流行病學/流行病隊列研究
| 醫學電子書 >> 《流行病學》 >> 流行病學分析性研究 >> 流行病隊列研究 |
| 流行病學 |
|
|
|
（一）概說
大多數慢性病都是歷時多年的一個過程所形成。在此期間發生的許多事件都可能起致病作用。對一群人在某種病尚未明顯發生前，對某個（或某些）可能起病因作用或保護作用的事件的後果進行隨訪監測，是一種從「困」觀「果」的研究方法。
隊列研究（又譯為定群研究、群組研究）（cohort study）就是這樣研究病因的一種流行病學方法。研究對象是加入研究時未患所研究疾病的一群人，根據是否暴露於所研究的病因（或保護因子）或暴露程度而劃分為不同組別，然後在一定期間內隨訪觀察不同組別的該病（或多種疾病）的發病率或死亡率。如果暴露組（或大劑量組）的率顯著高於未暴露組（或小劑量組）的率，則可認為這種暴露與疾病存在聯繫，並在符合一些條件時有可能是因果聯繫（圖4-2）。
圖4-2 隊列研究示意圖
各組除了暴露有無或程度不同之外，其他可能影響患病或死亡的重要因素應具有可比性（均衡性）。但並不要求除暴露狀況外一切方面都可比，這在觀察性研究中實際上是做不到的。有些因素可在數據分析中得到控制。
隊列研究所觀察的結局是可疑病因引起的效應（發病或死亡），除了所研究的一種病，還可能與其他多種疾病也有聯繫，這樣就可觀察一個因素的多種效應，而這正是隊列法不可取代的用途。
根據作為觀察終點的事件在研究開始時是否已經發生，可把隊列研究分為前瞻性與回顧性兩類。
另有一種雙向型的隊列研究，適於研究對人體兼有短期與長期效應的因素，可用回顧性隊列法研究前者而用前瞻性隊列法研究後者。
還有一種把病例對照法與前瞻法結合起來的設計。其特點是用隊列法建起隊列（研究對象）並隨訪發現其中發生的病例，然後用病例對照法調查病例及隊列中適於作對照的一部分人的暴露史。這裡，病例與對照都來自一個界定明確、有基線資料記錄的隊列，暴露史的質量較高，還可以有病例尚未發病時的實驗室檢驗記錄，而且可以省去對占絕對多數的未發病成員的暴露史調查。
隊列研究從方法上來說並不比病例對照法複雜，但實際進行起來卻問題較多，因為觀察人數多、期限長，組織工作複雜，開支龐大。但是，隊列法是一種重要的醫學觀察方法，已經為解決現代醫學的一些迫切問題（例如癌症和心血管病）做出重要貢獻，所以作為臨床醫生也應該對其原理有所了解，而且這對於科學思維能力和批判地閱讀能力的培養，也是大有裨益的。
（二）前瞻性隊列研究
前瞻性隊列研究首先根據研究對象在加入研究時的暴露情況分組，以後通過直接觀察或其他信息渠道確定其中在某段時間內（對慢性病通常為10年至二三十年）發生的病例或死亡，最後比較各組的發病率或死亡率。
1.研究隊列的選擇
（1）特別暴露組：因為隊列研究通常用於驗證經過病例對照研究建立起來的假設，已有關於可疑病因的足夠知識供選擇暴露組之用。可選擇超額暴露於可疑病因或生活習慣或職業可能與所研究疾病有關的人，建立暴露組。另外設一個未暴露組（對照組），用於估計暴露組倘未暴露於該因素時可能的發病或死亡水平。有時可不設對照組，而是把暴露組的率與全人群的率作比較，因為對特殊暴露（例如職業、醫藥）而言，暴露者在人群內總是少數或極少數，所以可把全人群的率視作未暴露者的率。
（2）某人群的一個樣本：某個人群（例如工廠）內的成員對可疑病因的暴露狀況不同時，可分作不同的組並互相比較（又稱內部比較）。
不論哪種隊列，都應選擇暴露情況易查明，便於隨訪又較穩定的人群。如果從全人群（例如某地）抽取樣本建立隊列，應限於從暴露者比例高的範圍內（例如某年齡段）或嚴重暴露者（即高危人群）之中抽樣，這樣可使所需樣本較小，隨訪期較短。
樣本含量的估計見附錄五（三）。
