
| Задача | Проверен отговор |
|---|---|
| 1 · Таблица | 40 случая, 160 без изход; 48 случая, 552 без изход |
| 1 · Сравнения | 20% спрямо 8% за пет години; RR = 2,5; RD = 12 п.п. |
| 1 · Значение | AF = 60%; общ риск = 88/800 = 11%; PAF = (11−8)/11 = 27,3% |
| 2 | 5% спрямо 10%; RR = 0,5; ARR = 5 п.п.; относително намаление 50%; NNT = 20 за три години |
| 3 | 10% при известен изход; граници за цялата кохорта 8–28% |
Повече наблюдения подобряват точността при подходящи извадкови допускания; не поправят систематично изкривяване.
Посочете събитието, времето, абсолютния контраст и неопределеността
Пълен резултат. В условната кохорта петгодишните рискове са 20% и 5%; груб RR 4 (приблизителен 95% ДИ 2,64–6,06), RD 15 процентни пункта. Оценете замъгляването и липсващите изходи преди причинно тълкуване.
| Мярка | Винаги добавяйте |
|---|---|
| Риск | Популация, събитие и период |
| RR / RD | Референтна група, абсолютни рискове и неопределеност |
| AF / PAF | Знаменател и причинни допускания |
| NNT | Сравнение, изход и време |
Следва случай–контрола: обичайните сборове по редове не дават тези рискове.
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.