المخاطر النسبية

يوضح الشكل مجموعتين: إحداهما تعرضت للعلاج، والأخرى لم تتعرض له. المجموعة التي تعرضت للعلاج لديها خطر أقل لحدوث نتائج سلبية، حيث RR = 4/8 = 0.5.
المجموعة المعرضة للعلاج (يسار) لديها نصف خطر (RR = [4/16]/[8/16] = 0.5) حدوث نتيجة سلبية (داكنة) مقارنة بالمجموعة غير المعرضة (يمين).

الخطر النسبي (RR) أو نسبة الخطر هو نسبة احتمال حدوث نتيجة معينة في مجموعة معرضة إلى احتمال حدوثها في مجموعة غير معرضة. إلى جانب فرق الخطر ونسبة الأرجحية ، يقيس الخطر النسبي العلاقة بين التعرض والنتيجة. [ 1 ]

الاستخدام الإحصائي والمعنى

يُستخدم الخطر النسبي في الغالب في التحليل الإحصائي لبيانات الدراسات البيئية ، ودراسات الأتراب ، والدراسات الطبية، ودراسات التدخل، لتقدير قوة الارتباط بين التعرضات (العلاجات أو عوامل الخطر) والنتائج. [ 2 ] رياضياً، هو معدل حدوث النتيجة في المجموعة المعرضة.أناهـ{\displaystyle I_{e}}، مقسومة على معدل المجموعة غير المعرضة،أناu{\displaystyle I_{u}}[ 3 ] على هذا النحو ، يتم استخدامه لمقارنة خطر حدوث نتيجة سلبية عند تلقي علاج طبي مقابل عدم تلقي العلاج (أو العلاج الوهمي)، أو بالنسبة لعوامل الخطر البيئية.

على سبيل المثال، في دراسة بحثت تأثير دواء أبيكسابان على حدوث الجلطات الدموية، أصيب 8.8% من المرضى الذين عولجوا بدواء وهمي بالمرض، بينما أصيب 1.7% فقط من المرضى الذين عولجوا بالدواء، وبالتالي فإن الخطر النسبي هو 0.19 (1.7/8.8): أي أن المرضى الذين تلقوا أبيكسابان كانوا أقل عرضة للإصابة بالمرض بنسبة 19% مقارنةً بالمرضى الذين تلقوا الدواء الوهمي. [ 4 ] في هذه الحالة، يُعد أبيكسابان عاملًا وقائيًا وليس عامل خطر ، لأنه يقلل من خطر الإصابة بالمرض.

بافتراض وجود تأثير سببي بين التعرض والنتيجة، يمكن تفسير قيم المخاطر النسبية على النحو التالي: [ 2 ]

  • RR = 1 يعني أن التعرض لا يؤثر على النتيجة
  • يشير RR <  1 إلى أن خطر حدوث النتيجة ينخفض ​​بسبب التعرض، وهو ما يعتبر " عاملاً وقائياً ".
  • RR >  1 يعني أن خطر حدوث النتيجة يزداد بسبب التعرض، وهو ما يعتبر " عامل خطر ".

وكما هو الحال دائمًا، لا يعني الارتباط بالضرورة السببية ؛ فقد تكون السببية معكوسة، أو قد يكون كلاهما ناتجًا عن متغير مُربك مشترك . على سبيل المثال، يكون الخطر النسبي للإصابة بالسرطان في المستشفى مقارنةً بالمنزل أكبر من 1، وذلك لأن الإصابة بالسرطان تدفع الناس إلى الذهاب إلى المستشفى.

الاستخدام في إعداد التقارير

يُستخدم الخطر النسبي عادةً لعرض نتائج التجارب المعشاة ذات الشواهد. [ 5 ] وقد يُشكل هذا إشكاليةً إذا عُرض الخطر النسبي دون المقاييس المطلقة، مثل الخطر المطلق أو فرق الخطر. [ 6 ] ففي الحالات التي يكون فيها معدل حدوث النتيجة منخفضًا، قد لا تُترجم القيم الكبيرة أو الصغيرة للخطر النسبي إلى تأثيرات ذات دلالة إحصائية، وقد تُبالغ الدراسات في تقدير أهمية هذه التأثيرات على الصحة العامة. وبالمثل، في الحالات التي يكون فيها معدل حدوث النتيجة مرتفعًا، قد تُؤدي قيم الخطر النسبي القريبة من 1 إلى تأثير ذي دلالة إحصائية، وقد تُقلل الدراسات من شأن هذه التأثيرات. لذا، يُوصى بعرض كلٍ من المقاييس المطلقة والنسبية. [ 7 ]

