احتمالية ما قبل الاختبار وما بعده

احتمالية ما قبل الاختبار واحتمالية ما بعد الاختبار (أو احتمالية ما قبل الاختبار واحتمالية ما بعد الاختبار) هما احتمالية وجود حالة مرضية (مثل مرض ما ) قبل وبعد إجراء اختبار تشخيصي ، على التوالي. ويمكن أن تكون احتمالية ما بعد الاختبار موجبة أو سالبة ، وذلك بحسب نتيجة الاختبار، سواء كانت إيجابية أم سلبية . وفي بعض الحالات، تُستخدم هذه الاحتمالية للدلالة على احتمالية الإصابة بالحالة المرضية في المستقبل.

يمكن أن يشير مصطلح "الاختبار" في هذا السياق إلى أي فحص طبي (ولكن عادةً ما يُستخدم بمعنى الفحوصات التشخيصية)، وبمعنى أوسع يشمل أيضاً الأسئلة وحتى الافتراضات (مثل افتراض أن الشخص المستهدف ذكر أو أنثى). وتُعدّ القدرة على التمييز بين احتمالات ما قبل الاختبار وما بعده لحالات مرضية مختلفة عاملاً رئيسياً في تحديد دواعي إجراء الفحوصات الطبية .

احتمالية ما قبل الاختبار

يمكن اختيار احتمالية ما قبل الاختبار للفرد كواحدة مما يلي:

قد يكون من الضروري اختيار معدل انتشار المرض إذا لم تكن هناك سمة أخرى معروفة للفرد، أو يمكن اختياره لتسهيل الحساب حتى في حالة معرفة سمات أخرى، على الرغم من أن هذا الإغفال قد يؤدي إلى نتائج غير دقيقة.
احتمالية حدوث الحالة بعد الاختبار نتيجةً لاختبار واحد أو أكثر من الاختبارات السابقة
تقدير تقريبي، قد يكون من الضروري اختياره إذا لم تكن الأساليب الأكثر منهجية ممكنة أو فعالة

تقدير احتمالية ما بعد الاختبار

في الممارسة السريرية، غالبًا ما تُقدّر احتمالات ما بعد الاختبار أو حتى تُخمّن. وهذا مقبول عادةً في حالة وجود علامة أو عرض مميز للمرض ، حيث يكون من شبه المؤكد وجود الحالة المستهدفة؛ أو في حالة عدم وجود علامة أو عرض أساسي، حيث يكون من شبه المؤكد عدم وجود الحالة المستهدفة.

في الواقع، لا تكون احتمالية وجود حالة مرضية ما صفرًا أو مئة بالمئة تمامًا. ومع ذلك، توجد عدة طرق منهجية لتقدير هذه الاحتمالية. تعتمد هذه الطرق عادةً على إجراء الاختبار مسبقًا على مجموعة مرجعية معروفة فيها الحالة المرضية (أو على الأقل مُقدَّرة باختبار آخر يُعتبر عالي الدقة، مثل " المعيار الذهبي ")، وذلك لتحديد بيانات أداء الاختبار. تُستخدم هذه البيانات لاحقًا لتفسير نتيجة اختبار أي فرد يخضع لهذا الاختبار. يُعدّ مقارنة نتيجة الاختبار باختبار سابق أُجري على نفس الفرد بديلًا أو مكملاً للطرق القائمة على المجموعة المرجعية ، وهو أمر شائع في اختبارات المتابعة .

تتضمن أهم الطرق المنهجية القائمة على مجموعة مرجعية لتقدير احتمالية ما بعد الاختبار تلك التي تم تلخيصها ومقارنتها في الجدول التالي، والتي تم وصفها بشكل أكبر في الأقسام الفردية أدناه.

طريقة	إنشاء بيانات الأداء	طريقة التفسير الفردي	القدرة على تفسير الاختبارات اللاحقة بدقة	مزايا إضافية
حسب القيم التنبؤية	النسب المباشرة من المجموعة المرجعية	أبسط ما يكون: القيمة التنبؤية تساوي الاحتمالية	عادةً ما تكون منخفضة: يلزم وجود مجموعة مرجعية منفصلة لكل حالة اختبار مسبق لاحقة	متوفر لكل من القيم الثنائية والمتصلة
نسبة الاحتمال	مشتق من الحساسية والنوعية	احتمالات ما بعد الاختبار تُحسب بضرب احتمالات ما قبل الاختبار في النسبة	نظرياً لا حدود له	لا يشترط أن تكون حالة ما قبل الاختبار (وبالتالي احتمالية ما قبل الاختبار) هي نفسها في المجموعة المرجعية
حسب المخاطر النسبية	نسبة المخاطر بين المعرضين والمخاطر بين غير المعرضين	احتمالية ما قبل الاختبار مضروبة في المخاطر النسبية	منخفضة، ما لم يتم اشتقاق المخاطر النسبية اللاحقة من نفس تحليل الانحدار متعدد المتغيرات	سهل الاستخدام نسبياً
وفقًا لمعايير التشخيص وقواعد التنبؤ السريري	متغيرة، ولكنها عادةً ما تكون الأكثر مللاً	عامل	عادةً ما تكون ممتازة لجميع الاختبارات المدرجة في المعايير	عادةً ما يكون الخيار الأفضل إذا كان متاحًا

حسب القيم التنبؤية

يمكن استخدام القيم التنبؤية لتقدير احتمالية ما بعد الاختبار للفرد إذا كان من الممكن افتراض أن احتمالية ما قبل الاختبار للفرد تساوي تقريبًا معدل الانتشار في مجموعة مرجعية تتوفر فيها نتائج الاختبار والمعرفة حول وجود أو عدم وجود الحالة (على سبيل المثال مرض، مثل ما قد يتم تحديده بواسطة " المعيار الذهبي ").

