- •Раздел 2 16
- •Раздел 3 87
- •Глава 18 372
- •Глава 19 437
- •Раздел 5 461
- •Раздел 6 543
- •Раздел 7 559
- •Часть I иьщАи шцслшлили! тл
- •Раздел 1 8
- •Раздел 2 16
- •Раздел 3 87
- •Глава 18 372
- •Глава 19 437
- •Раздел 5 461
- •Раздел 6 543
- •Раздел 7 559
- •Часть I общая эпидемиология
- •Раздел 1
- •Д. К. Заболотный
- •В. А. Башенин
- •Е. Н. Павловский
- •Глава 2
- •Раздел 2
- •Глава 3
- •Глава 4
- •Глава 5
- •Часть I. Общая эпидемиология
- •0 Отделение а ш Отделение б
- •В двух отделениях реанимации новорожденных
- •Часть I. Общая эпидемиология
- •Приемы формальной логики
- •Приемы биостатистики
- •Часть I. Цьщая л 1ущс1у1ПиЛ1д у1л
- •Глава 6
- •Глава 7
- •Раздел 3
- •Глава 8
- •Глава 9
- •Глава 10
- •2. В эпидемическом процессе имеет место взаимообусловленная изменчивость биологических свойств обеих взаимодействующих популяций.
- •3. Имеет место фазовая самоперестройка популяции паразита, которая определяет неравномерность развития эпидемического процесса.
- •Глава 11
- •Глава 12
- •Глава 13
- •Глава 14
- •Глава 15
- •Раздел 4. Эпидемиология антропонозов
- •Глава 16
- •Удельный вес исследованных центрами санэпидслужбы проб воды в источниках централизованного водоснабжения с отклонениями от санитарных норм (в %)
- •Частота обнаружения брюшнотифозных о-антител в сыворотке здоровых взрослых людей (p. X. Яфаев, г. Ф. Вараксина)
- •1997 1998 Годы
- •Глава 17
- •(P. X. Яфаев, а. К. Русанова)
- •(На 100 тыс. Населения)
- •Раздел 1 8
- •Раздел 2 16
- •Раздел 3 87
- •Глава 18 372
- •Глава 19 437
- •Раздел 5 461
- •Раздел 6 543
- •Раздел 7 559
- •Цифрой над ним — дата заболевания)
- •Доверительного интервала)
- •Санкт-Петербурге
- •100 Рис. 17.39. Динамика заболеваемости краснухой детей 1967-1979 гг. Рождения в Московском районе Ленинграда (p. X. Яфаев, а. К. Русанова)
- •Глава 18
- •Часть II. Эпидемиология инфекционных заболеваний
- •Часть II эпидемиология инфекционных заболеваний
- •Часть II. Эпидемиология инфекционных заболеваний
- •Часть II. Эпидемиология инфекционных заболеваний
- •Глава 19
- •Часть II. Эпидемиология инфекционных заболеваний
- •Раздел 5
- •Раздел 6
- •Глава 21
- •Часть II. Эпидемиолог ия имфькЦииппыл лньилсопппп
- •Раздел 7
- •Глава 22
- •V ▼ Первое сообщение о резистентности
- •(Banerjee и соавт., 1991)
- •Глава 23
- •(Доля в общем числе выделенных культур, %)
- •Глава 24
- •Глава 25
- •Глава 26
- •Глава 27
- •Глава 28
- •Часть III
- •Глава 29
- •Глава 30
- •Глава 32
- •Глава 33
- •Часть IV
- •Глава 34
- •Продолжение приложения 4
- •Зуева Людмила Павловна —
- •Яфаев Рауэль Хасаньянович —
- •190020, Санкт-Петербург, Нарвский пр., 18, оф. 501 тел./факс: (812) 325-39-86, 186-72-36 e-mail: foliant@peterlink.Ru http: //www. Foliant. Com. Ru
Целесообразно формировать контрольную группу из той же исходной популяции, что и случаи. Другими словами, «конгроли» должны представлять популяцию индивидуумов, которые могли бы быть идентифицированы и включены в исследование как случаи, если бы у них также развилось заболевание. Часто выбор очевиден: при возникновении вспышки в детском саду в контрольную группу целесообразно отбирать детей, посещающих то же детское учреждение. Однако, если, например, все случаи определенного заболевания выбраны в больнице, «контроля» должны представлять тех людей, которые, если бы у них развилось изучаемое заболевание, поступили бы в ту же самую больницу.
