开放存取
聚焦数据 2021年5月
焦点为目光研究生存分析
作者关联注解
  • MyraB麦金尼斯
    眼研究中心澳大利亚墨尔本VictorianEye和Ear医院
    澳大利亚墨尔本大学墨尔本人口与全球健康学院流行病学和生物统计中心
  • 杰西卡扎
    公共卫生预防医学学院,Monash大学,墨尔本
  • 眼研究中心澳大利亚墨尔本VictorianEye和Ear医院
    澳大利亚墨尔本大学外科
  • Robyn H盖默
    眼研究中心澳大利亚墨尔本VictorianEye和Ear医院
    澳大利亚墨尔本大学外科
视觉科学调查 2021年5月62卷7多伊:https://doi.org/10.1167/iovs.62.6.7
  • 视图
  • PDF系统
  • 共享
  • 工具类
    • 报警
      ×
      特性只供认证用户使用
      签名进创建账户 ×
    • Get引用

      MyraB麦金尼斯 Jessica Kasza, Zhichao Wu, Robyn H盖默焦点为目光研究生存分析投资公司Ophthalmol大学维斯科学文献2021;62(6):7多伊:https://doi.org/10.1167/iovs.62.6.7.

      下载引用文件 :


      ARVO(1962-2015)作者群(2016-present)

      ×
  • 补丁
抽象性

时间对事件数据分析,或称生存分析,是眼科研究常用调查工具举例说,时间对事件数据有用时,研究人员想调查眼部状况恶化需要多长时间或处理是否会延迟开发潜在视觉威胁复杂化与分析其他连续和分类结果所需工具相比,实施需要一套不同的统计工具集中数据序列集中,我们概述与眼科研究时间对事件数据分析相关选择概念测试模式选择 模型假设思考 最佳报告实践分析眼科研究时间对事件数据时常见的挑战,包括从人双目收集数据和多结果存取概念图解使用激光干预与年龄相关代代研究早期数据提供 Stata统计计算代码演示统计方法应用解析数据