2.基線資料的收集 首先，暴露必須有明確定義。其次，根據資料或特別檢查結果，評定隊列成員的暴露狀況，剔除其中已患或疑似已患所研究疾病的人和對之不易感的人。原則是只能以受危者，即有可能患這種病但並未患這種病的人，作為觀察對象。除所研究的暴露之外，還要收集與患病危險度有關係的其他暴露的資料。資料來源有醫療記錄、勞動記錄、勞保資料、訪問、醫療檢查、環境測定等。
職業暴露的測定是個複雜問題。最好有實測個人暴露量數據。如沒有，可以工種（工作崗位或車間）作為暴露指標，再加暴露時間（工齡），作為暴露劑量的間接粗略估計。暴露劑量的測定為研究劑量反應關係所必需。劑量反應關係在此是指暴露劑量和一個人群中發生某一標準反應（如發病、死亡等）的人數的關係。
有的因子除職業環境暴露外，還有來自家庭環境、局部環境和區域環境的暴露，評價個人或人群暴露量時都應包括在內。
與個人生活習慣或性格有關的因子，如吸煙、膳食、體力活動等，須通過訪問調查和填表加以定量測定。
3.隨訪 應進行儘可能完全的隨訪，以確定各成員的結局。所謂結局是預定的觀察終點，通常是死亡或發病。如以其他健康效應作為終點，則其確定更複雜。
隨訪的方法有直接的，如函調、面談、定期體檢，有間接的如醫院病歷，死亡登記、疾病報告卡、人事檔案、勞保資料、保險檔案等，須根據結局的性質選用。
隨訪的目的主要有二：①確定哪些人尚在觀察之中，哪些已死亡，哪些已無法追蹤，即弄清楚率的分母的信息；②確定終點事件的發生，即確定關於率的分子的信息。關於分子的信息，必須儘可能地正確；關於分母的信息，如果無法掌握每一成員的動態，則不得已時也可用抽樣、用壽命表法計算預期數等方法估計。
失訪及其處理：由於隨訪對象多、時間長，不可避免會有中途不知下落的成員，也可能有拒絕繼續受觀察的人，這就產生了失訪。如果暴露組與未暴露組的失訪率相似，失訪者與未失訪者的結局發生率也相似，則失訪將不會產生偏倚。所以應儘可能取得失訪者結局的信息，或從失訪者中抽取樣本調查其結局。如果有健全的生命統計制度和完善的的社會福利制度，要檢索隊列中某一成員的死亡日期和死因，可以利用多種便利的信息來源，所以即使對失訪者也有可能知道其結局。比較現實可行的方法是把失訪者與未失訪者的基線資料中的一些特徵加以比較，如差別不大，則可假定結局發生率的差別可能也不大。否則，對選擇偏倚可能產生的影響應有充分估計。因為失訪產生的問題不易圓滿解決，所以一方面要儘可能減少失訪，另一方面要認識可能由此產生的偏倚並設法估計其影響。隨訪率可作為衡量研究質量的一個標準。如無把握保持近於完全的隨訪率，則不應貿然進行隊列研究。失訪問題主要是在封閉隊列（固定人群）發生的問題。
4.偏倚 隊列一般是全人群的一個有高度選擇性的亞群，所以隊列研究的結論不能無條件地推及全人群，但這並不影響其真實性。如果隨訪工作做得好，一般不會發生選擇偏倚。疾病或死亡信息（即終點的判定）的收集，要保證各組間信息質量的可比性，而且不受研究對象暴露狀態的影響，以免發生信息偏倚。回憶導致的信息偏倚是影響病例對照研究真實性的一大問題，但對隊列研究影響不大。混淆因素最普通的是年齡與吸煙，其他混淆因素視暴露種類而異，應收集資料，以便在分析時控制其作用。
5.結果分析 隊列研究是發生率的研究，包括疾病發生率與死亡發生率。以死亡作終點的隊列研究比以發病作終點的為多，這是因為死亡的確定比發病的確定容易。
隊列研究的結果，可以用來計算所研究疾病在隨訪期間的發病率或死亡率及各種專率。通過對暴露組與非暴露組的率或不同劑量的暴露組的率的比較，或暴露組的率與全人群的率比較，便可檢驗病因假設；對可疑病因的暴露與疾病（死亡）是否存在聯繫；聯繫強度如何；是否是因果聯繫。
（1）率的計算
