流行病學研究中的常見偏倚

關(guān)于流行病學研究中的常見偏倚偏倚(bias)指觀察值與真值之間的偏離，是一種隨機誤差以外誤差的誤差，屬系統(tǒng)誤差（systemicerror）它是由某些較為恒定的不能準確測量的因素所造成。偏倚可發(fā)生在流行病學研究的設(shè)計、實施分析等各個階段，如選擇對象中以志愿者代替隨機樣本，使調(diào)查對象不能代表總體。重復(fù)抽樣或加大樣本含量并不能使這種誤差減少或消失。流行病學研究中常見的偏倚主要有三大類，即選擇偏倚、信息偏倚、混雜偏倚。。第2頁,共81頁，2024年2月25日，星期天第一節(jié)選擇偏倚及控制一、選擇偏倚概念及類型選擇偏倚(selectionbias)是由于選擇研究對象的方法有問題，使入選者與未入選者在某些特征上存在著系統(tǒng)差異，從而導(dǎo)致研究結(jié)果偏離真實情況。在各類流行病學研究中均可發(fā)生選擇偏倚，以病例對照研究中較為常見，如入院率偏倚、現(xiàn)患病例-新病例偏倚、檢出癥候群偏倚等。第3頁,共81頁，2024年2月25日，星期天1.入院率偏倚（admissionratebias）入院率偏倚是由于各種疾病的入院率不同而致的偏倚?，F(xiàn)舉例說明。某研究者計劃研究A病與X因素的關(guān)系，A病例取自某醫(yī)院，同時，他以同一醫(yī)院隨機抽取相應(yīng)人數(shù)的B病人作對照。第4頁,共81頁，2024年2月25日，星期天OR＝1，χ2檢驗差異無顯著性，說明A病與X因素無關(guān)系。第5頁,共81頁，2024年2月25日，星期天假設(shè)A病住院率為25％，B病住院率為60％，具有X因素也有一定的入院率為40％?，F(xiàn)就上述不同的入院率計算住院人數(shù)：A病無X因素住院人數(shù)＝4800×0.25＝1200人A病有X因素住院人數(shù)＝1200×0.25＋(1200－300)×0.4＝660人B病無X因素住院人數(shù)＝4800×0.6＝2800人B病有X因素住院人數(shù)＝1200×0.6＋(1200－720)×0.4＝912人第6頁,共81頁，2024年2月25日，星期天表6-2醫(yī)院為基礎(chǔ)的病例對照研究第7頁,共81頁，2024年2月25日，星期天P<0.01，上述結(jié)果表明人群中A病與X因素本無關(guān)聯(lián)，而以醫(yī)院病例作為樣本所得觀察結(jié)果則是有關(guān)聯(lián)的。第8頁,共81頁，2024年2月25日，星期天2.現(xiàn)患病例-新病例偏倚（prevalence-incidencebias）在病例對照研究，調(diào)查時選擇的病例往往是存活的現(xiàn)患病例，無法對那些因患病已死亡的病例或輕型、非典型或已痊愈的病例進行調(diào)查，而隊列研究中常采用新發(fā)生的病例，因而病例對照研究得出的結(jié)論與隊列研究的結(jié)果可能發(fā)生差異，此即現(xiàn)患病例-新病例偏倚，也稱為奈曼偏倚（Neymanbias）。第9頁,共81頁，2024年2月25日，星期天例如，F(xiàn)riedman等人在美國弗明漢地區(qū)對心血管系統(tǒng)疾病的研究中發(fā)現(xiàn)：男性居民在隊列研究中，具有高膽固醇水平者，患冠心病的RR值為2.40，而另一項病例對照研究中，病例組與對照組卻無明顯差異，OR=1.16（表）。第10頁,共81頁，2024年2月25日，星期天表6-3費明漢地區(qū)男性居民血膽固醇水平與冠心病關(guān)系第11頁,共81頁，2024年2月25日，星期天進一步調(diào)查發(fā)現(xiàn)，患冠心病病人在被診斷為該病后，其后來的生活習慣或嗜好發(fā)生改變，如開始戒煙、多食低膽固醇食物、進行體育鍛煉，從而使血中膽固醇水平降低，因此病例對照研究的結(jié)論存在明顯的差異。第12頁,共81頁，2024年2月25日，星期天3.檢出征候群偏倚（detectionsignalbias）檢出征候群偏倚是指某因素與某疾病在病因?qū)W上雖無關(guān)系，但由于該因素的存在會引起該病的臨床癥狀或體征的出現(xiàn)，從而使患者及早就醫(yī)，接受多種檢查，導(dǎo)致該人群有較高的檢出率，致使過高地估計該因素與該疾病的關(guān)聯(lián)。

