Année Universitaire
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Français

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Description

Niveau: Supérieur, Master, Bac+4

  • exposé


Année Universitaire 2011 - 2012 Faculté de Médecine Montpellier-Nîmes(M.e.l. 24/04/12–LIPCOM)JL Faillie M1 – ESPRC - Enquêtes de cohortes - planification - analyse simple - enquêtes de cohortes (mise en pratique) 1 Enquêtes de cohorte étiologiques  (enquêtes exposé?non exposé) Analyse simple M1 ESPRC 2011?2012 Jean?Luc FAILLIE Plan • Démarche générale de l'analyse d'une enquête  exposé?non exposé • Calcul du Risque relatif (RR) brut • Intervalle de confiance du RR • Test statistique sur le RR (cohorte fixe) 2 3 Démarche générale Analyse de la relation entre le facteur étudié et l'incidence de maladie • Association brute : – L'incidence de la maladie est calculée et comparée chez les exposés et  les non exposés – Mesures d'association et d'impact que l'on peut calculer dans une  enquête exposé?non exposé :  • Risque relatif (RR) • Excès de risque, fraction étiologique et pourcentage de risque  attribuable • Prise en compte des facteurs de confusion : calcul du RR ajusté – Cas particulier des enquêtes exposé?non exposé avec groupe de  référence externe en population générale : la standardisation indirecte  (calcul de SIR et SMR) permet de comparer l'incidence en ajustant sur  une ou plusieurs variable (généralement âge et sexe)   • Prise en compte des facteurs d'interaction C f c o u r s   s p é c i f i q u e s Risque relatif 4 Groupe Nouveaux cas Non malades Total Exposés a b a+b Non exposés c d c+d Taux d'incidence (exposés) :   IE=a/(a+b) Taux d'incidence (non exposés) :  INE=c/(c+d) d)c/(c b)a/(a exposés)(non incidenced'Taux (exposés) incidenced'Taux + +==RR Rem :  Si a<

  • degré de liberté

  • nous n'avons pas mis en évidence  d'association statistiquement significative entre l'exposition et la 