If the test result is of a binary classification into either positive or negative tests, then the following table can be made:

		Condition(as determined by "Gold standard")
		Positive	Negative
Testoutcome	Positive	True Positive	False Positive(Type I error)	→ Positive predictive value
Testoutcome	Negative	False Negative(Type II error)	True Negative	→ Negative predictive value
		↓Sensitivity	↓Specificity	↘Accuracy

Pre-test probability can be calculated from the diagram as follows:

Pretest probability = (True positive + False negative) / Total sample

Also, in this case, the positive post-test probability (the probability of having the target condition if the test falls out positive), is numerically equal to the positive predictive value, and the negative post-test probability (the probability of having the target condition if the test falls out negative) is numerically complementary to the negative predictive value ([negative post-test probability] = 1 - [negative predictive value]),^[1] again assuming that the individual being tested does not have any other risk factors that result in that individual having a different pre-test probability than the reference group used to establish the positive and negative predictive values of the test.

In the diagram above, this positive post-test probability, that is, the posttest probability of a target condition given a positive test result, is calculated as:

Positive posttest probability = True positives / (True positives + False positives)

Similarly:

The post-test probability of disease given a negative result is calculated as:

Negative posttest probability = 1 - (True negatives / (False negatives + True negatives))

The validity of the equations above also depend on that the sample from the population does not have substantial sampling bias that make the groups of those who have the condition and those who do not substantially disproportionate from corresponding prevalence and "non-prevalence" in the population. In effect, the equations above are not valid with merely a case-control study that separately collects one group with the condition and one group without it.

By likelihood ratio

لا يُنصح باستخدام الطرق المذكورة أعلاه إذا اختلف احتمال ما قبل الاختبار عن معدل الانتشار في المجموعة المرجعية المستخدمة لتحديد القيمة التنبؤية الإيجابية للاختبار، من بين أمور أخرى. قد يحدث هذا الاختلاف إذا سبق الاختبارَ اختبارٌ آخر، أو إذا رأى الشخص المعني بالتشخيص ضرورة استخدام احتمال ما قبل اختبار آخر بناءً على معرفته، على سبيل المثال، بشكاوى محددة، أو عناصر أخرى من التاريخ الطبي ، أو علامات في الفحص البدني ، إما عن طريق حساب كل نتيجة على حدة كاختبار مستقل بحساسيته وخصوصيته، أو على الأقل عن طريق إجراء تقدير تقريبي لاحتمال ما قبل الاختبار لكل حالة على حدة.

في هذه الحالات، لا يكون معدل الانتشار في المجموعة المرجعية دقيقًا تمامًا في تمثيل احتمالية ما قبل الاختبار للفرد، وبالتالي، فإن القيمة التنبؤية (سواء كانت إيجابية أو سلبية ) لا تكون دقيقة تمامًا في تمثيل احتمالية ما بعد الاختبار للفرد للإصابة بالحالة المستهدفة.

في هذه الحالات، يمكن تقدير احتمالية ما بعد الاختبار بدقة أكبر باستخدام نسبة الاحتمال للاختبار. تُحسب نسبة الاحتمال من حساسية الاختبار وخصوصيته ، وبالتالي فهي لا تعتمد على الانتشار في المجموعة المرجعية، ^{[ 2 ]} كما أنها لا تتغير بتغير احتمالية ما قبل الاختبار ، على عكس القيم التنبؤية الإيجابية أو السلبية (التي تتغير). كذلك، فإن صحة احتمالية ما بعد الاختبار المُحددة من نسبة الاحتمال لا تتأثر بانحياز العينة فيما يتعلق بالأفراد المصابين وغير المصابين بالحالة في عينة السكان، ويمكن إجراؤها كدراسة حالة-مراقبة تجمع بشكل منفصل الأفراد المصابين وغير المصابين بالحالة.

يتم تقدير احتمالية ما بعد الاختبار من احتمالية ما قبل الاختبار ونسبة الاحتمالية على النحو التالي: ^{[ 2 ]}

احتمالات ما قبل الاختبار = احتمال ما قبل الاختبار / (1 - احتمال ما قبل الاختبار)
احتمالات ما بعد الاختبار = احتمالات ما قبل الاختبار * نسبة الاحتمال

في المعادلة أعلاه، يتم حساب احتمالية الاختبار الإيجابي باستخدام نسبة الاحتمال الإيجابي ، ويتم حساب احتمالية الاختبار السلبي باستخدام نسبة الاحتمال السلبي .

احتمالية الاختبار اللاحق = احتمالات الاختبار اللاحق / (احتمالات الاختبار اللاحق + 1)

ويمكن أيضًا تقدير العلاقة بواسطة ما يسمى بمخطط فاجان (الموضح على اليمين) عن طريق رسم خط مستقيم من نقطة احتمالية الاختبار المسبق المعطاة إلى نسبة الاحتمالية المعطاة في مقاييسها، والتي بدورها تقدر احتمالية الاختبار اللاحق عند النقطة التي يتقاطع فيها هذا الخط المستقيم مع مقياسه.