الاستدلال

يمكن تقدير المخاطر النسبية من خلال جدول طوارئ 2×2 :

 مجموعة
التدخل (I)التحكم (ج)
الأحداث (هـ)أيعلامة CE
الأحداث غير المصاحبة (N)فيسي إن

التقدير النقطي للمخاطر النسبية هو

RR=أناهـ/(أناهـ+أناشمال)جهـ/(جهـ+جشمال)=أناهـ(جهـ+جشمال)جهـ(أناهـ+أناشمال).{\displaystyle RR={\frac {IE/(IE+IN)}{CE/(CE+CN)}}={\frac {IE(CE+CN)}{CE(IE+IN)}}.}

التوزيع الاحتمالي لـسجل(RR){\displaystyle \log(RR)}أقرب إلى التوزيع الطبيعي من توزيع RR، [ 8 ] مع الخطأ المعياري

Sهـ(سجل(RR))=أناشمالأناهـ(أناهـ+أناشمال)+جشمالجهـ(جهـ+جشمال).{\displaystyle SE(\log(RR))={\sqrt {{\frac {IN}{IE(IE+IN)}}+{\frac {CN}{CE(CE+CN)}}}}.}

ال1-α{\displaystyle 1-\alpha }فترة الثقة لـسجل(RR){\displaystyle \log(RR)}ثم

جأنا1-α(سجل(RR))=سجل(RR)±Sهـ(سجل(RR))×zα،{\displaystyle CI_{1-\alpha }(\log(RR))=\log(RR)\pm SE(\log(RR))\times z_{\alpha },}

أينzα{\displaystyle z_{\alpha }}يمثل هذا المعيار الدرجة القياسية لمستوى الدلالة المختار . [ 9 ] [ 10 ] ولإيجاد فاصل الثقة حول نسبة المخاطر نفسها، يمكن رفع حدي فاصل الثقة المذكور أعلاه إلى أس . [ 9 ]

في نماذج الانحدار ، يُدرج التعرض عادةً كمتغير مؤشر إلى جانب عوامل أخرى قد تؤثر على المخاطر. ويتم الإبلاغ عن المخاطر النسبية عادةً على أنها محسوبة لمتوسط ​​قيم العينة للمتغيرات التفسيرية .

مقارنة بنسبة الاحتمالات

نسبة المخاطر مقابل نسبة الاحتمالات

يختلف الخطر النسبي عن نسبة الأرجحية ، مع أن نسبة الأرجحية تقترب تقاربًا من الخطر النسبي عند احتمالات النتائج الصغيرة. إذا كان IE أصغر بكثير من IN ، فإن IE/(IE  +  IN){\displaystyle \scriptstyle \approx }IE/IN. وبالمثل، إذا كانت CE أصغر بكثير من CN، فإن CE/(CN + CE){\displaystyle \scriptstyle \approx }CE/CN. وبالتالي، في ظل افتراض المرض النادر

RR=أناهـ(جهـ+جشمال)جهـ(أناهـ+أناشمال)أناهـجشمالجهـأناشمال=ياR.{\displaystyle RR={\frac {IE(CE+CN)}{CE(IE+IN)}}\approx {\frac {IE\cdot CN}{CE\cdot IN}}=OR.}

في الممارسة العملية ، تُستخدم نسبة الأرجحية بشكل شائع في دراسات الحالات والشواهد ، حيث لا يمكن تقدير المخاطر النسبية. [ 1 ]

في الواقع، يُستخدم مُعامل نسبة الأرجحية بشكلٍ أكثر شيوعًا في الإحصاء، نظرًا لأن الانحدار اللوجستي ، المرتبط غالبًا بالتجارب السريرية ، يعتمد على لوغاريتم نسبة الأرجحية، وليس على المخاطر النسبية. ولأن اللوغاريتم الطبيعي لنسبة الأرجحية يُقدّر كدالة خطية للمتغيرات التفسيرية، فإن نسبة الأرجحية المُقدّرة للأشخاص الذين يبلغون من العمر 70 عامًا والأشخاص الذين يبلغون من العمر 60 عامًا والمرتبطة بنوع العلاج ستكون متطابقة في نماذج الانحدار اللوجستي حيث ترتبط النتيجة بالدواء والعمر، على الرغم من أن المخاطر النسبية قد تختلف اختلافًا كبيرًا.