1）累積發病率（cumulative incidence rate，CI）：某一固定人群在一定時期內某病新發生例數（D）與時期開始總人數（N）之比（表4-7，公式4-7）。也就是一般所說的發病率。隨訪期越長，則病例發生越多，所以CI表示發病率的累積影響。CI又是平均危險度的一個指標，也就是一個人在特定時期內發生該病的機率。
CI＝C／N（式4-7）
2）發病密度（incidence density，ID）：當隊列是一個動態人群時，觀察人數變動較大（因失訪、遷移、死於他病、中途加入等），應該用發病密度來測量發病情況（表4-8，公式4-8）。發病密度是一定時期內的平均發病率。其分子仍是一個人群在期內新發生的例數（D），分母則是該人群的每一成員所提供的人時的總和。所謂人時（person-time，PT）是觀察人數乘以隨訪單位時間的積。發病密度即說明了該人群發生的新病例數，又說明該人群的大小和發生這些例數所經歷的時間。時間單位常用年，故又稱人年數（person-years）。一定的人時（人年）數可來自不同的人數與不同的觀察時間，例如100人年可來自100人觀察一年，或50人觀察2年，或200人觀察0.5年。
表4-7 累積發病率的計算
| 級別 | 發病數 | 未發病數 | 發病率 |
| 暴露組 | α | b | α/（α＋b） |
| 非暴露組 | c | d | c/ c＋d） |
| 合計 | α＋c（=D） | D/（α＋b＋c＋d） |
表4-8 發病密度的計算
| 組別 | 發病數 | 人年數 | 發病密度 |
| 暴露組 | α | PT1 | α/PT1 |
| 非暴露組 | c | PT0 | c/PT0 |
| 合計 | a＋c（=D） | PT | D/PT |
ID=D/PT（式4-8）
人年數的演算法：①固定人群，即封閉人群，人年數是每一個成員的具體觀察年數的總和。每一成員的觀察年數是從觀察開始算起到終點事件出現或研究結束時經過的年數（月數、周數、以至日數均可折算為年數）；②動態人群，如果不知道每一成員進入與退出的具體時間，就不能直接計算人年數。但如隨訪期間人數與年齡基本保持穩定，則可用平均人數采以觀察年數得到總人年數。平均人數取得相鄰兩時段人數之平均數或年中人數，例如表4-9（節錄Doll與Hill關於吸煙與肺癌關係的隊列研究第2報）。
表4-9 人年數的計算實例
| 年齡（歲） | 觀察人數 | 人年數 | |||||
| 1951.11.01 | 1952.11.01 | 1953.11.01 | 1954.11.01 | 1955.11.01 | 1956.04.01 | ||
| 35～ | 8886 | 9149 | 9287 | 9414 | 9710 | 9796 | 41211 |
| 45～ | 7117 | 7257 | 7381 | 7351 | 7215 | 7191 | 32156 |
| 55～64 | 4049 | 4212 | 4375 | 4601 | 5057 | 5243 | 19909 |
| 合計 | 20097 | 20618 | 21043 | 21366 | 21982 | 22230 | 93276 |
例如，表4-9中「35～」歲組的人年數=（8886＋9149）÷2＋（9149＋9287）÷2＋（9287＋9414）÷2＋（9414＋9710）÷2＋（9710＋9796）÷2×5/12=41211；③各人隨訪年數不同，可先算出各人隨訪人年數，再計算總人年數；而且因為隨訪期內各人的年齡在增長，到一定日期（某歲生日）年齡超過原屬年齡組上限時，應計入下一年齡組的人數。所以可以算出各年齡組的總人年數以及不同年份（日曆年calendar year）的總人年數，結合同年齡組或同年份發生的病例數，即可算出各年齡組或年份的發病率（發病密度）。確切演算法要根據每一成員的出生年、月、日和開始與終止觀察日期而動態地計算，可藉助計算機。實際上還可用近似法：開始與終止觀察年份各算0.5年，同一年開始與終止的算0.25年，開始與終止年份之間，每年算1年。