ويمكن استخدام احتمال ما بعد الاختبار، بدوره، كاحتمال ما قبل الاختبار لاختبارات إضافية إذا استمر حسابه بنفس الطريقة. ^{[ 2 ]}

رسم بياني يوضح العلاقة بين احتمالات ما قبل الاختبار وما بعده، حيث يمثل المنحنى الأخضر (النصف العلوي الأيسر) نتيجة إيجابية، والمنحنى الأحمر (النصف السفلي الأيمن) نتيجة سلبية، وذلك في حالة حساسية ونوعية 90%، ما يُقابل نسبة احتمال إيجابية 9 ونسبة احتمال سلبية 0.111. يُمثل طول الأسهم الخضراء التغير في الاحتمال المطلق (وليس النسبي) عند نتيجة إيجابية، بينما تُمثل الأسهم الحمراء التغير في الاحتمال المطلق عند نتيجة سلبية. يتضح من طول الأسهم أنه عند انخفاض احتمالات ما قبل الاختبار، تُحدث النتيجة الإيجابية تغيرًا أكبر في الاحتمال المطلق مقارنةً بالنتيجة السلبية (وهي خاصية صحيحة عمومًا طالما أن النوعية ليست أعلى بكثير من الحساسية). وبالمثل، عند ارتفاع احتمالات ما قبل الاختبار، تُحدث النتيجة السلبية تغيرًا أكبر في الاحتمال المطلق مقارنةً بالنتيجة الإيجابية (وهي خاصية صحيحة عمومًا طالما أن الحساسية ليست أعلى بكثير من النوعية).
العلاقة بين احتمالات ما قبل الاختبار وما بعده لمختلف نسب الاحتمال الإيجابية (النصف العلوي الأيسر) ومختلف نسب الاحتمال السلبية (النصف السفلي الأيمن).

من الممكن حساب نسب الاحتمال للاختبارات ذات القيم المستمرة أو التي تحتوي على أكثر من نتيجتين، وهو ما يشبه حساب نسب الاحتمال للنتائج الثنائية. ولهذا الغرض، تُحسب نسبة احتمال منفصلة لكل مستوى من مستويات نتائج الاختبار، وتُسمى نسب الاحتمال الخاصة بالفترة أو الطبقة. ^{[ 4 ]}

مثال

خضع شخص لاختبار الدم الخفي في البراز (FOB) لتقدير احتمالية إصابته بسرطان الأمعاء، وجاءت النتيجة إيجابية (تم الكشف عن وجود دم في البراز). قبل الاختبار، كانت احتمالية إصابة هذا الشخص بسرطان الأمعاء، على سبيل المثال، 3% (0.03)، وهو ما يمكن تقديره من خلال تقييم التاريخ الطبي والفحص والاختبارات السابقة له.

تم تحديد حساسية ونوعية وما إلى ذلك لاختبار FOB باستخدام عينة سكانية مكونة من 203 أشخاص (بدون مثل هذه الوراثة)، وكانت النتائج على النحو التالي:

		مرضى سرطان الأمعاء (كما تم تأكيده بالتنظير الداخلي )
		إيجابي	سلبي
نتيجة اختبار فحص الدم الخفي في البراز	إيجابي	TP = 2	FP = 18	القيمة التنبؤية الإيجابية = TP / (TP + FP) = 2 / (2 + 18) = 2 / 20 = 10%
نتيجة اختبار فحص الدم الخفي في البراز	سلبي	FN = 1	TN = 182	القيمة التنبؤية السلبية = TN / (FN + TN) = 182 / (1 + 182) = 182 / 183 ≈ 99.5%
		انخفاض الحساسية = TP / (TP + FN) = 2 / (2 + 1) = 2 / 3 ≈ 66.67%	انخفاض الخصوصية = TN / (FP + TN) = 182 / (18 + 182) = 182 / 200 = 91%	↘ الدقة = (العدد الصحيح + العدد الصحيح) / المجموع = (2 + 182) / 203 = 184 / 203 = 90.64%

ومن هذا يمكن تحديد نسب الاحتمال للاختبار: ^{[ 2 ]}

نسبة الاحتمال الإيجابي = الحساسية / (1 - النوعية) = 66.67% / (1 - 91%) = 7.4
نسبة الاحتمال السلبي = (1 - الحساسية) / النوعية = (1 - 66.67%) / 91% = 0.37

احتمالية الاختبار المسبق (في هذا المثال) = 0.03
احتمالات ما قبل الاختبار = 0.03 / (1 - 0.03) = 0.0309
نسبة احتمالية الاختبار الإيجابي اللاحق = 0.0309 * 7.4 = 0.229
احتمالية النتيجة الإيجابية بعد الاختبار = 0.229 / (0.229 + 1) = 0.186 أو 18.6%

وبالتالي، فإن احتمال إصابة هذا الفرد بسرطان الأمعاء بعد الاختبار (أو "خطر ما بعد الاختبار") يبلغ 18.6٪.

تم حساب معدل الانتشار في عينة السكان على النحو التالي:

نسبة الانتشار = (2 + 1) / 203 = 0.0148 أو 1.48%

كان احتمال ما قبل الاختبار للفرد أكثر من ضعف احتمال عينة السكان، على الرغم من أن احتمال ما بعد الاختبار للفرد كان أقل من ضعف احتمال عينة السكان (والذي تم تقديره من خلال القيمة التنبؤية الإيجابية للاختبار بنسبة 10٪)، على عكس ما قد ينتج عن طريقة أقل دقة تتمثل ببساطة في ضرب المخاطر النسبية.