第13頁,共81頁，2024年2月25日，星期天

例如，1975年，Ziel等以病例對照研究，從美國加州洛杉磯婦女中調(diào)查口服雌激素與子宮內(nèi)膜癌的關(guān)系，結(jié)果表明子宮內(nèi)膜癌患者雌激素暴露比例明顯高于對照組，認為子宮內(nèi)膜癌與服用雌激素密切相關(guān)。第14頁,共81頁，2024年2月25日，星期天表6-4更年期服用雌激素與子宮內(nèi)膜癌的關(guān)系第15頁,共81頁，2024年2月25日，星期天1978年，Horwitz指出，這一結(jié)論是由檢出征候偏倚所致，兩者之間的高度關(guān)聯(lián)是虛假的。因為在人群中有一定量的無癥狀的子宮內(nèi)膜癌早期病人，她們?nèi)舨环么萍に?，子宮不致出血，因而不去醫(yī)院就診，而不能被發(fā)現(xiàn)。

第16頁,共81頁，2024年2月25日，星期天4.志愿者偏倚（volunteerbias）一般情況下，志愿者與非志愿者在關(guān)心健康、注意飲食習慣、禁煙、禁酒及體育鍛煉等方面可能存在系統(tǒng)的差別，因而，志愿者被入選為觀察對象，而非志愿者落選，這樣的研究結(jié)果往往有選擇偏倚。例如，一項以體育鍛煉預(yù)防冠心病的研究，干預(yù)組都是志愿者，而將非志愿者作對照，以比較該項措施的效果，這樣就可能會得出不正確的結(jié)論。第17頁,共81頁，2024年2月25日，星期天從上例可以看出選好對照組是十分不容易的，它同研究者的臨床知識，經(jīng)驗，及關(guān)于研究變量的特征，對象選入的方法等都有關(guān)。有時還需將多種對照同時觀察更能說明問題。第18頁,共81頁，2024年2月25日，星期天5.無應(yīng)答偏倚（nonrespondentbias）無應(yīng)答者是指研究對象中未按設(shè)計要求對被調(diào)查的內(nèi)容予以應(yīng)答者。某個特定樣本中的無應(yīng)答者的患病情況及某些因素的暴露情況與應(yīng)答者可能不同，因此而產(chǎn)生的偏倚稱為無應(yīng)答偏倚。此種偏倚在分析性研究和實驗性研究中均可發(fā)生。第19頁,共81頁，2024年2月25日，星期天如Seltze等報道，以函訪調(diào)查人群吸煙狀況時發(fā)現(xiàn)，85%的非吸煙者在一個月內(nèi)回函應(yīng)答了調(diào)查內(nèi)容，但在吸煙者中，應(yīng)答率僅占67%，這樣對男性吸煙的估計是明顯低估的。第20頁,共81頁，2024年2月25日，星期天6.失訪偏倚（losstofollowupbias）失訪也是無應(yīng)答的一種表現(xiàn)，只是它主要發(fā)生在隊列及實驗性研究中。在隨訪研究過程中，研究對象未能按計劃被隨訪，它是此類研究選擇偏倚的主要原因之一。第21頁,共81頁，2024年2月25日，星期天失訪一般有兩種情況，一種是由于觀察期限短于原規(guī)定的觀察危險期，一般與所觀察的暴露因素或結(jié)果無關(guān)，且經(jīng)過統(tǒng)計學處理能把他們當作截尾數(shù)據(jù)（censoreddata）處理。雖觀察不到他們發(fā)生某事件的概率，但與留在觀察組中的非失訪者是相同的，一般較少引起偏倚。