人時率的標準誤、顯著性檢驗和分層分析方法，與通常以人數為分母的率所用的不同，本書從略。
（2）聯繫的測量：研究某種暴露與疾病或死亡的聯繫的基本方法是比較暴露組與未暴露組的發病率或死亡率，也就是計算出這些率的差或比。
1）率差：暴露組的發病率或死亡率與未暴露組同種率之差。說明由於暴露增加或降低的發病率或死亡率。有人稱率差為歸因危險度（attributable risk）也有人認為稱為超額（或超常）危險度（excessrisk）比較合適，因其不含因果聯繫的暗示。
2）人群歸因危險度（population attributable risk，PAR）率差與相對危險度都說明暴露的生物學效應，但不能說明其對一個人群的危險程度或消除這種因素後可能使發病率或死亡率降低的程度，或即暴露的社會效應。說明這種效應的一個指標是人群歸因危險度，它說明某一人群（包括暴露者與非暴露者）的某病發病（或死亡）率中可歸因於該暴露的部分，用所佔比例或分數表示，如下式：
（式4-9）
式中It=全人群的發病率，I0=未暴露組的發病率。PAR又稱病因分數（分值）（etiologic fraction EF），也可用百分比表示，稱為人群歸因危險度百分比。
①病例對照研究的PAR計算：從暴露的相對危險度（見下文「率比」）和人群對某因子的暴露率（Pe），可算出PAR。如果病例對照研究中對照組的暴露率可以代表人群暴露率，則可用下式：
（式4-10）
如以百分比表示，也稱為人群歸因危險度百分比（population attributable risk percent-age，PARP）。
②隊列研究用人時（發病密度）數據時的指標計算：
| 暴露 | 非暴露 | 合計 | |
| 病例數 | α | b | m |
| 人年數 | c | d | PT |
人群歸因危險度的大小取決於危險因子（病因）的相對危險度和人群暴露比例（表4-10）。例如，據Doll與Peto研究（1981），1978年國癌症死亡中的25％～40％（平均30％，約12萬人）可歸因於吸煙，而同年歸因於職業因素的癌症死亡只佔2％～8％（平均4％）。兩者相差這麼懸殊是因為人群的吸煙率很高而暴露於職業性致癌因素的人相對很少。
表4-10 人群歸因危險度百分比與相對危
險度（RR）和人群暴露率（Pe）的關係
| Pe | RR | |||
| 1.5 | 2 | 5 | 10 | |
| 0.01 | 0.5 | 1 | 4 | 8 |
| 0.05 | 2 | 5 | 17 | 31 |
| 0.10 | 5 | 9 | 29 | 47 |
| 0.25 | 11 | 20 | 50 | 69 |
| 0.5 | 20 | 33 | 67 | 82 |
| 0.9 | 31 | 47 | 78 | 89 |
計算實例：表4-11是一項關於血清膽固醇水平與發生冠心病（CHD）的危險度的6年隨訪研究結果。這是從1948年開始的著名的美國Framingham心臟病隊列研究的一部分（此研究後來以當初成員的後代為對象，繼續進行）。
表4-11 40～59歲男子按初始血清膽固醇水平分組的冠心病6年發生情況
| 血清膽固醇（mg/dl） | 人數 | 病倒數 | 危險度 | 平均年發病率 | 相對危險度 | 率差 |
| ＜210 | 454 | 16 | 0.0352 | 0.0059 | 1.00 | 0.0000 |
| 210~ | 455 | 29 | 0.0637 | 0.0106 | 1.81 | 0.0285 |