مصادر محددة لعدم الدقة

تشمل مصادر عدم الدقة المحددة عند استخدام نسبة الاحتمال لتحديد احتمالية ما بعد الاختبار التداخل مع المحددات أو الاختبارات السابقة أو تداخل أهداف الاختبار، كما هو موضح أدناه:

التداخل مع الاختبار

ينبغي التعامل بحذر مع احتمالية ما بعد الاختبار ، المُقدَّرة من احتمالية ما قبل الاختبار باستخدام نسبة الاحتمال ، لدى الأفراد الذين لديهم عوامل مُحدِّدة أخرى (مثل عوامل الخطر) تختلف عن عامة السكان، وكذلك لدى الأفراد الذين خضعوا لاختبارات سابقة، لأن هذه العوامل أو الاختبارات قد تؤثر على الاختبار نفسه بطرق غير متوقعة، مما يؤدي إلى نتائج غير دقيقة. فعلى سبيل المثال، فيما يتعلق بعامل خطر السمنة ، فإن تراكم الدهون في منطقة البطن قد يُصعِّب جسّ أعضاء البطن ويُقلِّل من دقة التصوير بالموجات فوق الصوتية للبطن ، وبالمثل، فإن بقايا مادة الباريوم من التصوير الشعاعي السابق قد تتداخل مع فحوصات البطن اللاحقة، ^{[ 5 ]} مما يُقلِّل من حساسية وخصوصية هذه الاختبارات اللاحقة. من ناحية أخرى، قد يُحسِّن تأثير التداخل من فعالية الاختبارات اللاحقة مقارنةً باستخدامها في المجموعة المرجعية، مثل سهولة إجراء بعض فحوصات البطن على الأشخاص ذوي الوزن المنخفض.

تداخل الاختبارات

علاوة على ذلك، تعتمد صحة الحسابات المستندة إلى أي احتمال قبل الاختبار، والمستمد بدوره من اختبار سابق، على عدم وجود تداخل كبير بين الاختبارين فيما يتعلق بالمعيار المستهدف قيد الاختبار، كما هو الحال في اختبارات الدم لمواد تنتمي إلى مسار أيضي مختل واحد . ومن الأمثلة على أقصى درجات هذا التداخل، تحديد حساسية ونوعية اختبار دم للكشف عن "المادة س"، وكذلك اختبار آخر للكشف عن "المادة ص". فإذا كانت "المادة س" و"المادة ص" في الواقع مادة واحدة، فإن إجراء اختبارين متتاليين لنفس المادة قد لا يكون له أي قيمة تشخيصية على الإطلاق، على الرغم من أن الحسابات قد تُظهر فرقًا. وعلى عكس التداخل المذكور أعلاه، فإن زيادة تداخل الاختبارات لا تؤدي إلا إلى تقليل فعاليتها. في المجال الطبي، تزداد صحة التشخيص من خلال الجمع بين اختبارات من طرائق مختلفة لتجنب التداخل الكبير، على سبيل المثال، عند الجمع بين اختبار الدم والخزعة والتصوير الشعاعي .

طرق التغلب على عدم الدقة

لتجنب مصادر عدم الدقة هذه عند استخدام نسب الاحتمال، تتمثل الطريقة المثلى في جمع مجموعة مرجعية كبيرة من الأفراد المتكافئين، وذلك لتحديد قيم تنبؤية منفصلة لاستخدام الاختبار مع هؤلاء الأفراد. مع ذلك، كلما زادت معرفتنا بالتاريخ الطبي للفرد، وفحصه البدني، واختباراته السابقة، وما إلى ذلك، كلما ازدادت خصائصه الفردية، وازدادت صعوبة إيجاد مجموعة مرجعية لتحديد قيم تنبؤية مُخصصة، مما يجعل تقدير احتمالية ما بعد الاختبار باستخدام القيم التنبؤية غير صالح.

هناك طريقة أخرى للتغلب على هذه الأخطاء وهي تقييم نتيجة الاختبار في سياق المعايير التشخيصية، كما هو موضح في القسم التالي.

حسب المخاطر النسبية

يمكن أحيانًا تقدير احتمالية ما بعد الاختبار بضرب احتمالية ما قبل الاختبار في المخاطر النسبية التي يوفرها الاختبار. في الممارسة السريرية، يُطبق هذا عادةً عند تقييم التاريخ الطبي للفرد، حيث يكون "الاختبار" عادةً سؤالًا (أو حتى افتراضًا) يتعلق بعوامل خطر مختلفة، مثل الجنس أو التدخين أو الوزن ، ولكنه قد يكون اختبارًا جوهريًا كوزن الفرد . عند استخدام المخاطر النسبية، ترتبط الاحتمالية الناتجة عادةً بتطور الحالة لدى الفرد على مدى فترة زمنية (على غرار معدل الإصابة في المجتمع)، بدلًا من كونها احتمالية إصابة الفرد بالحالة في الوقت الحاضر، ولكنها قد تكون تقديرًا غير مباشر لهذا الاحتمال.

يمكن استخدام نسبة المخاطر بشكل مشابه إلى حد ما للمخاطر النسبية .

أحد عوامل الخطر

لتحديد المخاطر النسبية، يتم تقسيم المخاطر في المجموعة المعرضة للخطر على المخاطر في المجموعة غير المعرضة للخطر.

إذا أُخذ عامل خطر واحد فقط في الاعتبار، يُمكن تقدير احتمالية ما بعد الاختبار بضرب الخطر النسبي في الخطر في المجموعة الضابطة. عادةً ما تُمثل المجموعة الضابطة السكان غير المُعرَّضين، ولكن إذا كانت نسبة السكان المُعرَّضين ضئيلة جدًا، فيُمكن غالبًا افتراض أن معدل الانتشار في عموم السكان يُساوي معدل الانتشار في المجموعة الضابطة. في مثل هذه الحالات، يُمكن تقدير احتمالية ما بعد الاختبار بضرب الخطر النسبي في الخطر في عموم السكان.

