因果關(guān)系一直是生物醫(yī)學(xué)研究的重點(diǎn)。如何在觀察性研究和實(shí)驗(yàn)性研究中有效地避免混雜偏倚而準(zhǔn)確估計(jì)因果效應(yīng),已成為當(dāng)今研究中必須解決的關(guān)鍵問題。在觀察性研究中,若因果圖模型不知或先驗(yàn)信息有限,往往不能準(zhǔn)確識(shí)別既與暴露因素相關(guān)又與結(jié)局相關(guān)的變量(中介變量、碰撞節(jié)點(diǎn)、混雜因素)。假設(shè)在不能正確辨識(shí)中介變量和混雜因素而采用logistic回歸模型分析資料時(shí),若把中介變量誤作為混雜因素加以調(diào)整,此時(shí)會(huì)有何種結(jié)果?此外,在臨床試驗(yàn)中,對(duì)于最終臨床結(jié)局隨訪時(shí)間過長、或患者難以接受有創(chuàng)檢測(cè)手段、或檢測(cè)成本昂貴的研究,研究者常用替代終點(diǎn)評(píng)價(jià)試驗(yàn)結(jié)果。通過設(shè)計(jì)階段的隨機(jī)化分組,消除處理因素與結(jié)局之間混雜的影響,從而有效避免了眾多混雜偏倚。但是,通常難以對(duì)替代終點(diǎn)隨機(jī)化,替代終點(diǎn)與結(jié)局之間不可避免存在混雜因素,則會(huì)影響因果效應(yīng)的估計(jì),甚至?xí)a(chǎn)生混雜悖論。為此,本文擬基于因果圖模型,通過模擬試驗(yàn)對(duì)上述兩種情況探索對(duì)因果效應(yīng)的影響。對(duì)于前者,應(yīng)用logistic回歸模型誤調(diào)整中介變量,觀察比較暴露對(duì)結(jié)局因果效應(yīng)的影響;而對(duì)于后者,分別應(yīng)用工具變量法和logistic回歸模型估計(jì)替代終點(diǎn)對(duì)結(jié)局的因果效應(yīng)值,并加以比較,以期用工具變量法避免混雜悖論。方法1應(yīng)用logistic回歸模型調(diào)整中介變量得到暴露對(duì)結(jié)局的效應(yīng)估計(jì)值,依據(jù)因果推斷用do-算子(do-caculus)計(jì)算其理論值,可得到估計(jì)偏倚。分別變動(dòng)暴露→中介變量的效應(yīng)值、中介變量→結(jié)局的效應(yīng)值,并觀察比較偏倚的變化;通過理論推導(dǎo),證明調(diào)整中介變量后所得偏倚的大小。2基于因果推斷,用do-算子分別計(jì)算處理因素對(duì)結(jié)局,以及替代終點(diǎn)對(duì)結(jié)局的因果效應(yīng)理論值;分別計(jì)算和比較處理因素對(duì)結(jié)局,以及替代終點(diǎn)對(duì)結(jié)局的估計(jì)值:①用logistic回歸模型估計(jì)處理因素對(duì)結(jié)局的效應(yīng)值;②對(duì)不同類別的替代終點(diǎn),估計(jì)其對(duì)結(jié)局的因果效應(yīng)值時(shí),所用方法不同:對(duì)分類的替代終點(diǎn),用logistic回歸模型和工具變量(Instrumental Variable,Ⅳ)法中的兩階段殘差納入法(TwoStageResidualInclusion,2SRI);對(duì)連續(xù)型的替代終點(diǎn),采用logistic回歸模型和調(diào)整的工具變量(Adjusted Ⅳ)方法。在比較效應(yīng)估計(jì)值與理論值時(shí),需關(guān)注替代終點(diǎn)對(duì)結(jié)局效應(yīng)值的正負(fù)號(hào),以判斷有無混雜悖論的存在。結(jié)果1因果效應(yīng)估計(jì)中誤調(diào)整中介變量的后果(1)無論因果圖模型中有無混雜因素,logistic回歸模型把中介變量誤當(dāng)成混雜因素加以調(diào)整,均會(huì)導(dǎo)致估計(jì)因果效應(yīng)的偏倚,無混雜因素時(shí),多數(shù)情況低估了因果效應(yīng)值;有混雜因素時(shí),高估了因果效應(yīng)值。(2)變動(dòng)暴露→中介變量的效應(yīng),或變動(dòng)中介變量→結(jié)局的效應(yīng),都會(huì)影響總效應(yīng)的估計(jì),無混雜因素時(shí),前者導(dǎo)致的偏倚更大,對(duì)偏倚的影響也更敏感(曲線更陡峭);而有混雜因素時(shí),后者導(dǎo)致的偏倚更大,但前者對(duì)偏倚的影響仍更敏感。(3)理論推導(dǎo)證明,把中介變量當(dāng)做混雜因素調(diào)整時(shí),logistic回歸模型對(duì)效應(yīng)的估計(jì)為有偏估計(jì)。2混雜悖論及其因果效應(yīng)的估計(jì)(1)logistic回歸模型所得處理因素對(duì)結(jié)局的效應(yīng)為無偏估計(jì),并與因果效應(yīng)理論值的正負(fù)號(hào)一致。(2)當(dāng)混雜因素對(duì)結(jié)局的效應(yīng)為負(fù)值時(shí):無論替代終點(diǎn)的變量類型為分類還是連續(xù)型,應(yīng)用logistic回歸模型所得替代終點(diǎn)對(duì)結(jié)局的效應(yīng)值均為有偏估計(jì),且估計(jì)值與因果效應(yīng)理論值的正負(fù)號(hào)相悖;①對(duì)分類的替代終點(diǎn),工具變量法2SRI得到其漸近無偏估計(jì),且與因果效應(yīng)理論值的正負(fù)號(hào)一致,無混雜悖論;②對(duì)連續(xù)型的替代終點(diǎn),調(diào)整的工具變量法所估計(jì)的效應(yīng)值與因果效應(yīng)理論值大小近似相等,且與因果效應(yīng)理論值的正負(fù)號(hào)一致,無混雜悖論。結(jié)論1用logistic回歸模型估計(jì)暴露對(duì)結(jié)局的總效應(yīng)時(shí),需正確辨識(shí)混雜因素與中介變量,若把中介變量誤作混雜因素加以調(diào)整,會(huì)使效應(yīng)的估計(jì)產(chǎn)生偏倚。2替代終點(diǎn)無論是分類還是連續(xù)型變量,當(dāng)存在未觀測(cè)的混雜因素時(shí),logistic回歸模型可能會(huì)產(chǎn)生混雜悖論,運(yùn)用工具變量法2SRI或調(diào)整的工具變量法可避免混雜悖論。
【學(xué)位單位】：山東大學(xué)
【學(xué)位級(jí)別】：碩士
【學(xué)位年份】：2018
【中圖分類】：R195
【部分圖文】：