| ≥245 | 424 | 51 | 0.1203 | 0.0200 | 3.39 | 0.0851 |
| 合計 | 1333 | 96 | 0.0720 | 0.0120 | － | － |
轉引自Feinleib與Detels，1985
表中，危險度系用式4-7計算，也就是累積發病率，說明6年隨訪期間發生CHD的危險度，除以6得年平均發病率。膽固醇的濃度以觀察開始時檢查的結果為準，相對危險度的計算以<210mg/dl（約合5.439mmol/L）組的危險度為1。率差或超額危險度系0.0352與其他兩組危險度之差，表示不同程度的暴露所增加的危險度。如以<210mg/dl組的發病率作為未暴露組的發病率，即Io=0.0059，以≥245mg/dl（約合6.3455mmol/L）組為暴露組，則Io=0.0200，用式4-9算出PAR=（0.0120-0.0059）/0.0120=0.51。這可解釋為如所有40～59歲男子的血清膽固醇濃度都能控制在210mg/dl以下時，該人群的CHD發病率將可降低51％。
3）率比與相對危險度（relative risk，RR）：隊列研究中暴露組的發病率（發病密度）與非暴露組的發病率之比，稱為率比。率比、危險度比和比數比（OR）在危險度不高時（少見病）三者的值幾乎相等，都可稱為相對危險度。
（式4-11）
如以死亡率為終點，則式（4-11）中以死亡率代替發病率。如果按暴露水平分組，以其中某一組的發病率為基準，其他各組的發病率與它的比值也稱為相對危險度，例如表4-12中的相對危險度。
相對危險度（RR）無單位，比值範圍在0至∞之間。RR=1，表明暴露與疾病無聯繫；RR<1，表明其間存在負聯繫（提示暴露是保護因子）；反之RR>1時，表明兩者存在正聯繫。比值越大，聯繫越強。實際上，0與∞只是理論上存在的值，恰恰等於1也不多見。極強的聯繫既無須用流行病學研究去檢測，極弱的聯繫也不大可能用非實驗性的流行病學觀察法檢測出來。RR與OR的數值所表示的聯繫強度的解釋可參考表4-12。
表4-12 RR或OR與聯繫強度
| RR或OR | 聯繫強度 | |
| 0.9～1.0 | 1.0～1.1 | 無 |
| 0.7～0.8 | 1.2～1.4 | 弱 |
| 0.4～0.6 | 1.5～2.9 | 中等 |
| 0.1～0.3 | 3.0～9.0 | 強 |
| ＜0.1 | 10.0～ | 很強 |
實例：Doll與Hill在1951年向英國註冊的59 600名醫生通信調查他們的吸煙史。要求他們將自己歸入下列3類之一：①現在是吸煙者；②過去吸煙，但已戒掉；③從未習慣性吸煙（即從未「每天吸捲煙1支或與其等量的煙斗絲長達1年」。對現在吸者還詢問其開始吸煙時的年齡、現在吸煙量及吸煙方式（指吸入深淺）。對已戒煙者也詢問類似問題，但時間限定為剛戒煙前。答覆滿意者有40710人。以後，在隨訪期間（男醫生為20年，女醫生為32年）又函調3次。隨訪期間多方搜集成員的死亡與遷移動態及死因，力求完全。根據死亡數與隨訪人年數（表4-9實例）算出各年齡組、不吸煙者、已戒煙者及不同吸煙量者的全死因死亡率。表4-13節錄Doll與Peto 1976年發表的對於男醫生20年（1951.11～1971.10）隨訪報告中的表Ⅳ，原表中死因分為40類，可以看出吸煙對健康的全面影響。現節錄其中幾種重要死因的死亡率。讀者可自己計算吸煙的相對危險度（率比），可見吸捲煙者的肺癌死亡率為不吸煙者的10倍，每日吸煙25支或更多者，肺癌死亡率為不吸煙者的25倍，等等。
（三）回顧性隊列研究
回顧性隊列研究的研究對象是根據其在過去某時點的特徵或暴露情況而入選並分組的，然後從已有的記錄中追溯從那時開始到其後某一時點或直到研究當時為止這一期間內，每一成員的死亡或發病情況。這工作，性質上相當於從過去某時點開始的前瞻性隊列研究的隨訪，但實際做的是在現在調查過去的既成事實，這時暴露與疾病或死亡均已成事實，而前瞻性隊列研究的隨訪則是查尋在過程中新出現的病例或死亡及其死因。