Контрольная группа должна быть отобрана из популяции в то же время, в которое отбирается опытная группа.
И случаи, и «контроля» должны отбираться независимо от подлежащего изучению воздействия.
При отборе контрольной группы должны использоваться те же критерии отбора, что и для опытной группы. Исключения или ограничения, сделанные при идентификации случаев, должны быть в равной степени применимы к «контролям».
В количественном отношении следует отбирать 1—4 (лучше 2-4) «контроля» на 1 случай: дальнейшее увеличение контрольной группы мало влияет на статистическую мощность исследования. Если известна вся популяция тех, кто годится в конгроли, и ее численность значительно превышает указанное соотношение, следует взять случайную выборку. Для повышения качества исследования можно выбра!ь несколько кон-
Часть I. Цьщая л 1ущс1у1ПиЛ1д у1л
трольных групп, отобранных разными способами, и оценить сопоставимость результатов.
Принято считать, что исследования «случай-контроль» обладают меньшей надежностью по сравнению с когортным исследованием. Это не вполне справедливо: хорошо организованное исследование «случай-контроль» в ряде ситуаций может дать гораздо более надежные результаты, чем когортное исследование. Более того, исследование «случай-контроль» обладает рядом очевидных преимуществ. Прежде всего, эта схема аналитического исследования превосходна для редких заболеваний (в ко- гортном исследовании в такой ситуации численность изучаемой популяции может оказаться непомерно высокой). Исследование «случай-конт- роль» позволяет быстро получить ответ и является поэтому методом выбора при расследовании вспышек. В исследовании «случай-контроль» можно исследовать одновременно (и быстро) множество факторов для изучения одного исхода. Однако изучаться может только один исход.
Проблемы, возникающие при проведении исследований «случай- контроль», связаны с тем, что интересующие данные о воздействии фактора могут быть недоступны или неточны. Иногда просто не удается выбрать достаточное количество контролей, удовлетворяющих сформулированным выше требованиям.
Выбор схемы аналитического исследования зависит, прежде всего, от конкретных задач, однако во многом определяется имеющимися для него ресурсами и сроками проведения. Знание возможностей различных подходов, их достоинств и недостатков позволяет эпидемиологу оптимально планировать исследование.
5.3.5. Основные приемы статистики для анализа когортных исследований и исследований «случай-контроль»
Принципиальная
форма четырехпольной таблицы
Таблица 5.2
|
Исход имеется |
Исход отсутствует |
|
Экспонированы |
а |
b |
a+b |
Не экспонированы |
с |
d |
c+d |
|
а+с |
b+d |
N =a+b+c+d |
Данные комплексных исследований, подразумевающих изучение множества факторов и их градаций, порождают множество таблиц 2x2 и 2*N, однако все они имеют подобную форму.
65
^ За к лХ46
Л. П. Зуева, г. л. Яфаев. di тдьмиили! ия
Таблица 5.3
Варианты построения четырехпольной таблицы
Исследование случай-контроль
Экспозиция (+) Экспозиция (-)
Исход (+)
Когортное исследование
Исход (+) Исход (-)
Воздействие (+)
Исход
(-)
Измерение эффекта воздействия
Эпидемиология — количественная наука. Это, в частности, означает, что ее задачей является не просто установление факторов, влияющих на возникновение заболеваний (и других состояний, связанных со здоровьем людей), а измерение эффекта их воздействия. Без этого не только невозможно судить о значении различных факторов, об их вкладе в заболеваемость, но и невозможно вообще делать выводы о наличии причинно-следственной связи между изучаемыми факторами и исходами. Для того чтобы обнаружить причинно-следственную связь, необходимо сравнить вероятность возникновения заболеваний среди тех, на кого воздействует определенный фактор, и вероятность возникновения заболеваний среди тех, на кого изучаемый фактор не действует. А для того чтобы сравнить эти вероятности (т. е. риск возникновения заболевания при воздействии фактора и при отсутствии такового), нужно их измерить.
