分析流行病學(xué)有關(guān)計(jì)算

　�。ㄒ�)OR、OR_MH的可信限和OR_i的齊性檢驗(yàn)

　�、盡iettinen法　即是以顯著性檢驗(yàn)為基礎(chǔ)的（test-based)可信限。計(jì)算OR_MH的100（1-α)％可信限公式

　　此公式同樣可用于計(jì)算單個(gè)OR（即從一張四格表數(shù)據(jù)算出的OR)的可信限。這時(shí)，上式中用OR代替ORMH，用x²代替X²_Mh 。匹配數(shù)據(jù)的OR也可同樣計(jì)算。用函數(shù)型電子計(jì)算器來算，都很簡單。

　　式中的U，可查標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)差簡表（附表5-1)，U_α/2可查α/2單側(cè)檢驗(yàn)的U_α值。最常用的95％可信限按下式計(jì)算（上限記為OR_U，或OR，下限記為OR_L或OR):

附錄5-1　標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)差簡表

　　* 雙側(cè)檢驗(yàn)時(shí)U_β值與單側(cè)檢驗(yàn)時(shí)相同

　　計(jì)算實(shí)例：表4-4的數(shù)據(jù)，OR_MH＝5.55，x²_MH＝76.84，95％可信限：

　　2. Woolf法　即自然對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換法

　�。�1)首先把OR轉(zhuǎn)移為自然對(duì)數(shù)，記為lnOR；

　　(2)按下式求出lnOR的方差，記為Vαr(lnOR)：

　　即四格表中每一格數(shù)值的倒數(shù)之和。倘有某一格的數(shù)值為0時(shí)，可在每格的數(shù)值上各加0.5，再求出它們的倒數(shù)之和。

　�、莑nOR的100(1-α)％可信限為

　　如為求95％可信限，上面兩式中U_α/2＝1.96；

　　(4)最后各取其反對(duì)數(shù)（e^X)，即為OR的可信限。

　　(5)也可直接用下式算可信限：

　　以上都是用于計(jì)算不分層OR（粗OR)的公式，如為分層的數(shù)據(jù)也可用Woolf法計(jì)算各層lnOR_i的加權(quán)平均數(shù)及其可信限；同時(shí)可檢驗(yàn)各層OR_i是否有齊性，即是否沒有顯著差異，倘有齊性，計(jì)算總的OR才有意義。

　　計(jì)算實(shí)例：仍用表4-4的數(shù)據(jù)，用公式（附式5-4)與（附式5-5)分別算出吸煙者與不吸煙者兩層中飲酒與食管癌的OR及其對(duì)數(shù)（lnOR)以及l(fā)nOR的方差和方差的倒數(shù)（w_i權(quán)重)，結(jié)果列表如下：

　　總的OR用下式計(jì)算：

　　將上表數(shù)據(jù)代入：

　　結(jié)果與OR_MH(5.55)相當(dāng)接近。再按下式求OR的標(biāo)準(zhǔn)誤：

　�。ǜ绞�5-9)

　　得S_x(lnOR)=0.2169,于是lnOR的95％可信限lnOR±1.96S_x,代入得2.09，1.24，于是

　　與OR_MH的95％可信限（8.09,3.81)也十分接近。

　　但是各層的OR_i相關(guān)懸殊，或即吸煙者與不吸煙者中飲酒與食管癌聯(lián)系強(qiáng)度差異較大，這種差異是隨機(jī)變異的機(jī)會(huì)有多大？可以用下式作x²檢驗(yàn)：

　�。ǜ绞�5-10)

　　式中k＝層數(shù)，自由度＝k－1。

　　代入本例數(shù)據(jù)，x²＝5.06，5.06>x²(1，0.025)，p<0.025，各層間的OR差異顯著，來自同一總體的可能性很小，所以總的OR不能說明吸煙、飲酒與食管癌的聯(lián)系，因此是無意義的。

　　上述x²檢驗(yàn)同時(shí)可用來檢驗(yàn)各因素間是否存在交互作用。本例的結(jié)果提示吸煙與飲食這兩個(gè)因子與食管癌危險(xiǎn)度的聯(lián)系有交互作用。

　　以上兩種方法算得的都是似可信限，但在OR靠近無效值⑴的情況下，特別是在樣本較大時(shí)，近似法與精確法所得結(jié)果十分接近。

[1] [2] [3] [4] [5] 下一頁