على سبيل المثال، يُقدّر معدل الإصابة بسرطان الثدي لدى النساء في المملكة المتحدة بين سن 55 و59 عامًا بنحو 280 حالة لكل 100,000 امرأة سنويًا، ^{[ 6 ]} ويُشكل التعرض لجرعات عالية من الإشعاع المؤين في منطقة الصدر (كعلاجات لأنواع أخرى من السرطان، على سبيل المثال) عامل خطر يزيد من احتمالية الإصابة بسرطان الثدي بنسبة تتراوح بين 2.1 و4.0، ^[⁷^] مقارنةً بالنساء غير المعرضات. ونظرًا لانخفاض نسبة السكان المعرضين، يُمكن افتراض أن معدل انتشار المرض بين غير المعرضين مساوي لمعدل انتشاره بين عامة السكان. وبناءً على ذلك، يُمكن تقدير أن المرأة في المملكة المتحدة التي تتراوح أعمارها بين 55 و59 عامًا والتي تعرضت لجرعات عالية من الإشعاع المؤين، يُحتمل أن يكون لديها خطر الإصابة بسرطان الثدي خلال عام واحد يتراوح بين 588 و1.120 لكل 100,000 امرأة (أي ما بين 0.6% و1.1%).

عوامل خطر متعددة

نظريًا، يمكن تقدير إجمالي المخاطر في وجود عوامل خطر متعددة بضربها في كل خطر نسبي، إلا أن هذه الطريقة أقل دقة بكثير من استخدام نسب الاحتمال، وعادةً ما تُستخدم فقط لسهولة تطبيقها عند توفر المخاطر النسبية فقط، مقارنةً، على سبيل المثال، بتحويل البيانات المصدرية إلى حساسية ونوعية ثم حسابها باستخدام نسب الاحتمال. وبالمثل، غالبًا ما تُستخدم المخاطر النسبية بدلًا من نسب الاحتمال في الدراسات المنشورة لأن الأولى أكثر سهولة في الفهم. تشمل مصادر عدم دقة ضرب المخاطر النسبية ما يلي:

تتأثر المخاطر النسبية بانتشار الحالة في المجموعة المرجعية (على عكس نسب الاحتمال التي لا تتأثر)، وينتج عن ذلك أن صحة احتمالات ما بعد الاختبار تتضاءل مع ازدياد الفرق بين الانتشار في المجموعة المرجعية واحتمالية ما قبل الاختبار لأي فرد. أي عامل خطر معروف أو اختبار سابق للفرد يُحدث هذا الفرق في أغلب الأحيان، مما يقلل من صحة استخدام المخاطر النسبية في تقدير التأثير الكلي لعوامل الخطر المتعددة أو الاختبارات. لا يأخذ معظم الأطباء هذه الاختلافات في الانتشار في الحسبان عند تفسير نتائج الاختبارات، مما قد يتسبب في إجراء اختبارات غير ضرورية وأخطاء تشخيصية. ^{[ 8 ]}
من مصادر عدم الدقة الأخرى لضرب عدة مخاطر نسبية، مع الأخذ في الاعتبار الاختبارات الإيجابية فقط، هو ميلها إلى المبالغة في تقدير إجمالي المخاطر مقارنةً باستخدام نسب الاحتمال. يُعزى هذا التقدير المبالغ فيه إلى عدم قدرة الطريقة على التعويض عن حقيقة أن إجمالي المخاطر لا يمكن أن يتجاوز 100%. تكون هذه المبالغة ضئيلة نسبيًا للمخاطر المنخفضة، لكنها تزداد مع ارتفاع القيم. على سبيل المثال، يُقدّر خطر الإصابة بسرطان الثدي لدى النساء في المملكة المتحدة قبل سن الأربعين بنسبة 2%. ^{[ 9 ]} كما أشارت دراسات أُجريت على اليهود الأشكناز إلى أن الطفرة في جين BRCA1 تزيد من خطر الإصابة بسرطان الثدي لدى النساء دون سن الأربعين بنسبة 21.6، وأن الطفرة في جين BRCA2 تزيد من هذا الخطر بنسبة 3.3. ^{[ 10 ]} بناءً على هذه البيانات، يُمكن تقدير أن المرأة الحاملة لطفرة BRCA1 ستكون مُعرّضة لخطر الإصابة بسرطان الثدي بنسبة 40% تقريبًا قبل سن الأربعين، بينما ستكون المرأة الحاملة لطفرة BRCA2 مُعرّضة لخطر بنسبة 6% تقريبًا. مع ذلك، في الحالة النادرة المتمثلة في وجود طفرة في كلٍ من BRCA1 وBRCA2، فإن ضرب هذه النسب في المخاطر النسبية لكليهما سيؤدي إلى خطر يزيد عن 140% للإصابة بسرطان الثدي قبل سن الأربعين، وهو ما لا يُمكن أن يكون دقيقًا في الواقع.

يمكن تعويض أثر المبالغة في التقدير (المذكور لاحقًا) بتحويل المخاطر إلى احتمالات، والمخاطر النسبية إلى نسب احتمالات . مع ذلك، لا يُعوض هذا أثر أي اختلاف بين احتمالية الإصابة قبل الاختبار لدى الفرد وانتشار المرض في المجموعة المرجعية (المذكور سابقًا).

تتمثل إحدى طرق التعويض عن مصدري عدم الدقة المذكورين أعلاه في تحديد المخاطر النسبية باستخدام تحليل الانحدار متعدد المتغيرات . ومع ذلك، وللحفاظ على صحة هذه الطريقة، يجب ضرب المخاطر النسبية المحددة بجميع عوامل الخطر الأخرى في تحليل الانحدار نفسه، دون إضافة أي عوامل أخرى خارج نطاق تحليل الانحدار.

