MLW -- Toets stroomblok 2.2: Epidemiologie en Biostatistiek

Maat: px

Weergave met pagina beginnen:

Download "MLW -- Toets stroomblok 2.2: Epidemiologie en Biostatistiek"

Ruben van der Zee
8 jaren geleden
Aantal bezoeken:

1 MLW -- Toets stroomblok 2.2: Epidemiologie en Biostatistiek Vrijdag 1 april 2005 Opzet: 5 onderdelen, elk 4 punten. Schrijf uw naam en nummer op elke ingeleverde pagina. Vraag 1 In een cohort van 2000 personen wordt onderzocht of het eten van voldoende groente en fruit een effect heeft op de bloeddruk. Het cohort wordt 10 jaar gevolgd. Er waren 500 personen in het cohort met een voldoende groente en fruit (G&F) consumptie, hiervan ontwikkelden er 91 in de loop van de 10 jaar hoge bloeddruk. Van de 1500 personen in het cohort die onvoldoende G&F aten kregen er 369 binnen 10 jaar hoge bloeddruk. 1. (2 punten) Bereken het relatief risiko (RR) van onvoldoende G&F consumptie voor het krijgen van hypertensie, met een 90% betrouwbaarheidsinterval voor het RR. Het onderzochte cohort bestond uit 1200 vrouwen en 800 mannen. Van de 1200 vrouwen aten er 350 genoeg G&F. Van deze 350 kregen er 21 hoge bloeddruk, van de 850 andere vrouwen waren er 54 met hypertensie. 2. (1) Bereken het relatief risiko apart voor mannen en voor vrouwen. 3. (1) Het relatief risiko per geslacht berekend is verschillend van het RR als het geslacht genegeerd wordt. Hoe heet dit verschijnsel? Waardoor wordt het veroorzaakt? Vraag 2 Een patiënt-controle onderzoek is uitgevoerd naar de oorzaken van CTS (carpaletunnel syndroom, een niet vaak voorkomende beknelling aan de zenuw van de hand). In dit onderzoek waren er 156 cases en 473 controles. In de analyse werd een logistisch model gebruikt, de uitkomstvariabele was CTS (0=controle, 1=case), de verklarende variabelen waren: leeftijd (jaar), geslacht (0=man, 1=vrouw), gewicht (kg), lengte (cm) kuren (0=geen afvalkuren gedaan, 1=wel afvalkuren gedaan). In de tabel op de volgende pagina staan de geschatte coëfficiënten van het model. Toets stroomblok 2.2, 1 april Pagina 1 van 6

Er waren 500 personen in het cohort met een voldoende groente en fruit (G&F) consumptie, hiervan ontwikkelden er 91 in de loop van de 10 jaar hoge bloeddruk.

2 Variable B s.e. Wald Geslacht 1,230 0,253 23,636 Leeftijd 0,012 0,008 2,257 Kuren 0,470 0,231 4,128 Gewicht 0,020 0,011 3,472 Lengte -0,056 0,017 11,219 De waarde van -2 loglikelihood voor het model was 640, (2) Formuleer hoe sterk het verband is tussen het al dan niet doen van afvalkuren en het krijgen van CTS, uitgedrukt in een van de gebruikelijke risikomaten. Geef een 95%-betrouwbaarheidsinterval. 2. (1) Bereken een 95%-betrouwbaarheidsinterval voor de odds ratio van een vrouw van 175 cm lang t.o.v. een vrouw van 165 cm lang, gegeven dat deze personen gelijke leeftijd en gewicht hebben en allebei nooit een afvalkuur gedaan hebben. 3. (1) Bereken de odds ratio van een man van 1.80 m en 85 kg t.o.v. een even oude man van 1.90 m en 75 kg, die beide geen afvalkuren gedaan hebben. Vraag 3 In een stadje nabij een nucleaire opwerkingsfabriek vindt men in een jaar 28 kinderen met leukemie. Op grond van landelijke cijfers zou men een aantal van 18.5 verwachten. 1. (2) Is er nu bewijs dat er in deze plaats een afwijkende incidentie van leukemie is? Formuleer en toets een geschikt gekozen nulhypothese. 2. (1) In een even grote plaats die als controle voor de eerste stad uitgezocht is werden in datzelfde jaar 14 kinderen met leukemie gevonden. Is er een verschil aan te tonen in incidentie van leukemie tussen deze plaatsen? 3. (1) Een derde stad is twee maal zo groot, daar zijn in een jaar 26 kinderen met leukemie geconstateerd. Toets de nulhypothese dat de eerste en de derde stad een gelijke leukemie incidentiedichtheid hebben. Vraag 4 Patiënten met de ziekte van Wegener worden doorgaans behandeld met endoxan. Omdat dit een toxisch middel is wil men het niet te lang toedienen. Van 15 opeenvolgende patiënten met de ziekte van Wegener, die gedurende drie jaar bij een afdeling interne geneeskunde gediagnostiseerd werden is vastgelegd hoelang het duurde voordat de behandeling met endoxan beëindigd kon worden. Toets stroomblok 2.2, 1 april Pagina 2 van 6

Wald Geslacht 1,230 0,253 23,636 Leeftijd 0,012 0,008 2,257 Kuren 0,470 0,231 4,128 Gewicht 0,020 0,011 3,472 Lengte -0,056 0,017 11,219 De waarde van -2 loglikelihood voor het model was 640,478. 1. (2) Formuleer hoe sterk het verband is tussen het al dan niet doen van afvalkuren en het krijgen van CTS, uitgedrukt in een van de gebruikelijke risikomaten.