（￡—Ｍ—Ｄ），設(shè)Ｍ和＾Ｚ）的效應(yīng)都為ｌｎ：２。當(dāng)Ｍ和的??（９尺值變化時(shí)，此時(shí)由ｌｏｇｉｓｔｉｃ回歸模型調(diào)整中介變量Ａ／，對(duì)總效應(yīng)估計(jì)值所得的??偏倚變化如圖３所示。??圖３可知，調(diào)整中介變量導(dǎo)致暴露￡對(duì)結(jié)局Ｄ總效應(yīng)估計(jì)值是有偏的，且??低估了因果效應(yīng)值。進(jìn)一步，在其他邊效應(yīng)不變的情況下，隨著的（９及值??變大，調(diào)整中介變量Ｍ導(dǎo)致的偏倚先增大，后逐漸趨于穩(wěn)定；隨著￡－＾１／的Ｏｉ？??值變大，偏倚逐漸增大。調(diào)整中介變量Ｍ，當(dāng)￡—Ｍ和Ｍ—Ｄ的Ｏｉ？值大于２時(shí)，??前者比后者偏倚的變化速度快（曲線更陡哨），即前者偏倚變化較敏感。當(dāng)五??和Ｍ—Ｄ的Ｏｉ？值小于２時(shí)，兩者的偏倚大小近似相等；但當(dāng)和Ｍ—的??值大于２時(shí)，前者比后者的偏倚明顯大。??Ａｄｊｕｓｔｍｅｎｔ?ｆｏｒ?Ｍ??〇２－??？?Ｖａｒｙｉｎｇ?ａｃｒｏｓｓ?Ｅ一Ｍ??？?Ｖａｒｙｉｎｇ?ａｃｒｏｓｓ?Ｍ—Ｄ??