第22頁,共81頁，2024年2月25日，星期天另一種失訪是在隨訪過程中因種種原因拒絕繼續(xù)留在觀察組中，他們的失訪是主動的，多半同所研究的暴露因素或結(jié)果有關(guān)。若數(shù)量不大，不致引起偏倚，但若數(shù)量較大，則有可能產(chǎn)生偏倚。一項研究的失訪率最好不超過10％或稍高，否則應(yīng)慎重考慮對結(jié)果的解釋。

第23頁,共81頁，2024年2月25日，星期天二、選擇偏倚的測量與防制

（一）、選擇偏倚的測量第24頁,共81頁，2024年2月25日，星期天選擇偏倚在理論上可以通過總?cè)巳号c實際抽樣人群疾病與暴露分布情況進行測量。下面以病例對照研究為例，總?cè)巳号c實際抽樣人群中疾病與暴露因素的分布分別如表6-5和表6-6所示：第25頁,共81頁，2024年2月25日，星期天表6-6實際抽樣人群疾病與暴露分布表6-5總?cè)巳杭膊∨c暴露分布總?cè)巳罕葦?shù)比：樣本比數(shù)比：第26頁,共81頁，2024年2月25日，星期天選擇概率為：根據(jù)選擇概率：選擇偏倚或第27頁,共81頁，2024年2月25日，星期天若偏倚=0即=1，則不存在選擇偏倚偏倚>0，即>1，則存在正向選擇偏倚偏倚<0，即<1，則存在負向選擇偏倚第28頁,共81頁，2024年2月25日，星期天現(xiàn)以前述入院率偏倚為例，α=660/1200=0.55β=1200/4800=0.25γ=912/1200=0.76δ=2880/4800=0.6

偏倚=-1=0.74第29頁,共81頁，2024年2月25日，星期天（二）選擇偏倚的防制1、正確的研究設(shè)計首先研究者對整個研究可能會產(chǎn)生的各種選擇偏倚有充分的了解。在設(shè)計中，應(yīng)注意使被比較的各組有同等的概率受到調(diào)查。應(yīng)考慮可能出現(xiàn)的各種偏倚，以及會在那些環(huán)節(jié)出現(xiàn)，只有在設(shè)計時考慮周全，并采取相應(yīng)措施，在各個環(huán)節(jié)中阻斷偏倚產(chǎn)生的可能性，才能防止或減少其發(fā)生。

第30頁,共81頁，2024年2月25日，星期天2、盡量采用多種對照理想的是以人群中全體病例和非病例(或其有代表性的樣本)作為研究對象。如以醫(yī)院病例為研究對象，宜在多個醫(yī)院選擇對象，且最好有2個對照組，其中一個對照組來自社區(qū)一般人群，在隊列研究中，最好也應(yīng)設(shè)多種對照，以減少選擇偏倚對結(jié)果的影響。第31頁,共81頁，2024年2月25日，星期天3、嚴格掌握研究對象入選與排除的標準使研究對象能較好地代表其相應(yīng)的總體。如病例對照，一般可規(guī)定病例的入選原則為新發(fā)的確診病例，以避免Neyman偏倚。在實驗性研究中，應(yīng)嚴格按照隨機分配的原則，將研究對象分組，使兩組除所觀察因素外應(yīng)具有均衡性、可比性。應(yīng)避免將志愿者分為一組，非志愿者分為另一組，病情輕者分在一組，病情重者分在另一組等情況的發(fā)生。第32頁,共81頁，2024年2月25日，星期天4、提高研究對象的依從性在研究中應(yīng)采取相應(yīng)措施，盡量取得研究對象的合作，盡可能提高應(yīng)答率，減少無應(yīng)答率和隊列研究中的主動失訪，要做好組織、宣傳工作，調(diào)查手段要簡便易行，對調(diào)查中的問題應(yīng)采取適當?shù)奶幚砑记?。若無應(yīng)答或失訪者超過10%，應(yīng)對無應(yīng)答者或失訪者進行隨機抽樣調(diào)查，對失訪者和已隨訪者的特征做比較分析。對研究結(jié)果可能有影響有關(guān)數(shù)據(jù)與應(yīng)答者進行分析比較，若兩者差異有顯著性，說明對結(jié)果有影響，在結(jié)論中應(yīng)加以說明并應(yīng)作慎重的分析。