3 Dit onderzoek begon op 1 januari 2000 en eindigde op 1 januari De maanden hieronder tellen vanaf de begindatum (januari 2000 = 0, januari 2001 = 12, etc.) Als er geen eindmaand is aangegeven betekent dat, dat de patiënt op 1 januari 2003 nog steeds met endoxan behandeld werd. Bereken de tijdsduren alsof het begin en het einde van de behandeling steeds op de 1e van de maand plaatsvindt. In de volgende tabel staan de gegevens. Patient nummer Maand begin behandeling Maand einde behandeling (2) Geef de incidentiedichtheid van het beëindigen van de behandeling, met een 95%-betrouwbaarheidsinterval. Veronderstel hierbij dat deze incidentiedichtheid constant is. 2. (2) Bereken de ``overlevings''-curve en geef een schatting van de mediane duur van de behandeling. Toets stroomblok 2.2, 1 april Pagina 3 van 6

Bereken de tijdsduren alsof het begin en het einde van de behandeling steeds op de 1e van de maand plaatsvindt. In de volgende tabel staan de gegevens.

4 Vraag 5 Bij 13 mannen en 17 vrouwen die een kunstheup geîmplanteerd kregen is eenmaal vóór de operatie en twee keer na de operatie de hematocriet (hemaglobine-gehalte van het bloed) gemeten. De onderzoeksvraag was of er verschil is tussen mannen en vrouwen wat betreft de verandering in hematocriet. Een random intercept model voor deze data is geanalyseerd door middel van SPSS. De uitvoer van de analyse van het model vindt u op de volgende pagina's. Variabelen: Patno: patient nummer Haem: hematocriet Sex: 0 = Male, 1 = Female Occ: volgnummer van de meting; 1 = vóór de operatie, 2 en 3: na de operatie. Age: leeftijd van de patient 1. (1) Geef het gebruikte analysemodel in een formule-vorm. 2. (1) Wat is het geschatte verschil in hematocriet tussen mannen en vrouwen vóór de operatie, en wat is het geschatte verschil op de laatste meting. 3. (2) Noem het verschil tussen de laatste en de eerste meting ``het operatie-effect'' Geef het 95%-betrouwbaarheidsinterval van het verschil in operatie-effect tussen mannen en vrouwen. Toets stroomblok 2.2, 1 april Pagina 4 van 6

De uitvoer van de analyse van het model vindt u op de volgende pagina's.

5 MIXED haem BY patno sex occ WITH age /FIXED = sex occ age occ*sex SSTYPE(3) /METHOD = REML /PRINT = SOLUTION /RANDOM patno COVTYPE(VC) /EMMEANS = TABLES(occ*sex). Mixed Model Analysis Model Dimension(b) Number of Levels Covariance Structure Number of Parameters Fixed Effects Intercept 1 1 SEX 2 1 OCC 3 2 AGE 1 1 Random Effects SEX * OCC 6 2 PATNO(a) 30 Variance Components 1 Residual 1 Total 43 9 a As of version 11.5, the syntax rules for the RANDOM subcommand have changed. Your command syntax may yield results that differ from those produced by prior versions. If you are using SPSS 11 syntax, please consult the current syntax reference guide for more information. b Dependent Variable: HAEM. Information Criteria(a) 2 Restricted Log Likelihood Akaike's Information Criterion (AIC) Hurvich and Tsai's Criterion (AICC) Bozdogan'sCriterion (CAIC) Schwarz's Bayesian Criterion (BIC) The information criteria are displayed in smaller is better forms. a Dependent Variable: HAEM. Fixed Effects Type III Tests of Fixed Effects(a) Source Numerator df Denominator df F Sig. Intercept SEX OCC AGE SEX * OCC a Dependent Variable: HAEM. Toets stroomblok 2.2, 1 april Pagina 5 van 6

Variance Components 1 Residual 1 Total 43 9 a As of version 11.5, the syntax rules for the RANDOM subcommand have changed.

6 Estimates of Fixed Effects(b) Parameter Estimate Std. Error df t Sig. 95% Confidence Interval Lower Bound Upper Bound Intercept [SEX=.0] [SEX=1.0] 0(a) [OCC=1] [OCC=2] [OCC=3] 0(a) AGE [SEX=.0] * [OCC=1] [SEX=.0] * [OCC=2] [SEX=.0] * [OCC=3] 0(a) [SEX=1.0] * [OCC=1] 0(a) [SEX=1.0] * [OCC=2] 0(a) [SEX=1.0] * [OCC=3] 0(a) a This parameter is set to zero because it is redundant. b Dependent Variable: HAEM. Covariance Parameters Estimates of Covariance Parameters(a) Parameter Estimate Std. Error Residual PATNO Variance a Dependent Variable: HAEM. Estimated Marginal Means OCC * SEX(b) OCC SEX Mean Std. Error df 95% Confidence Interval Lower Bound Upper Bound 1 Male (a) Female (a) Male (a) Female (a) Male (a) Female (a) a Covariates appearing in the model are evaluated at the following values: AGE = b Dependent Variable: HAEM. Toets stroomblok 2.2, 1 april Pagina 6 van 6

4675161 [OCC=3] 0(a) 0..... AGE.0334519.0584091 26.941.573.572.0864061.1533098 [SEX=.0] * [OCC=1] 2.5810694 1.9842177 56.050 1.301.199 1.3937185 6.5558573 [SEX=.0] * [OCC=2].6413288 1.9842177 56.050.323.

Vergelijkbare documenten

mlw stroom 2.2 Biostatistiek en Epidemiologie College 9: Herhaalde metingen (2) Syllabus Afhankelijke Data Hoofdstuk 4, 5.1, 5.2

mlw stroom 2.2 Biostatistiek en Epidemiologie College 9: Herhaalde metingen (2) Syllabus Afhankelijke Data Hoofdstuk 4, 5.1, 5.2 Bjorn Winkens Methodologie en Statistiek Universiteit Maastricht 21 maart