回顧性隊列研究與前瞻性隊列研究相比；人力、物力可以大為節省，特別是因為研究開始時所研究的疾病已經發生，所以無須多年隨訪等待。但進行回顧性隊列研究的先決條件是存在在每個成員的完整翔實的暴露記錄，這樣才能正確劃分暴露組與非暴露組，還要存在完整翔實的每個成員的疾病或死亡記錄，這樣才能查清每一成員的轉歸。
表4-13 鞏固男醫生按死因、吸煙類別和每日吸捲煙
支數分組的年（標化）死亡率（1/10萬）（隨訪20年）
| 死因 | 死亡數（不包括已戒煙者） | 不吸煙者 | 只吸捲煙 | 只吸煙斗或雪茄 | 既吸捲煙又吸其他煙 | 只吸捲煙者按每日數* | ||
| 1~14 | 15~24 | 25~ | ||||||
| 肺癌 | 362 | 10 | 140 | 58 | 82 | 78 | 127 | 21 |
| 食管癌 | 56 | 3 | 14 | 11 | 27 | 11 | 12 | 114 |
| 慢性支氣管炎及肺氣腫 | 167 | 3 | 74 | 28 | 34 | 51 | 78 | 114 |
| 缺血性心臟病…… | 2205 | 413 | 669 | 425 | 528 | 608 | 652 | 792 |
| 全死因 | 6958 | 1317 | 2154 | 1434 | 1591 | 1857 | 2066 | 2834 |
*最后一次调查结果（Doll与Peto，1976）
1.隊列選擇 選擇的隊列應有許多人暴露於研究因子而且是大劑量的暴露。這樣，發病數或死亡數才易於超常而被查出來。其次，應有各成員暴露水平的比較正確的記錄。在選擇暴露隊列時還應考慮是否有可能選擇一個適當的未暴露的比較組。但調查一個未暴露的隊列要消耗大量人力、物力和時間，所以對職業性暴露的回顧性隊列研究通常採用全人群的發病率或死亡率作為比較的基準。
2.暴露的測量 比前瞻性的更困難。通常只能根據工作崗位作粗略分組，再結合從業時間，對暴露劑量作一些估計。
3.觀察終點 可選擇發病或死亡。因為隊列通常是一個有特殊暴露（主要是職業性暴露，其次是醫藥）的人群，所以須把他們的發病率或死亡率與全人群的率作比較。但因有全人群發病率資料可利用的病種與地方均很少，而有死亡率資料可資利用的病種和地方要多得多，所以多數研究選擇死亡為終點。這樣，只須調查隊列成員的死因。但應注意應是全死因調查而不是只選擇調查幾種死因。
4.終點（結局）的監測 唯一信息來源常為死亡報告卡。但填寫的死因不一定正確，應儘可能加以核實。在建立了癌症登記的地方，可以獲得癌症發病和死亡的信息。如果結局錯定或未能追蹤的人數過多，將對結果產生嚴重影響。
5.混淆因子的測定 對一些重要的混淆因子，歷史材料中常無記錄。例如吸煙和多種暴露與疾病有關，但個人健康檔案上常無記錄。補救的辦法是對尚存活的病例及一些對照努力作一番調查，以期獲得缺失的信息，或對尚存的成員抽樣調查。有些回顧性隊列研究就是因為缺乏信息不能控制混淆因子，所以得不出明確的結論。
6.追蹤 這是主要的現場工作，以查閱、摘錄檔案記錄為主，以少量訪問調查為輔。應儘可能查清成員的結局（發病、死亡或健在），減少下落不明者的數目。
7.結果分析 計算暴露組的死亡率或發病率與非暴露組的比較，或與全人群的率比較。選作比較標準的率應在時間上和地理上與隊列觀察時期及所在地儘可能接近。常通過計算標準化死亡比（SMR）或標準化發病比（SIR）加以比較。
SMR＝100×∑aj/ ∑E（aj）＝100×觀察數/期望數（式4-12）
式中，aj=j年齡組實際死亡數。