第33頁,共81頁，2024年2月25日，星期天第二節(jié)信息偏倚及控制一、信息偏倚的概念及類型信息偏倚(informationbias)是指在研究的實施階段中從研究對象獲取研究所需的信息時產(chǎn)生的系統(tǒng)誤差，其原因是由于診斷疾病、測量暴露或結(jié)局的方法有問題，導(dǎo)致被比較各組間收集的信息有差異而引入的誤差。各種類型的流行病學研究中均可產(chǎn)生信息偏倚，病例對照研究中常見的信息偏倚有回憶偏倚、報告偏倚、調(diào)查者偏倚、誘導(dǎo)偏倚等。錯誤分類偏倚則在病例對照研究和隊列研究中都可產(chǎn)生。

第34頁,共81頁，2024年2月25日，星期天1．回憶偏倚(recallbias)指比較組間在回憶過去的暴露或既往史時，其完整性與準確性存在系統(tǒng)誤差而引起的偏倚?；貞浧性诓±龑φ昭芯恐凶畛Ｒ?，主要原因有：（1）．研究對象對調(diào)查的內(nèi)容關(guān)心程度不同，一般情況下，病例組患者對調(diào)查的事件回憶認真程度高于對照人群，因而導(dǎo)致兩組對象在回憶以往事件的準確性存在差異。（2）．調(diào)查的事件或因素發(fā)生的頻率較低，未給研究對象留下深刻印象而遺忘。（3）．調(diào)查事件是很久以前發(fā)生的事情，研究對象記憶不清。

第35頁,共81頁，2024年2月25日，星期天2．報告偏倚(reportingbias)被調(diào)查者有意隱瞞真實情況，夸大或縮小某些信息而導(dǎo)致研究結(jié)果產(chǎn)生偏倚，故亦稱說謊偏倚。常見于敏感問題，如未成年人的吸煙史、冶游史。例如，有些人有冶游史，可能會難于陳述實情。而對于一些職業(yè)危害進行調(diào)查，研究對象因涉及勞保福利等原因可能會夸大某些暴露信息。

第36頁,共81頁，2024年2月25日，星期天3．診斷懷疑偏倚（diagnosticsuspicionbias）由于研究者事先了解研究對象對研究因素的暴露情況，于是帶著“先入為主”的傾向性，懷疑其患某病或在主觀上傾向出現(xiàn)某種陽性結(jié)果。如對暴露組或?qū)嶒灲M進行非常仔細地檢查，而對非暴露組或?qū)φ战M則不然，從而使研究結(jié)果出現(xiàn)偏差，由此而產(chǎn)生診斷懷疑偏倚，此類偏倚多見于隊列研究和臨床試驗。

第37頁,共81頁，2024年2月25日，星期天4．暴露懷疑偏倚（exposuresuspicionbias）與上述的診斷懷疑偏倚一樣，研究者在收集并確定病例組的暴露比例時所具有的認真、細致程度遠高于對照組，從而導(dǎo)致錯誤結(jié)論，此即暴露懷疑偏倚。這類偏倚多見于病例對照研究，如采用病史記錄作為分析資料，因為詢問病史的醫(yī)生知道某些因素和某病發(fā)病有關(guān)，因此對病例組患者在詢問病史時特別仔細，常有陽性的記錄，而調(diào)查對照組時則漫不經(jīng)心，陰性結(jié)果很多。對兩組對象以不同的調(diào)查方法進行調(diào)查，從而產(chǎn)生偏倚。