В определенном смысле непосредственным отражением риска возникновения заболеваний, т. е. «реализованным» риском, являются рассмотренные в предыдущей главе показатели частоты заболеваемости (инцидентность, в меньшей степени превалентность). В тех случаях, когда инцидентность рассчитывается не для всей популяции, в которой могут возникать заболевания (популяции риска), а для субпопуляций, отличающихся по наличию (отсутствию) действия изучаемого фактора (например, привитые и непривитые и т. п.), эти показатели часто называют показателями абсолютного риска.
Абсолютный риск (R), связанный с каким-либо потенциальным фактором риска (Re), измеряет вероятность изучаемого исхода (заболевания, смерти и т. п.) улиц, подверженных действию данного фактора («экспонированных» к нему). Абсолютный риск при отсутствии воздействия данного фактора риска (Rnc) отражает вероятность изучаемого исхода (заболевания, смерти и т. п.) у лиц, не находящихся под воздействием данного фактора (не «экспонированных» к нему).
Если воспользоваться данными таблицы 2x2, то формулы для расчета абсолютного риска будут выглядеть следующим образом:
Исход (+) Исход (-) R = а
Г\е
Воздействие
(+) Воздействие (-)
Rne =-—-
с +d
часть I. иощмл <J11riMt-"1 nwjiwi Win
Измерив риск возникновения заболеваний среди тех, на кого действует фактор, и среди тех, кто не подвержен его действию, можно подумать о процедуре сравнения. «Качественное» сравнение («больше-меньше») позволяет высказать суждение о природе изучаемого фактора, точнее — о характере его воздействия. Понятно, что если риск возникновения заболеваний в группе подверженных действию изучаемого фактора F выше, чем вероятность заболевания среди тех, кто не подвержен действию данного фактора (Rc>Rne)> можно предположить, что возникновение фактора F повышает риск возникновения изучаемого исхода. Если Rc<Rnc, это означает, что изучаемый фактор, по-видимому, приводит к снижению вероятности появления изучаемого исхода. В ситуациях, когда Re=Rnc, вряд ли можно судить о каком-либо воздействии данного фактора.
Для того чтобы провести количественное сравнение абсолютных рисков, доступны две возможности: воспользоваться процедурой деления (Rc/Rnc) или вычитания (Re-Rne).
Показатель, получившийся в результате деления, наиболее часто называется относительным риском (отношением рисков). Другими словами, относительный риск (RR)* — отношение абсолютных рисков при наличии (Re) и отсутствии (Rne) воздействия изучаемого фактора:
R
RR = е
R
пе
Пользуясь данными таблицы 2x2, формулу для расчета относительного риска можно представить следующим образом:
Исход (+) Исход (-) а
Воздействие
(+) Воздействие (-)
c+d
Интерпретировать RR несложно. Если относительный риск >1 (т. е. Re>Rnc)> то> к&к Уже отмечалось выше, возникновение болезни может быть связано с действием изучаемого фактора. Чем больше значение RR, гсм больше эффект воздействия фактора, тем важнее может быть его этиологическая роль. Если RR=1 (Re=Rnc), то фактор не оказывает воздействия, a RR<1 (Re<Rne) означает превентивное действие данного фактора. По сути, RR показывает, во сколько раз риск заболевания для подверженных воздействию больше (меньше) по сравнению с неэкспонированными.
Почти во всех эпидемиологических исследованиях мы изучаем ограниченную группу населения, а затем пытаемся экстраполировать полученные результаты на всю популяцию. В тех случаях, когда мы каждую группу рассматривали как выборочную и хотели бы применить результаты к более широким группам населения, необходимо рассчитывать доверительные интервалы.