بالإضافة إلى ذلك، ينطوي ضرب المخاطر النسبية المتعددة على نفس خطر إغفال التداخلات المهمة بين عوامل الخطر المشمولة، على غرار استخدام نسب الاحتمال. كما يمكن لعوامل الخطر المختلفة أن تتآزر ، بحيث يكون مجموع المخاطر النسبية لعاملين، لكل منهما خطر نسبي قدره 2، 6 عند وجودهما معًا، أو قد يُثبّط أحدهما الآخر، على نحو مشابه للتداخل الموصوف عند استخدام نسب الاحتمال.

وفقًا لمعايير التشخيص وقواعد التنبؤ السريري

توجد معايير تشخيصية و/أو قواعد تنبؤ سريرية معتمدة لمعظم الأمراض الرئيسية . ويتضمن وضع هذه المعايير أو القواعد تقييمًا شاملًا للعديد من الاختبارات التي تُعتبر مهمة في تقدير احتمالية الإصابة بحالة معينة، ويشمل ذلك أحيانًا كيفية تقسيمها إلى مجموعات فرعية، وتحديد وقت وكيفية علاجها. وقد يشمل هذا التقييم استخدام القيم التنبؤية، ونسب الاحتمال، والمخاطر النسبية.

على سبيل المثال، تُعرّف معايير الكلية الأمريكية لأمراض الروماتيزم (ACR) لمرض الذئبة الحمراء الجهازية التشخيصَ بوجود أربعة على الأقل من أصل أحد عشر مؤشرًا، يُمكن اعتبار كل منها قيمةً مستهدفةً لاختبارٍ ما، مع مراعاة حساسيته ونوعيته. في هذه الحالة، جرى تقييم الاختبارات لهذه المؤشرات المستهدفة عند استخدامها مجتمعةً، مع الأخذ في الاعتبار، على سبيل المثال، التداخل بينها وتداخل المؤشرات المستهدفة، وذلك لتجنب الأخطاء التي قد تنشأ عند محاولة حساب احتمالية الإصابة بالمرض باستخدام نسب الاحتمالية للاختبارات الفردية. لذلك، إذا وُضعت معايير تشخيصية لحالةٍ ما، فمن الأنسب عمومًا تفسير أي احتمالية بعد الاختبار لتلك الحالة في سياق هذه المعايير.

كما توجد أدوات لتقييم المخاطر لتقدير المخاطر المشتركة لعدة عوامل خطر، مثل الأداة الإلكترونية.من دراسة فرامنغهام للقلب لتقدير مخاطر الإصابة بأمراض القلب التاجية باستخدام عوامل خطر متعددة، بما في ذلك العمر والجنس ودهون الدم وضغط الدم والتدخين، وهو أكثر دقة بكثير من ضرب المخاطر النسبية الفردية لكل عامل خطر.

ومع ذلك، قد يقدر الطبيب الخبير احتمالية ما بعد الاختبار (والإجراءات التي يحفزها) من خلال اعتبار واسع يشمل المعايير والقواعد بالإضافة إلى الطرق الأخرى الموصوفة سابقًا، بما في ذلك عوامل الخطر الفردية وأداء الاختبارات التي تم إجراؤها.

الاستخدام السريري لاحتمالات ما قبل الاختبار وما بعده

يُعدّ الفرق المطلق (وليس النسبي، وليس السالب) بين احتمالية ما قبل الاختبار وما بعده، والذي يُحسب على النحو التالي، معيارًا مفيدًا سريريًا:

الفرق المطلق = | (احتمالية ما قبل الاختبار) - (احتمالية ما بعد الاختبار) |

يُعدّ عامل قوة الاختبار نفسه، والذي يمكن وصفه، على سبيل المثال، بالحساسية والنوعية أو نسبة الاحتمال، عاملاً رئيسياً في هذا الاختلاف المطلق. كما يُعدّ احتمال ما قبل الاختبار عاملاً آخر، حيث يؤدي انخفاض هذا الاحتمال إلى انخفاض الاختلاف المطلق، ما يعني أن حتى الاختبارات ذات القوة العالية تُحقق اختلافاً مطلقاً ضئيلاً في الحالات النادرة جداً لدى الفرد (مثل الأمراض النادرة في غياب أي علامة أخرى دالة)، ولكن من جهة أخرى، قد تُحدث الاختبارات ذات القوة المنخفضة فرقاً كبيراً في الحالات المشتبه بها بشدة.

قد يلزم أيضًا النظر في الاحتمالات بهذا المعنى في سياق الظروف التي لا تمثل أهدافًا أساسية للاختبار، مثل الاحتمالات النسبية للملف الشخصي في إجراء التشخيص التفريقي .

