Année Universitaire

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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• Exposé

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Extrait

M1 – ESPRC  Enquêtes de cohortes  planification  analyse simple  enquêtes de cohortes (mise en pratique)

JL Faillie

Enquêtesdecohorteétiologiques (enquêtesexposé‐nonexposé) Analysesimple

M1ESPRC 2011‐2012

Jean‐LucFAILLIE

Démarchegénérale

Analysedelarelationentrelefacteurétudié etl’incidencedemaladie Associationbrute: –L’incidencedelamaladieestcalculéeetcomparéechezlesexposéset lesnonexposés –Mesuresd’associationetd’impactquel’onpeutcalculerdansune enquêteexposé‐nonexposé :  Risquerelatif(RR)  Excèsderisque,fractionétiologiqueetpourcentagederisque attribuable Priseencomptedesfacteursdeconfusion:calculduRRajusté – Casparticulierdesenquêtesexposé‐nonexposé avecgroupede référenceexterneenpopulationgénérale:lastandardisationindirecte (calculdeSIRetSMR)permetdecomparerl’incidenceenajustantsur uneouplusieursvariable(généralementâgeetsexe) Priseencomptedesfacteursd’interaction

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(M.e.l. 24/04/12–LIPCOM)

Plan

Année Universitaire 2011  2012

Démarchegénéraledel’analysed’uneenquête exposé‐nonexposé

CalculduRisquerelatif(RR)brut

IntervalledeconfianceduRR

TeststatistiquesurleRR(cohortefixe)

Risquerelatif

Cohortefixeavecuntempsdeparticipationidentiquepour chaquesujet(avecgroupederéférenceinterne) Groupe Nouveauxcas Nonmalades Total Exposésa+ba b Nonexposésc+dc d

Tauxd’incidence(exposés): Tauxd’incidence(nonexposés):

I E =a/(a+b) I NE =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

Cohortedynamiqueavecuntempsdeparticipationdifférent pourchaquesujet(avecgroupederéférenceinterne) Groupe Nouveauxcas Personnesannées (PA)à risque Exposésa PA(exposés) Nonexposésc PA(nonexposés)

Tauxd’incidence(exposés): Tauxd’incidence(nonexposés):

I E =a/PA(exposés) I NE =c/PA(nonexposés)

Taux d'incidence (exposés)a/PA (exposés) RR= = Taux d'incidence (non exposés)c/PA (non exposés)

IntervalledeconfianceduRR

5

LecalculduRRestuneestimation.Ildoittoujoursêtre représenté etinterprété avecsonintervalledeconfiance à 95%.

Calculdel’intervalledeconfianceduRR(simplifié) –LavarianceduRRestestiméeenpassantparunetransformation logarithmique  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) LnRR−1.96×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 entreexpositionet maladie

Interprétationd’unRRbrut –RR=1:pasdelienentreexpositionetmaladie –RR>1:l’expositionestunfacteurderisque –RR<1:l’expositionestunfacteurprotecteur

IntervalledeconfianceduRR

6

L’IC95%duRRestl’intervalledanslequelonestsûrà 95%que sesituelavraievaleurduRR Sil’IC95%necontientpaslavaleur1,lelienentrelefacteuret lamaladieeststatistiquementsignificatif(facteurderisqueou protecteur) Sil’IC95%contientlavaleur1,lefacteurn’estpas statistiquementlié à lamaladie –Sipuissancesuffisante(effectif=NSNcalculé apriori): →lefacteurn’estpasassocié à lamaladie –Siétudepeupuissante: →noninterprétable:« Nousn’avonspasmisenévidence d’associationstatistiquementsignificativeentrel’expositionetla maladie » 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 des radiationsionisantesmultipliepar3lerisquededévelopperuneleucémie.

Infectionviraleendébutgrossesseetmalformation : RR=1,5[IC95%:0,7– 2,4] Iln’estpasmisenévidencedelienentreinfectionviraleendébutgrossesseet malformation.

Activité physiquequotidienneetsurpoids: RR=0,5[IC95%:0,2– 0,7] L’activité quotidienneestunfacteurprotecteurdesurpoids.Ellediminue de moitié lerisquededévelopperunsurpoids.

TeststatistiquesurleRR(cohortefixe)

2 Interprétationdutestduχ 2 Silavaleurobservéeduχà 1degré deliberté est:

22 >χ(tableaupointα)(ex:pourα=0.05,χà 1ddl =3.84) OnrejetteH0:RR≠1 Lelienentrelefacteuretlamaladieeststatistiquementsignificatif (facteurderisqueouprotecteur) pdonneledegré designification(p<α)

22 <χ(tableaupointα)(ex:pourα=0.05,χà 1ddl =3.84) OnnerejettepasH0 Ladifférenceobservéen’estpasstatistiquementsignificative,le facteurn’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:RR≠1

2 TestχdePearson: Groupe Nouveauxcas Nonmalades Total e m 1 1 = Exposésa be 1 C 1 n Nonexposésec d 0 Totalm 1 m 0 n 2 k − ) 2 O i C i χ= ∑ 1 P C i Degré deliberté (ddl)=(c‐1)x(l‐1)=1(c=nbcolonnes,l=nblignes) Conditionsapplications:effectifsthéoriques(C i )≥5 SinonTestexactdeFisher 10

Faculté de Médecine MontpellierNîmes