بما أن المخاطر النسبية تُعدّ مقياسًا أكثر وضوحًا للفعالية، فإن التمييز بينهما مهم، لا سيما في حالات الاحتمالات المتوسطة إلى العالية. فإذا كان الإجراء (أ) يحمل خطرًا بنسبة 99.9%، والإجراء (ب) يحمل خطرًا بنسبة 99.0%، فإن المخاطر النسبية تزيد قليلًا عن 1، بينما احتمالات نجاح الإجراء (أ) تزيد بأكثر من 10 أضعاف عن احتمالات نجاح الإجراء (ب).

في النمذجة الإحصائية، تُفسَّر أساليب مثل انحدار بواسون (لحساب عدد الأحداث لكل وحدة تعرض) على أنها مخاطر نسبية: إذ يكون التأثير المُقدَّر للمتغير التفسيري مُضاعفًا للمعدل، وبالتالي يُؤدي إلى مخاطر نسبية. أما الانحدار اللوجستي (للنتائج الثنائية، أو عدد حالات النجاح من بين عدد من المحاولات) فيجب تفسيره من حيث نسبة الأرجحية: إذ يكون تأثير المتغير التفسيري مُضاعفًا للأرجحية، وبالتالي يُؤدي إلى نسبة الأرجحية.

التفسير البايزي

يمكننا أن نفترض مرضًا تم رصده بواسطةد{\displaystyle D}ولم يُلاحظ أي مرض من قبل¬د{\displaystyle \neg D}، تم رصد التعرض بواسطةهـ{\displaystyle E}ولم يُلاحظ أي تعرض من قبل¬هـ{\displaystyle \neg E}يمكن كتابة المخاطر النسبية على النحو التالي:

RR=P(د|هـ)P(د|¬هـ)=P(هـ|د)/P(¬هـ|د)P(هـ)/P(¬هـ).{\displaystyle RR={\frac {P(D\mid E)}{P(D\mid \neg E)}}={\frac {P(E\mid D)/P(\neg E\mid D)}{P(E)/P(\neg E)}}.}

بهذه الطريقة، يمكن تفسير المخاطر النسبية من منظور بايزي على أنها النسبة اللاحقة للتعرض (أي بعد رؤية المرض) مقسومة على النسبة السابقة للتعرض. [ 11 ] إذا كانت النسبة اللاحقة للتعرض مماثلة للنسبة السابقة، فإن التأثير يقارب 1، مما يشير إلى عدم وجود ارتباط بالمرض، لأنه لم يغير من تصورات التعرض. أما إذا كانت النسبة اللاحقة للتعرض أصغر أو أكبر من النسبة السابقة، فإن المرض قد غيّر من نظرة الناس إلى خطر التعرض، ومقدار هذا التغيير هو المخاطر النسبية.

مثال عددي

مثال على الحد من المخاطر
كميةالمجموعة التجريبية (E)المجموعة الضابطة (ج)المجموع
الأحداث (هـ)EE = 15CE = 100115
الأحداث غير المصاحبة (N)EN = 135CN = 150285
إجمالي عدد المشاركين (S)ES = EE + EN = 150CS = CE + CN = 250400
معدل حدوث الأحداث (ER)EER = EE / ES = 0.1، أو 10%CER = CE / CS = 0.4، أو 40%
عاملاختصارصيغةقيمة
تقليل المخاطر المطلقARRCER EER0.3، أو 30%
عدد المرضى المطلوب علاجهمNNT1 / ( CER EER )3.33
المخاطر النسبية (نسبة المخاطر)RREER / CER0.25
انخفاض المخاطر النسبيةRRR( CER EER ) / CER ، أو 1 RR0.75، أو 75%
نسبة يمكن الوقاية منها بين غير المعرضينPF u( CER EER ) / CER0.75
نسبة الاحتمالاتأو( EE / EN ) / ( CE / CN )0.167