Ｍｉ＾Ｍ２和Ｍ２—Ｚ）的效應(yīng)分別為々。＝ｌｎ２、爲(wèi)＝ｌｎ２、爲(wèi)＝ｌｎ８和爲(wèi)＝ｌｎ２。當(dāng)??Ｍｉ、和Ｍ２＾Ｄ的Ｏｉ？值變化時(shí)，此時(shí)ｌｏｇｉｓｔｉｃ回歸模型分別調(diào)整Ｍｉ、??Ａｆｃ，和同時(shí)調(diào)整Ｍｉ、Ｍ２，對(duì)總效應(yīng)估計(jì)所得的偏倚變化如圖４。??由圖４知，調(diào)整中介變量導(dǎo)致暴露五對(duì)結(jié)局Ｄ總因果效應(yīng)估計(jì)值是有偏的，??且大多數(shù)情況下低估了因果效應(yīng)值。其中圖４ａ顯示，在其他邊效應(yīng)不變的情況??下，隨著的Ｏｉ？值變大，調(diào)整中介變量Ｍ導(dǎo)致的偏倚隨其變大；隨著??五的Ｏｉ？值變大，偏倚隨其逐漸增大。調(diào)整中介變量隨著五—Ｍｉ和??Ｍ２—Ｚ）的０及值變大，前者比后者偏倚變化速度快（曲線更陡哨），即前者偏倚??變化較敏感。當(dāng)ＰＭ和的（９／？值小于２時(shí)，兩者的偏倚大小近似相等；??但當(dāng)￡—Ｍｉ和Ｍ２＾Ｄ的Ｏｉ？值大于２時(shí)，前者比后者的偏倚明顯大。由圖４ｂ可??知

Ｍ２－＾Ｄ的效應(yīng)分別均設(shè)為ｌｎ２。當(dāng)五—Ｍｉ、地、和Ｍ２－＾Ｄ的Ｏｉ？值變??化時(shí)，此時(shí)ｌｏｇｉｓｔｉｃ回歸模型分別調(diào)整Ｍｉ、調(diào)整Ｍ２和同時(shí)調(diào)整Ｍｉ、Ｍ２，對(duì)總效??應(yīng)估計(jì)所得的偏倚變化如圖５。??由圖５可知，調(diào)整中介變量導(dǎo)致估計(jì)暴露五對(duì)結(jié)局￡）總因果效應(yīng)是有偏的，??且低估了因果效應(yīng)值。其中圖５ａ可知，在其他邊效應(yīng)不變的情況下，隨著??的Ｏｉ？值變大，調(diào)整中介變量導(dǎo)致的偏倚隨其變大；隨著的ＯＲ值變??大，偏倚隨其増大。調(diào)整中介變量祕(mì)，隨著五―燦和燦―Ｐ的Ｏｉ？值變大，前??者比后者偏倚變化速度快（曲線更陡峭），即前者偏倚變化較敏感。當(dāng)￡－＾＾和??ＭｕＤ的ＯＲ值小于２時(shí)
【參考文獻(xiàn)】

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1 游偉程,高非;關(guān)于腫瘤研究中的終點(diǎn)評(píng)價(jià)替代指標(biāo)[J];中華醫(yī)學(xué)雜志;2003年03期

2 SusanS.Ellenberg ,劉淑紅,李海欣;替代終點(diǎn):一個(gè)值得討論的熱點(diǎn)問題[J];藥物流行病學(xué)雜志;2002年04期

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1 李洪凱;因果圖理論驅(qū)動(dòng)下系統(tǒng)流行病學(xué)設(shè)計(jì)與分析的理論方法研究[D];山東大學(xué);2016年

本文編號(hào)：2841306