  •  l'exposition est un facteur protecteur

  • faculté de médecine de montpellier-nîmes


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Langue Français
M1 – ESPRC  Enquêtes de cohortes  planification  analyse simple  enquêtes de cohortes (mise en pratique)
JL Faillie
Enquêtesdecohorteétiologiques(enquêtesexposénonexposé) Analysesimple
M1ESPRC 20112012
JeanLucFAILLIE
Démarchegénérale
Analysedelarelationentrelefacteurétudié etl’incidencedemaladie Associationbrute: L’incidencedelamaladieestcalculéeetcomparéechezlesexposésetlesnonexposés Mesuresd’associationetd’impactquel’onpeutcalculerdansuneenquêteexposénonexposé : Risquerelatif(RR)  Excèsderisque,fractionétiologiqueetpourcentagederisqueattribuable Priseencomptedesfacteursdeconfusion:calculduRRajusté – Casparticulierdesenquêtesexposénonexposé avecgroupederéférenceexterneenpopulationgénérale:lastandardisationindirecte(calculdeSIRetSMR)permetdecomparerl’incidenceenajustantsuruneouplusieursvariable(généralementâgeetsexe)Priseencomptedesfacteursd’interaction
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(M.e.l. 24/04/12–LIPCOM)
Plan
Année Universitaire 2011  2012
Démarchegénéraledel’analysed’uneenquêteexposénonexposé
CalculduRisquerelatif(RR)brut
IntervalledeconfianceduRR
TeststatistiquesurleRR(cohortefixe)
Risquerelatif
Cohortefixeavecuntempsdeparticipationidentiquepourchaquesujet(avecgroupederéférenceinterne) Groupe Nouveauxcas Nonmalades Total Exposésa+ba b Nonexposésc+dc d
Tauxd’incidence(exposés):Tauxd’incidence(nonexposés):
IE=a/(a+b) INE=c/(c+d)
Taux d'incidence (exposés)a/(a b) RR= = Taux d'incidence (non exposés)c/(c+d)
Rem:a/b ad Sia<<betc<<d,ona:RR≅ ≅ c/×c
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Faculté de Médecine MontpellierNîmes
M1 – ESPRC  Enquêtes de cohortes  planification  analyse simple  enquêtes de cohortes (mise en pratique)
JL Faillie
Risquerelatif
Cohortedynamiqueavecuntempsdeparticipationdifférentpourchaquesujet(avecgroupederéférenceinterne) Groupe Nouveauxcas Personnesannées(PA)à risque Exposésa PA(exposés) Nonexposésc PA(nonexposés)
Tauxd’incidence(exposés):Tauxd’incidence(nonexposés):
IE=a/PA(exposés) INE=c/PA(nonexposés)
Taux d'incidence (exposés)a/PA (exposés) RR= = Taux d'incidence (non exposés)c/PA (non exposés)
IntervalledeconfianceduRR
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LecalculduRRestuneestimation.Ildoittoujoursêtrereprésenté etinterprété avecsonintervalledeconfianceà 95%.
Calculdel’intervalledeconfianceduRR(simplifié) LavarianceduRRestestiméeenpassantparunetransformationlogarithmique  Cohortefixe:Var(LnRR)=[b/(a*(a+b))]+[d/(c*(c+d))]  Cohortedynamique:Var(LnRR)=1/a+1/b IC95%duRR: IC95%(LnRR)=LnRR±1.96×var(LnRR) LnRR1.96×var(LnRR)LnRR+1.96×var(LnRR) IC95%(RR)=[e;e] 7
(M.e.l. 24/04/12–LIPCOM)
Risquerelatif
Année Universitaire 2011  2012
Mesurelaforcedel’association entreexpositionetmaladie
Interprétationd’unRRbrut RR=1:pasdelienentreexpositionetmaladie RR>1:l’expositionestunfacteurderisque RR<1:l’expositionestunfacteurprotecteur
IntervalledeconfianceduRR
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L’IC95%duRRestl’intervalledanslequelonestsûrà 95%quesesituelavraievaleurduRR Sil’IC95%necontientpaslavaleur1,lelienentrelefacteuretlamaladieeststatistiquementsignificatif(facteurderisqueouprotecteur) Sil’IC95%contientlavaleur1,lefacteurn’estpasstatistiquementlié à lamaladie Sipuissancesuffisante(effectif=NSNcalculé apriori): lefacteurn’estpasassocié à lamaladie Siétudepeupuissante: noninterprétable:« Nousn’avonspasmisenévidenced’associationstatistiquementsignificativeentrel’expositionetlamaladie » 8
Faculté de Médecine MontpellierNîmes
M1 – ESPRC  Enquêtes de cohortes  planification  analyse simple  enquêtes de cohortes (mise en pratique)
JL Faillie
InterprétationduRR
Exemples:Radiationsionisantesetleucémie:RR=3,0[IC95%:2,6– 3,7] LesRIsontunfacteurderisquedeleucémie.Lefaitd’êtreexposé à desradiationsionisantesmultipliepar3lerisquededévelopperuneleucémie.
Infectionviraleendébutgrossesseetmalformation :RR=1,5[IC95%:0,7– 2,4]Iln’estpasmisenévidencedelienentreinfectionviraleendébutgrossesseetmalformation.
Activité physiquequotidienneetsurpoids: RR=0,5[IC95%:0,2– 0,7]L’activité quotidienneestunfacteurprotecteurdesurpoids.Ellediminue demoitié lerisquededévelopperunsurpoids.
TeststatistiquesurleRR(cohortefixe)
2 Interprétationdutestduχ 2 Silavaleurobservéeduχà 1degré deliberté est:
22>χ(tableaupointα)(ex:pourα=0.05,χà 1ddl =3.84) OnrejetteH0:RR1 Lelienentrelefacteuretlamaladieeststatistiquementsignificatif(facteurderisqueouprotecteur) pdonneledegré designification(p<α)
22<χ(tableaupointα)(ex:pourα=0.05,χà 1ddl =3.84) OnnerejettepasH0 Ladifférenceobservéen’estpasstatistiquementsignificative,lefacteurn’estpasstatistiquementlié à lamaladie(p>α)
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(M.e.l. 24/04/12–LIPCOM)
Année Universitaire 2011  2012
TeststatistiquesurleRR(cohortefixe)
Alternativeà l’IC95%: – H0:RR=1 – H1:RR1
2TestχdePearson: Groupe Nouveauxcas Nonmalades Total e m 1 1 = Exposésa be1C1 n Nonexposésec d0 Totalm1m0n 2 k) 2OiCi χ= 1 P C i Degré deliberté (ddl)=(c1)x(l1)=1(c=nbcolonnes,l=nblignes) Conditionsapplications:effectifsthéoriques(Ci)5 SinonTestexactdeFisher10
Faculté de Médecine MontpellierNîmes