يمكن ربط الفرق المطلق بالفائدة التي يحققها الفحص الطبي للفرد ، والتي يمكن تقديرها تقريبًا على النحو التالي:

$b_{n}=\Delta p\times r_{i}\times (b_{i}-h_{i})-h_{t}$ ، أين:

b _n هي الفائدة الصافية لإجراء فحص طبي
Λp هو الفرق المطلق بين احتمالية ما قبل الاختبار وما بعده للحالات (مثل الأمراض) التي من المتوقع أن يحققها الاختبار.
يمثل r _i معدل مقدار الاختلافات الاحتمالية التي من المتوقع أن تؤدي إلى تغييرات في التدخلات (مثل التغيير من "عدم العلاج" إلى "إعطاء علاج طبي بجرعة منخفضة").
b _i هي فائدة التغييرات في التدخلات للفرد
يُقصد بـ h _i الضرر الناجم عن التغييرات في التدخلات بالنسبة للفرد، مثل الآثار الجانبية للعلاج الطبي
إن الضرر الناجم عن الاختبار _نفسه

في هذه الصيغة، يختلف مفهوم الفائدة أو الضرر اختلافًا كبيرًا باختلاف القيم الشخصية والثقافية ، ولكن لا يزال بالإمكان استخلاص استنتاجات عامة. على سبيل المثال، إذا كان التأثير المتوقع الوحيد لفحص طبي هو زيادة احتمالية الإصابة بمرض ما عن غيره، ولكن كلا المرضين لهما نفس العلاج (أو لا يمكن علاج أي منهما)، فإن r _i = 0، وبالتالي يكون الفحص عديم الفائدة عمليًا للفرد.

تشمل العوامل الإضافية التي تؤثر على قرار إجراء الفحص الطبي من عدمه ما يلي: تكلفة الفحص، وتوافر فحوصات إضافية، واحتمالية تداخله مع الفحوصات اللاحقة (مثل جس البطن الذي قد يحفز حركة الأمعاء التي تتداخل أصواتها مع فحص البطن بالسماعة )، والوقت المستغرق لإجراء الفحص، أو غيرها من الجوانب العملية أو الإدارية. كذلك، حتى وإن لم يكن الفحص مفيدًا للشخص الخاضع له، فقد تكون نتائجه مفيدة في إعداد الإحصاءات بهدف تحسين الرعاية الصحية للآخرين.

الذاتية

إن احتمالات ما قبل الاختبار وما بعده ذاتية وتستند إلى حقيقة أن الفرد في الواقع إما أن يكون مصابًا بالحالة أو لا (مع كون الاحتمال دائمًا 100٪)، لذلك يمكن اعتبار احتمالات ما قبل الاختبار وما بعده للأفراد بمثابة ظواهر نفسية في أذهان أولئك المشاركين في التشخيص المطروح .

انظر أيضاً

تفسير الاختبارات التشخيصية ، بما في ذلك المصادر العامة لعدم الدقة وعدم الوضوح

مراجع

↑ دورة تدريبية عبر الإنترنت حول الممارسة القائمة على الأدلة، من إعداد مارك إيبيل. كلية الصحة العامة، جامعة جورجيا. تم الاطلاع عليها في أغسطس 2011.
١ ٢ ٣ ٤ نسب الاحتمالية. مؤرشفة بتاريخ ٢٢ ديسمبر ٢٠١٠ في أرشيف الإنترنت (Wayback Machine )، من مركز الطب المبني على البراهين (CEBM). آخر تعديل للصفحة: ١ فبراير ٢٠٠٩. عند استخدامها في الأمثلة، تُؤخذ الصيغ العامة من المرجع، بينما تختلف أرقام الأمثلة.
↑ تم استخلاص المعايير من الصورة في: Zhang W, Doherty M, Pascual E, et al. (أكتوبر 2006). "توصيات الرابطة الأوروبية لمكافحة الروماتيزم (EULAR) القائمة على الأدلة لعلاج النقرس. الجزء الأول: التشخيص. تقرير فرقة عمل تابعة للجنة الدائمة للدراسات السريرية الدولية بما في ذلك العلاجات (ESCISIT)" . حوليات أمراض الروماتيزم. 65 ( 10): 1301-1311 . doi : 10.1136/ard.2006.055251 . PMC 1798330. PMID 16707533 .
↑ براون، دكتور في الطب، وريفز، إم جيه (2003). "طب الطوارئ القائم على الأدلة/مهارات الرعاية الطارئة القائمة على الأدلة. نسب احتمالية الفترات: ميزة أخرى للطبيب المُشخِّص القائم على الأدلة" . حوليات طب الطوارئ . 42 (2): 292-297 . doi : 10.1067/mem.2003.274 . PMID 12883521 .
↑ الصفحة 750 (الفصل 10) في: دانينغ، مارشال بارنيت؛ فيشباخ، فرانسيس تالاسكا (2009). دليل الاختبارات المعملية والتشخيصية [مصدر إلكتروني] . فيلادلفيا: وولترز كلوير هيلث/ليبنكوت ويليامز وويلكنز. ISBN 978-0-7817-7194-8.
↑ رسم بياني من برنامج إكسل للشكل 1.1: سرطان الثدي (C50)، متوسط عدد الحالات الجديدة سنويًا ومعدلات الإصابة حسب الفئة العمرية، المملكة المتحدة، 2006-2008، ضمن إحصاءات الإصابة بسرطان الثدي في المملكة المتحدة . مؤرشف بتاريخ 14 مايو 2012 في أرشيف الإنترنت (Wayback Machine) التابع لمؤسسة أبحاث السرطان في المملكة المتحدة. تم تحديث هذا القسم بتاريخ 18 يوليو 2011.
↑ جمعية السرطان الأمريكية (2005). "حقائق وأرقام عن سرطان الثدي 2005-2006" (ملف PDF) . مؤرشف من الأصل (ملف PDF) بتاريخ 13 يونيو 2007. تم الاطلاع عليه بتاريخ 26 أبريل 2007 .
↑ أغوريتساس، ت.؛ كورفوازيه، د.س.؛ كومبسكوير، س.؛ ديوم، م.؛ بيرنيجر، ت.ف. (2010). "هل يهم معدل الانتشار الأطباء في تقدير احتمالية الإصابة بالمرض بعد الاختبار؟ دراسة عشوائية" . مجلة الطب الباطني العام . 26 (4): 373-378 . doi : 10.1007/s11606-010-1540-5 . PMC 3055966. PMID 21053091 .
↑ 2% معطاة من معدل الإصابة التراكمي 2.075 حالة لكل 100.000 في الإناث الأصغر سنا حتى سن 39، من مرجع أبحاث السرطان في المملكة المتحدة أعلاه.
↑ ساتاجوبان، جيه إم؛ أوفيت، كيه؛ فولكس، دبليو؛ روبسون، إم إي؛ واكولدر، إس؛ إنج، سي إم؛ كارب، إس إي؛ بيج، سي بي (2001). "مخاطر الإصابة بسرطان الثدي مدى الحياة لدى اليهود الأشكناز حاملي طفرات BRCA1 وBRCA2". علم الأوبئة السرطانية، المؤشرات الحيوية والوقاية . 10 (5): 467-473 . PMID 11352856 .