E（aj）=j年齡組預期死亡數=該年齡組人口數×標準人群中同年齡死亡率（即，該年齡組某病死亡數/同年齡組人口數）。式中的死亡數、死亡率用發病數、發病率代替時，即得標準化發病比或標準化率比（standardized incidence ratio或standardizedrate ratio）。
SMR<100，說明實際死亡數少於預期數。SMR>100，說明實際死亡數多於預期死亡數，差別達顯著水平時，提示暴露可能是危險因子。SMR也可不乘100，直接用比值表示。
兩個SMR可計算率比，即相對危險度；兩個SMR的差異是否顯著，可用x2檢驗。通過比較可說明一個隊列內何種死因危害較大。但應注意用不同標準率算得的SMR不能互相比較，即使是根據同一標準人群死亡率算得的SMR，也只有在各隊列的年齡構成近似時，才具可比性。
稱為「標準化」是因為年齡和時間作為混淆因子已通過間接標準化而被控制（間接標化法：先算出SMR，再以標準人群的粗死亡率或發病率乘以SMR即得間接標化率）。
回顧性隊列研究實例 ：
1.苯胺類染料引起膀胱癌的研究：從上世紀末起即有人懷疑苯胺類染料可能引起染料廠工人的膀胱癌。Case等從1950年開始對英國21家化工廠的工人進行了調查。目的是查明製造或使用苯胺、聯苯胺、1-萘胺或2-萘胺能否在從業人員中引起膀胱癌。他們調查得到1921年起到1952年2月1日止曾在這些工廠至少工作過6個月的人員名單，共4622名。在此期間曾在染化行業工作過的人中間發生膀胱癌444例，其中屬於上述21廠名單內且死於膀胱癌者有127例。根據1921～1949年國男子膀胱癌死亡率算出預期死亡數（E）（從業人員中女性很少，未作分析），與實際死亡數（O）比較，接觸2-苯胺者為O/E=26/0.3，1-萘胺=6/0.7，聯苯胺=10/0.72。SMR分別為8666.7，857.1，1388.9。提示這3種染料有致膀胱癌作用。以後，英國和一些國家禁止生產2-萘胺與聯苯胺，並被國際癌症研究中心（LARC）列入人類致癌物名單（1982），1-萘胺對人類致癌的證據尚不充分。
這項研究是回顧性隊列研究和職業流行病學著名的工作。
2.胸部X線透視與婦女乳腺癌的關係：本世紀30年代至50年代初，醫學界盛行用人工氣胸術（將空氣注射入胸膜腔）治療肺結核。氣胸通常須維持2～3年，隔一定時間就須注入空氣補充，而每次補充前都須用X線胸透觀察肺萎陷程度，因此病人的胸部長期多次受到相當劑量的X線照射。
為評估胸部X線透視與以後發生乳腺癌的關係，Boice JD等（1977）選擇1930～1954年間曾在美國麻薩諸塞州的幾個肺病療養院中住院治療肺結核的女性作研究對象，進行回顧性隊列研究。包括接受過氣胸療法的1047名，其他療法的717名，年齡13～40歲。調查時，505人已死，113人失訪，兩組失訪率相近（5.2％與8.2％）。兩組乳腺癌的發生情況如表4-14。
表4-14 肺結核女病人按療法的乳腺癌發生情況
| 療法 | 人數 | 乳腺癌 | ||
| 觀察數 | 預期數* | 率（每1000人/年） | ||
| 人工氣胸 | 1047 | 41 | 23.3 | 1.5 |
| 其他 | 717 | 15 | 14.1 | 0.8 |
*预期数根据康涅狄克州女性年龄别乳腺癌发病率计算
氣胸組的SMR=100×41/23.3=176，氣胸組的發病率比其他療法組高出近1倍（RR=1.9）。觀察數與期望數的差異x2=12.7，p<0.001。結果提示長期多次受小劑量X線胸部照射的女性10～15年後乳腺癌發生率較高。
 病例對照研究 | 病例對照研究與隊列研究優缺點比較  |
| 關於「流行病學/流行病隊列研究」的留言： |  訂閱討論RSS
|
|
目前暫無留言 | |
| 添加留言 | |