第38頁,共81頁，2024年2月25日，星期天5．錯誤分類偏倚（misclassificationbias）調(diào)查中使用的方法如果偏離了金標準，則將產(chǎn)生錯誤分類偏倚。在度量疾病狀態(tài)和暴露狀態(tài)都可能發(fā)生。每項診斷試驗或測定儀器都有一定的靈敏度和特異度，但兩者都不大可能是100%，于是就會出現(xiàn)假陽性和假陰性，這就發(fā)生了錯誤分類，即本應(yīng)是病人，但錯將他分入了對照組，而本應(yīng)是非病人，則將他分入病例組。

第39頁,共81頁，2024年2月25日，星期天（1）無差異錯分(nodifferentialmisclassification)當se=se’、sp=sp’時產(chǎn)生，其實測結(jié)果往往低于真值，現(xiàn)以下例說明。表6-7是某隊列研究暴露組和非暴露組病例的真實分布情況。第40頁,共81頁，2024年2月25日，星期天表6-7暴露組和非暴露組病例的真實分布情況RR=2第41頁,共81頁，2024年2月25日，星期天表6-8暴露組人員錯分后的分布情況現(xiàn)假設(shè)某診斷疾病方法的se=0.8、sp=0.9，則暴露組病例400人，該方法診斷為病人400*0.8=380人，另有80人漏診，但另有600*（1-0.9）=60人誤診，故實際診斷為病人380人，診斷非病人為620人（表6-8）。第42頁,共81頁，2024年2月25日，星期天表6-9非暴露組人員錯分后的分布情況非暴露組中該方法診斷病人為200×0.8=160人，誤診800*（1-0.9）=80，實際診斷病例數(shù)為240人診斷為非病人760人（表6-9）。第43頁,共81頁，2024年2月25日，星期天表6-10暴露組、非暴露組病例的實際分布情況RRo=1.583錯分偏倚=（RRo-RR）/RR=（1.583-2）/2=-0.209第44頁,共81頁，2024年2月25日，星期天（2）有差異錯分(differentialmisclassification)當兩組測定方法的靈敏度和特異度不同，則可產(chǎn)生有差異錯分，資料的實際估計值可高于真值，也可低于真值，即可能高估也可低估研究因素與疾病之間的聯(lián)系。第45頁,共81頁，2024年2月25日，星期天二、信息偏倚的控制1．搞好研究方法的質(zhì)量控制。調(diào)查表的設(shè)計時，對所有調(diào)查內(nèi)容、指標要規(guī)定明確、客觀的標準，并力求量化所詢問方式的調(diào)查內(nèi)容；每個問題的答案應(yīng)標準化。對調(diào)查人員要進行統(tǒng)一培訓，使其充分了解調(diào)查的目的、意義，統(tǒng)一標準，統(tǒng)一調(diào)查技巧，調(diào)查詢問方式相同，有相同的深度和廣度。對所有調(diào)查方法應(yīng)規(guī)定質(zhì)量控制方法及標準。另外，還要對研究對象做好宣傳、組織工作，以取得研究對象的密切合作。

第46頁,共81頁，2024年2月25日，星期天2．資料的校正方法根據(jù)調(diào)查所得資料靈敏度、特異度可對含有信息偏倚（錯分偏倚）的資料予以校正，下面介紹兩組資料測定方法敏感度與特異度較近時的校正方法，校正公式如下，現(xiàn)以表6-11資料為例說明信息偏倚的校正方法。A=(Sp·n1-c)/(se+Sp-1)B=(Sp·n2-d)/(se+Sp-1)C=n1-A

D=n2-B

第47頁,共81頁，2024年2月25日，星期天表6-11某病例對照研究研究因素的暴露情況本病例組及對照組敏感度為0.9，特異度為0.7，代入公式計算得ORo=2.1。A=(0.7×100-34)/(0.9+0.7-1)=36/0.6=60B=(0.7×100-52)/(0.9+0.7-1)=18/0.6=30C=100-60=40D=100-30=70第48頁,共81頁，2024年2月25日，星期天第49頁,共81頁，2024年2月25日，星期天3．盡可能采用“盲法”設(shè)計在調(diào)查中采用雙盲設(shè)計，使調(diào)查人員和研究對象均不知曉分組情況，以避免診斷懷疑偏倚、暴露懷疑偏倚、報告偏倚等。對在調(diào)查過程仍可有可缺發(fā)生的信息偏倚，如錯誤分類，則由于比較組間資料的準確度相似，即使發(fā)生錯誤分類，屬于無差異錯誤分類的可能性較大，可應(yīng)用上述校正方法，作出相應(yīng)估計。