انظر أيضاً

مراجع

  1. 1 2 سيستروم سي إل، غارفان سي دبليو (يناير 2004). "النسب، الاحتمالات، والمخاطر". علم الأشعة . 230 (1): 12-9 . doi : 10.1148/radiol.2301031028 . PMID 14695382 . 
  2. 1 2 كارنيرو، إيلونا. (2011). مقدمة في علم الأوبئة . هوارد، ناتاشا. ( الطبعة الثانية). ميدنهيد، بيركشاير: مطبعة الجامعة المفتوحة. ص 27. ISBN   978-0-335-24462-1. OCLC 773348873 . 
  3. بروس، نايجل، 1955- (29 نوفمبر 2017). الأساليب الكمية لبحوث الصحة : ​​دليل عملي تفاعلي لعلم الأوبئة والإحصاء . بوب، دانيال، 1969-، ستانيستريت، ديبي، 1963- ( الطبعة الثانية). هوبوكين، نيوجيرسي. ص 199. ISBN    978-1-118-66526-8. OCLC 992438133 . {{cite book}}: صيانة CS1: موقع الناشر مفقود ( رابط ) صيانة CS1: أسماء متعددة: قائمة المؤلفين ( رابط ) صيانة CS1: أسماء رقمية: قائمة المؤلفين ( رابط )
  4. موتولسكي، هارفي (2018). الإحصاء الحيوي البديهي : دليل غير رياضي للتفكير الإحصائي ( الطبعة الرابعة). نيويورك. ص 266. ISBN    978-0-19-064356-0. OCLC 1006531983 . {{cite book}}: CS1 maint: موقع الناشر مفقود ( رابط )
  5. ناكاياما تي، زمان إم إم، تاناكا إتش (أبريل 1998). "الإبلاغ عن المخاطر المنسوبة والنسبية، 1966-1997". لانسيت . 351 (9110): 1179. doi : 10.1016/s0140-6736(05)79123-6 . PMID 9643696. S2CID 28195147 .  
  6. نوردزيج إم، فان دييبن إم، كاسكي إف سي، ياغر كيه جيه (أبريل 2017). "المخاطر النسبية مقابل المخاطر المطلقة: لا يمكن تفسير أحدهما دون الآخر" . طب الكلى، غسيل الكلى، زراعة الأعضاء . 32 (ملحق 2): ii13– ii18. doi : 10.1093/ndt/gfw465 . PMID 28339913 . 
  7. موهر د، هوبويل س، شولز ك ف، مونتوري ف، غوتشه ب س، ديفيرو ب ج، إلبورن د، إيغر م، ألتمان د ج (مارس 2010). "شرح وتفصيل معايير CONSORT 2010: إرشادات محدثة لإعداد تقارير التجارب العشوائية ذات المجموعات المتوازية" . المجلة الطبية البريطانية . 340 : c869. doi : 10.1136/bmj.c869 . PMC 2844943. PMID 20332511 .  
  8. "الأخطاء المعيارية، وفترات الثقة، واختبارات الدلالة الإحصائية" . شركة ستاتا كورب المحدودة .
  9. 1 2 Szklo, Moyses; Nieto, F. Javier (2019). علم الأوبئة : ما وراء الأساسيات (الطبعة الرابعة ). بيرلينجتون، ماساتشوستس: جونز وبارتليت ليرنينج. ص 488. ISBN    9781284116595. OCLC 1019839414 . 
  10. كاتز، د.؛ بابتيستا، ج.؛ أزين، س.ب.؛ بايك، م.س. (1978). "الحصول على فترات ثقة للمخاطر النسبية في دراسات الأتراب". القياسات الحيوية . 34 (3): 469-474 . doi : 10.2307/2530610 . JSTOR 2530610 . 
  11. أرميتاج، ب. ، بيري، ج.، ماثيوز، ج. ن. (2002). أرميتاج، ب.، بيري، ج.، ماثيوز، ج. (محررون). "الأساليب الإحصائية في البحوث الطبية" . وقائع الجمعية الملكية للطب . 64 (11) ( الطبعة الرابعة). بلاكويل ساينس المحدودة: 1168. doi : 10.1002/9780470773666 . ISBN  978-0-470-77366-6. PMC 1812060 . ( وقائع الجمعية الملكية للطب )