От английского Relative Risk (Risk ratio)
Доверительный интервал (ДИ) представляет собой диапазон всех возможных значений точной оценки, в котором, если повторить исследование неограниченное количество раз, будет содержаться истинная оценка с вероятностью не менее 95% (так называемый 95%-ный доверительный интервал). По сути вычисление доверительных интервалов для RR представляет собой попытку совместить представления о размерах воздействия фактора и оценку вероятности случайности наблюдаемых различий в заболеваемости лиц, подверженных действию изучаемого фактора и свободных от него.
Доверительный интервал RR не должен включать в себя точно единицу. Если изучаемый фактор действительно является фактором риска, нижняя граница доверительного интервала должна быть больше 1. Если фактор оказывает превентивное действие, то верхняя граница ДИ должна быть меньше 1. Чем уже доверительный интервал, тем больше оснований доверять полученным данным. Например, значение RR=2,12 (1,69—2,66) вызывает больше доверия, чем RR=2,12 (1,03-4,36).
Вычисление границ доверительных интервалов вручную достаточно сложно. Здесь на помощь приходят компьютерные программы (например, Epi Info 2002).
Разность рисков (RD) — разность абсолютных рисков при наличии и отсутствии экспозиции к изучаемому фактору, показывает абсолютное увеличение заболеваемости в связи с действием фактора:
RD = Re -Rne =
a+b c+d
Сам по себе этот показатель (иногда его называют атрибутивным риском, AR) интерпретировать сложно, однако его можно использовать для расчета других, более информативных показателей. Одним из таких показателей является атрибутивная фракция (этиологическая фракция, этиологическая доля) — отношение разности рисков к абсолютному риску у экспонированных, выраженное в процентах. Атрибутивная фракция (AF) представляет собой долю всех случаев заболевания у экспонированных, обусловленную данным фактором (разумеется, если выявленная связь на самом деле является причинной).
5.4. Источники ошибок в эпидемиологических исследованиях и способы их устранения
Существует два рода ошибок: систематическая ошибка и случайная ошибка.
Кроме того, исказить результаты эпидемиологических исследований могут мешающие факторы.
Систематическая ошибка (смешение) — возникает в эпидемиологических исследованиях при получении результатов, систематически отличающихся от фактических величин.
Описано множество типов систематической ошибки: систематическая ошибка выбора, систематическая ошибка наблюдения и систематическая ошибка ответа. Для того чтобы избежать систематической ошибки, следует четко определить изучаемую популяцию. Случай и контроль должен отбираться из одной и той же популяции. Необходима стандартизация инструментов измерения. Полезным является использование множественных источников информации и множественных контрольных групп, отобранных разными способами.
Случайная ошибка — расхождение, объясняемое исключительно случайностью, между результатом наблюдения за выборкой и фактической величиной, присущей всей популяции.
Мешающие факторы (конфаундеры)
Все заболевания (как и все биологические явления) имеют множественную причинность. Мешающий фактор (конфаундер) — это переменная, искажающая («запутывающая») оценку влияния воздействия на заболевание вследствие того, что одновременно имеет причинную связь с рассматриваемым заболеванием и статистическую связь с фактором. Данное явление называют конфаундингом или смешиванием. Строго говоря, кон- фаундинг не является сам по себе ошибкой эпидемиологического исследования: это истинный феномен, который может и должен быть описан, понят и учтен в ходе и при анализе исследования. Ошибочными могут быть выводы исследования, в котором «мешающие» факторы не приняты во внимание.
Одним из способов контроля имеющихся факторов является стратификационный анализ. Он основывается на принципе выделения страт (подгрупп), однородных с точки зрения имеющихся переменных. Сравнение экспонированных и неэкспонированных (в когортном исследовании) или больных и здоровых (в исследовании случай-контроль) производят внутри каждой страты, после чего данные, относящиеся к отдельным стратам, объединяют и на их основе получают общую оценку эффекта данного фактора.