第50頁,共81頁，2024年2月25日，星期天4.利用客觀指標或客觀方法收集資料在研究中應(yīng)盡量采用實驗室檢查結(jié)果。研究對象的體格檢查記錄或診療記錄等客觀治療信息來源。對只能通過調(diào)查詢問方法收集主觀資料時，應(yīng)盡量采用封閉式提問方式。條件許可時，收集資料時可包括一些“無關(guān)”的信息。以分散被調(diào)查者的注意力，減少主觀因素的影響。

第51頁,共81頁，2024年2月25日，星期天第三節(jié)混雜偏倚及控制一、混雜偏倚概念混雜偏倚(confoundingbias)是在研究暴露與疾病的聯(lián)系時，假如有一種外界因素既是與研究疾病的危險因素有聯(lián)系，又在被比較各組中的分布不同，那么這一因素則稱為混雜變量。由于混雜變量的存在，造成了觀察到的聯(lián)系強度偏離了實際情況，則稱為混雜偏倚。

第52頁,共81頁，2024年2月25日，星期天F（混雜因素）

E（暴露因素）

D（疾?。?/p>

統(tǒng)計學聯(lián)系因果聯(lián)系圖６－１混雜偏倚示意圖第53頁,共81頁，2024年2月25日，星期天混雜因素的基本特點:（1）必須是研究疾病的獨立危險因子（2）必須與研究因素有關(guān)（3）不是研究因素與疾病因果鏈上的中間變量

第54頁,共81頁，2024年2月25日，星期天

繼發(fā)關(guān)聯(lián)（secondaryassociation）

定義是一種純粹由混雜偏倚產(chǎn)生的關(guān)聯(lián)即懷疑的病因（暴露）E與疾病D并不存在因果關(guān)系，而是由于兩者（E,D）有共同的原因C，E,D同C存在關(guān)聯(lián)，從而繼發(fā)產(chǎn)生E與D的關(guān)聯(lián)。第三節(jié)研究的偏倚C?DE第55頁,共81頁，2024年2月25日，星期天例如高血清膽固醇是冠心病的危險因素，高血清膽固醇可產(chǎn)生沉積于眼瞼的黃色瘤，從而導(dǎo)致黃色瘤與冠心病的繼發(fā)關(guān)聯(lián)。另外，E與C也可以由于相關(guān)（因果方向不明）而產(chǎn)生繼發(fā)關(guān)聯(lián)。例如吸煙是胰腺癌的危險因素，吸煙又與喝咖啡存在相關(guān)（沒有確定的時間先后），從而造成喝咖啡與胰腺癌的繼發(fā)關(guān)聯(lián)。第三節(jié)研究的偏倚第56頁,共81頁，2024年2月25日，星期天圖６－２混雜因素成立與不成立的幾種情況示意圖不存在混雜偏倚的幾種情況存在混雜偏倚的幾種情況第57頁,共81頁，2024年2月25日，星期天二、混雜因素的測量:進一步測量某一可疑混雜因子的混雜作用，可疑通過將含有該因素時（如RR、OR），與扣除該因素后的估計值進行比較分析來實現(xiàn)。研究因素與疾病的估計值為cRR或cOR，稱為粗RR或粗OR；按該可疑因素調(diào)整后的估計值為aRR（f）或aOR（f），稱作調(diào)整RR或調(diào)整OR，aRR(f)可用MentelHaenszel分層分析方法計算?，F(xiàn)以估計值RR說明測量方法（OR測量方法相同）。