[ebell-1] دورة تدريبية عبر الإنترنت حول الممارسة القائمة على الأدلة، من إعداد مارك إيبيل. كلية الصحة العامة، جامعة جورجيا. تم الاطلاع عليها في أغسطس 2011.

[cebm-2] ١ ٢ ٣ ٤ نسب الاحتمالية. مؤرشفة بتاريخ ٢٢ ديسمبر ٢٠١٠ في أرشيف الإنترنت (Wayback Machine )، من مركز الطب المبني على البراهين (CEBM). آخر تعديل للصفحة: ١ فبراير ٢٠٠٩. عند استخدامها في الأمثلة، تُؤخذ الصيغ العامة من المرجع، بينما تختلف أرقام الأمثلة.

[3] تم استخلاص المعايير من الصورة في: Zhang W, Doherty M, Pascual E, et al. (أكتوبر 2006). "توصيات الرابطة الأوروبية لمكافحة الروماتيزم (EULAR) القائمة على الأدلة لعلاج النقرس. الجزء الأول: التشخيص. تقرير فرقة عمل تابعة للجنة الدائمة للدراسات السريرية الدولية بما في ذلك العلاجات (ESCISIT)" . حوليات أمراض الروماتيزم. 65 ( 10): 1301-1311 . doi : 10.1136/ard.2006.055251 . PMC 1798330. PMID 16707533 .

[4] براون، دكتور في الطب، وريفز، إم جيه (2003). "طب الطوارئ القائم على الأدلة/مهارات الرعاية الطارئة القائمة على الأدلة. نسب احتمالية الفترات: ميزة أخرى للطبيب المُشخِّص القائم على الأدلة" . حوليات طب الطوارئ . 42 (2): 292-297 . doi : 10.1067/mem.2003.274 . PMID 12883521 .

[5] الصفحة 750 (الفصل 10) في: دانينغ، مارشال بارنيت؛ فيشباخ، فرانسيس تالاسكا (2009). دليل الاختبارات المعملية والتشخيصية [مصدر إلكتروني] . فيلادلفيا: وولترز كلوير هيلث/ليبنكوت ويليامز وويلكنز. ISBN 978-0-7817-7194-8.

[cancerresearchuk-6] رسم بياني من برنامج إكسل للشكل 1.1: سرطان الثدي (C50)، متوسط عدد الحالات الجديدة سنويًا ومعدلات الإصابة حسب الفئة العمرية، المملكة المتحدة، 2006-2008، ضمن إحصاءات الإصابة بسرطان الثدي في المملكة المتحدة . مؤرشف بتاريخ 14 مايو 2012 في أرشيف الإنترنت (Wayback Machine) التابع لمؤسسة أبحاث السرطان في المملكة المتحدة. تم تحديث هذا القسم بتاريخ 18 يوليو 2011.

[acs_bc_facts_2005-6-7] جمعية السرطان الأمريكية (2005). "حقائق وأرقام عن سرطان الثدي 2005-2006" (ملف PDF) . مؤرشف من الأصل (ملف PDF) بتاريخ 13 يونيو 2007. تم الاطلاع عليه بتاريخ 26 أبريل 2007 .

[8] أغوريتساس، ت.؛ كورفوازيه، د.س.؛ كومبسكوير، س.؛ ديوم، م.؛ بيرنيجر، ت.ف. (2010). "هل يهم معدل الانتشار الأطباء في تقدير احتمالية الإصابة بالمرض بعد الاختبار؟ دراسة عشوائية" . مجلة الطب الباطني العام . 26 (4): 373-378 . doi : 10.1007/s11606-010-1540-5 . PMC 3055966. PMID 21053091 .

[9] 2% معطاة من معدل الإصابة التراكمي 2.075 حالة لكل 100.000 في الإناث الأصغر سنا حتى سن 39، من مرجع أبحاث السرطان في المملكة المتحدة أعلاه.

[10] ساتاجوبان، جيه إم؛ أوفيت، كيه؛ فولكس، دبليو؛ روبسون، إم إي؛ واكولدر، إس؛ إنج، سي إم؛ كارب، إس إي؛ بيج، سي بي (2001). "مخاطر الإصابة بسرطان الثدي مدى الحياة لدى اليهود الأشكناز حاملي طفرات BRCA1 وBRCA2". علم الأوبئة السرطانية، المؤشرات الحيوية والوقاية . 10 (5): 467-473 . PMID 11352856 .

[1]

[ 2 ]

[ 3 ]

[ 4 ]

[ 5 ]

[ 6 ]

[

[ 8 ]

[ 9 ]

[ 10 ]

اللغة	العربية (RTL)
روابط موسوعية	30 رابطاً
المصدر الأصلي	ويكيبيديا ↗