Рассмотрим в качестве примера результаты оценки риска гибели пациентов отделения реанимации новорожденных в связи с возникновением у них виутрибольничных инфекций (по данным Hemming V. G. и соавт.). Судя поданным табл. 5.4, заражение ВБИ значимо влияет на риск гибели новорожденных в отделении реанимации.
Таблица 5.4
|
Умер |
Выжил |
|
Заразился ВБИ |
46 |
92 |
RR=2,43 (1,80-3,26) |
Не заразился ВБИ |
104 |
653 |
|
Однако заражение ВБИ — далеко не единственный фактор, повышающий риск гибели пациентов отделения реанимации новорожденных.
Еще один фактор, например, незрелость плода при рождении, который, очевидно, не только повышает риск гибели новорожденных, но и влияет на риск возникновения ВБИ. Нельзя исключить, что заражение ВБИ в действительности не является значимым фактором риска, а данные о его влиянии связаны с незрелостью детей (измеряемой как масса тела при рождении), при этом заражение ВБИ выступает как сопутствующий фактор. Для того чтобы разобраться, влияет ли заражение ВБИ на риск гибели детей само по себе, и если влияет, то в какой степени, можно прибегнуть к процедуре стратификационного анализа. Для этого популяцию новорожденных следует разделить на страты по массе тела, внутри которых различия по этому фактору будут минимальны и не помешают оценить значение заражения ВБИ для гибели новорожденных. Результаты анализа приведены в табл. 5.5.
Таблица 5.5
Масса тела (г) |
Заражение ВБИ |
Умер |
Выжил |
RR (95% ДИ) |
|
Менее 1000 |
заразился |
12 |
13 |
1,44(0,74-2,76) |
|
не заразился |
10 |
20 |
|||
1000-1499 |
заразился |
12 |
30 |
1,27(0,70-2.31) |
|
не заразился |
24 |
83 |
|||
1500-1999 |
заразился |
7 |
11 |
3,07(1,49-6,32) |
|
не заразился |
18 |
124 |
|||
2000 и более |
заразился |
15 |
38 |
2,60(1,58—4,29) |
|
не заразился |
52 |
426 |
|||
Суммарная оценка риска с учетом массы тела |
1,88(1,40-2,54) |
Хорошо видно, что внутри каждой страты (т. е. практически вне зависимости от массы тела) заражение ВБИ действительно влияет на риск гибели новорожденных. В то же время суммарная оценка риска* гибели в связи с заражением ВБИ с учетом различий по массе тела (RR~1,88) оказалась меньше, чем «грубая» оценка риска (RR=2,43). Это означает, что утверждение о связи риска заражения ВБИ и массы тела новорожденных не лишено смысла.
Как уже отмечалось, стратификационный анализ является простым и надежным способом анализа мешающих факторов. Единственным его недостатком является уменьшение размеров выборок, соответствующих выделенным стратам. Поэтому для одновременного анализа воздействия множества факторов с учетом их взаимодействия применяются различные методы статистического моделирования, наиболее распространенным из которых является метод множественной логистической регрессии.
Способы контроля мешающих факторов
Можно (и необходимо) контролировать мешающее действие как на стадии планирования и организации эпидемиологических исследований (для этого применяются рандомизация, рестрикция и подбор), так и на стадии анализа данных (стратификация).
Соответствующая вычислительная процедура в данной книге не обсуждается
Рандомизация — распределение изучаемых лиц или явлений по группам, осуществляемое по случайному принципу.
Рестрикция — ограничение состава изучаемых групп только лицами, которые не подвергались воздействию потенциальных мешающих факторов.
Подбор контролен — идея заключается в подборе контролей к каждому случаю так, чтобы они не отличались ни по одному из подозреваемых мешающих факторов, избавляя тем самым от необходимости стратификации по множеству факторов. Существует много способов подбора — наиболее простым является попарный подбор (1:1). При подборе сравниваются различия не между всеми случаями и контролями, а внутри каждой пары.