第58頁,共81頁，2024年2月25日，星期天(1)．若CRR=aRR，f無混雜作用(2)．若CRR≠aRR，f有混雜作用。CRR>aRR為正混雜：混雜偏倚的存在使研究中暴露與疾病之間存在的真實聯(lián)系被夸大。CRR>aRR為負混雜，由于f的混雜作用，使cRR低估研究因素與疾病之間的聯(lián)系。(3)．混雜偏倚=(CRR-aRR)/aRR。若值=0，無混雜。若值>0，有正混雜；若值<0為負混雜。第59頁,共81頁，2024年2月25日，星期天對混雜因素的分析，可將含有該因素時研究因素與疾病的估計值與按該因素分層后，研究因素與疾病的估計值進行比較，若兩者不一致，則有可能存在混雜偏倚，現(xiàn)舉例說明如下。某隊列研究調(diào)查粉塵與呼吸道疾病的關(guān)系，吸煙（F）可能是混雜因素，

第60頁,共81頁，2024年2月25日，星期天計算粗RRRR=1第61頁,共81頁，2024年2月25日，星期天按吸煙與否分層:RR=0.58RR=3.06第62頁,共81頁，2024年2月25日，星期天分層前RR與分層RR后不一致，說明吸煙很可能是一個混雜因素，分析吸煙與呼吸道系統(tǒng)疾病是否關(guān)聯(lián)。RR=1.42，表明吸煙是呼吸道系統(tǒng)疾病危險因素。任何一個外界因素本身并不固有混雜因素的特性，必須有另一暴露因素同時存在，且它在暴露組與非暴露組的分布不均勻，才可能成為混雜因素第63頁,共81頁，2024年2月25日，星期天三、混雜偏倚控制1．研究階段（1）限制(restriction)如果認為某個或某些因素是可能的或已知的混雜因素，在設(shè)計過程中，可對研究對象的選擇條件進行規(guī)定，但限制條件不宜太多。如研究冠心病與吸煙的關(guān)系，年齡與性別可能是混雜因素，就規(guī)定本次調(diào)查僅限與40-50歲的男性居民。第64頁,共81頁，2024年2月25日，星期天（2）配比（matching）個體配比將每個指示病例選擇一個或多個對照，該對照與病例具有某些相同的特征，如年齡、性別等，在各比較組有相同的分布，以達到清除混雜作用的目的。頻數(shù)配比將使對照組在某個潛在的混雜變量的分布與指示病例組的分布相同，如暴露組30-39歲為30%，40-49歲為30%，50-59歲為40%，那么非暴露組應(yīng)與暴露組有相同的年齡分布。（3）隨機化(randomization)一般用于實驗性研究，其目的之一就是將混雜因素均勻地分配在各組中。

第65頁,共81頁，2024年2月25日，星期天2．資料的分析階段(1)分層分析在對研究的因素與疾病的聯(lián)系進行分析時，可首先按某個潛在的混雜因子進行分層，如不存在研究因素與混雜因素對疾病的交互作用，可用Mantel-Haenszel法，求出合并的ORMH及MH

第66頁,共81頁，2024年2月25日，星期天

（1）按可能的混雜因素吸煙分層第三節(jié)研究的偏倚表8-7表8-8ai

bi

m1i

ci

di

m0ini

n0

ti

第67頁,共81頁，2024年2月25日，星期天(2)判定層間關(guān)聯(lián)效應(yīng)水平是否同質(zhì)

按是否吸煙分層后，兩層內(nèi)的飲酒與肺癌的關(guān)聯(lián)效應(yīng)大小是同質(zhì)(同質(zhì)性檢驗)的，可以應(yīng)用M-H方法計算綜合OR第三節(jié)研究的偏倚第68頁,共81頁，2024年2月25日，星期天(3)計算綜合或調(diào)整OR，并與粗OR比較

P>0.25第三節(jié)研究的偏倚第69頁,共81頁，2024年2月25日，星期天(4)結(jié)論吸煙對飲酒與肺癌的關(guān)聯(lián)（cOR=3.69）有混雜作用（cOR≠ORMH）控制吸煙的混雜作用后，飲酒與肺癌無關(guān)聯(lián)（=0.6509,P＞0.25）注意針對ORMH的

2檢驗是在排除了混雜偏倚的基礎(chǔ)上再排除隨機誤差，而針對cOR的

2檢驗是建立在沒有排