从理解眼科条件自然历史到评价干预对时间的影响到临床实验结果,生存分析在获取视觉科学知识方面发挥着重要作用。即时间对事件分析,本统计框架用于测量接触或干预与事件速率或时间长度之间的关联,直至观察利益结果最近,该方法还应用到测距事件上举例说,axon再生距离被用来比较神经损伤后的干扰 一号集中数据序列集中,我们概述报告并解释目视研究生存分析结果的概念和最佳做法取自LEAD早期阶段LEAD研究然后我们讨论审查、生存概率和危险函数模型选择概述将侧重于有效解释所需的假设,然后简单介绍竞相风险并处理双目个人数据后这些概念应用到说明性数据中A级 模拟数据集stata统计计算代码 辅助材料.
示例示例
LED研究多中心随机临床实验,调查子阈NMY二线程处理对时间开发晚年与雄性变代(AMD)在有双边大型drusen参与者中的影响 2参加者随机选择激光或假处理方式,每半年对每人只应用一只眼睛,最长30个月。兴趣结果就是开发晚AMD时间, 无论是萎缩型或新气态型, 双眼每半年评分半程至36个月下图示例显示,我们探索基底色基摄影检测到视色色显像异性与从基准到延迟AMD首次检测日期之间的关联性假处理组的参与者探索了这一关联性,仅避免通过激光干预修改效果
检验程序
延迟AMD的存在或缺失记录为二进制变量,但观察从初级阶段进步到后期阶段所花时间描述为 时间对事件数据. 时间风险通常从随机化实验开始和观察研究接触时开始观察研究中,接触时间可定义为诊断或处理日期或分组研究基准访问风险结束时或结果实现时 审核.
时间对事件数据处理时常见检验LEAD研究 右审查对象为退出前未向晚AMD进程的参与者、失后续或研究结束者(参赛者B-F in 图1)称它为 右检数据因为只有下界风险已知参赛者仍然包括在分析中,并算入风险结果人数中直至已知其状况的最后日期与分析固定时点观察二分结果数据形成对比(例如参加晚3年AMD者比例)。分析不使用时间对事件数据时,未经历感兴趣事件并失传跟踪的参与者结果视之为缺失,引入潜在偏差源
图1
时间风险说明学习结束时受审查者B和E,学习期间受审查者C、D和FG参赛者完全没有包括在研究中参赛者A、B、D和G在死前实现利息结果然而,事件记录在研究期间仅供A参赛者使用
图1
时间风险说明学习结束时受审查者B和E,学习期间受审查者C、D和FG参赛者完全没有包括在研究中参赛者A、B、D和G在死前实现利息结果然而,事件记录在研究期间仅供A参赛者使用
LEAD研究也受 区间评审延迟AMD检测时,始发日期通常不为人知,而前一次访问和当前访问间发生时则不为人知存取间隔数据时,可视结果检测日期或两次考察访问中间日期为事件日期(分别称右点和中点估计)。和推理方法一样,也存在相关偏差风险统计技术可用于模拟求存函数时的不确定性,但很少使用 3
少得多常用左审查程序,即分析时间开始前发生结果事件左审查可能发生,如果分析时间仅在临时事件观察后测量,例如评估参与者资格与处理随机化日期延迟(时间对事件测量应启动时)。左截分解(即结果事件已经发生时排除招生)在流行病学研究中比较常见并可能导致选择偏差。
有效解释结果时,要么假设审查无关结果(即, 非信息规范或应用统计技术调整关联 4非信息化审查可能是那些离开学习区后退出学习者的一个有效假设假设非信息化审查无效难于评估损失后续审查是否与结果相关,必须考虑到这种潜在偏差源和退出与干预或接触兴趣是否有关系 5
生存、失效和危险函数
生存函数模型个人事件自由持续到给定时间的概率 图2举两个例子显示事件时间分布不一模型卡普兰-梅耶估计器就是例子 非参数性方法估计生存函数非对称方法不要求对结果率随时间推移变化作任何假设卡普兰-Meier估计取自事件数(如向晚AMD进程)、风险人数(即此前未受审查或达端点者)和紧接时间前生存概率(见 辅助材料计算公式)基准时时所有参与者为0,生存函数为一(因为所有参与者尚未经历结果)。生存函数随着时间推移下降,更多参与者体验兴趣结果失效函数等于负存函数并被解读为参赛者累计比例 体验结果
图2
理论生存函数和危险率从伽马分布 A级B级和微信分发 C级D级比例参数=3和形状参数的不同值分布值等于指数分布值时形状参数等于一
图2
理论生存函数和危险率从伽马分布 A级B级和微信分发 C级D级比例参数=3和形状参数的不同值分布值等于指数分布值时形状参数等于一
危险函数表示特定时间结果瞬时发生风险表示事件在下一瞬间发生的可能性, 因为它没有发生到此点危险函数可能随时间下降,如果事件更有可能在初始研究阶段观察到,或如果事件在研究周期结束时更频繁发生增加。两组危险率之比被称为危险率,而这个比率往往对时间对事件数据分析感兴趣。HR描述一组参与者事件率相对增减i>1表示干预组事件率高于参考组事件率,而i <1表示干预组事件率低于参考组事件率
日志排序测试是一种非参数测试,用于评估卡普兰-梅叶尔生存函数因接触或干预状态而定义的组别而异基础是每个组观察结果数和无效假设无差预期结果数 6日志排序测试常用,因为它很容易实现然而,这项测试无法估计类别间差异的大小,如人或复发率比
Cox比例风险模型
Cox比例风险模型 半参数时间对事件数据评估方法半参数指研究人员不必对底层危险函数形状作任何假设的事实Cox回归模型对HRs估计有效 比例险假设下文讨论非调整Cox回归模型提供相似统计力检测日志级测试的干预效果强预测事件速率并列Cox模型 7功率下降Cox回归测试和日志排序测试
如果研究者只对按特定时间经历事件参与者比例感兴趣,事件时间无关紧要(例如3年研究期结束前向晚AMD进发的个人比例),二分结果数据可用估计差错比、风险比或风险差来比较干预或接触群分析二元数据解决分析时对事件数据的不同研究问题分析二进制数据估计值(如概率比)无法直接比较时间对事件分析估计数,如HRs时间对事件分析特别有用,因为到后续周期结束时每组研究都观察到相似比例事件,但事件往往比另一组早发生。
模型共变
模型共变应先验性选择生物似然性,或混淆接触结果关系或强预测事件时间
与使用线性或逻辑回归时不同,时间变换共变法,即值互换变量,可纳入时间对事件数据分析中,使用时间依赖法(或更新式共变法法)。 8应当指出 联合模型纵向和生存数据可提供更有效和少偏差估计干预事件效果 九九 , 10促请研究人员在考虑这一方法时征求统计建议
时代变换特殊类型因为每个人以相同速率提高年龄,包括基数同变法通常足以适应混淆年龄也可以用作时间尺度,而不是基准访问时间 11 , 12这对于长组研究特别有用,基准数跨度不等。
加速失效模型
加速故障时间模型使用 fully-parametric方法评估时对事件数据这些模型过去没有像日志排序或Cox模型那样广泛使用,因为需要假设生存函数形状(即生存曲线近似微博或伽马分布图象) 图2)可测试这些假设,如示例示例所示AFT模式可用于估计接触组间时间对事件之比负时系数表示干预组平均时间下降事件数(即高发率)比参考组多,而正系数表示事件数比干预组大(即低发率)。微博和指数模型是AFT模型的例子,也可以用来估计HRs比较灵活的模型Royston-Parmar模型近些年来变得更为常见,并特别适合预测疾病增量时间 13AFT模型可便利估计生存时间和频率超出观察研究周期范围(Cox模型无法使用)。
比例危险假设评估
有效解释人力资源时,关键是要满足比例危险假设,即各类事件率的相对差在整个学习期间保持不变。危险率可能随时间变化,但假设人力资源不变化
比例风险假设应在日志排序测试后评估,Cox、Weibull和指数模型中包括的每一变量应评估A日志图 图3)生成图形评估这一假设近似并行线表示有效比例风险假设,而归并或偏差线表示违反假设比例危险假设可用统计方式评估(见示例示例)。然而,这一测试往往没有足够的统计能力检测违反比例危险假设的情况,因此优先选用图形方法评估相称性 14小度非比例化对估计影响解释最小分层法或计时系数等策略,在明显违反假设时应予考虑,例如延迟处理效果时即应考虑。
图3
图形化评估(log-log图解)显示,LEAD研究中的假处理组在调查时间晚至与老年有关的畸形变换时会冒成色异常状态
图3
图形化评估(log-log图解)显示,LEAD研究中的假处理组在调查时间晚至与老年有关的畸形变换时会冒成色异常状态
相竞风险和复发事件
晚AMD定义为LEAD研究中存在非营养性或新气态AMD新脉冲进化macula后难检测萎缩性,新脉冲AMD 竞技风险养分AMD低级调查接触亚缩AMD效果的方法是在新气态AMD检测时审查参赛者检验程序 信息化即因检测新流amd而受审查的参与者的眼科健康状况可能比没有新流amd者差,这是偏差的潜在源头因此建议使用竞合风险回归法,尽管从这些模型对HR解释可能不直观性 15 , 16Fine and Gray子分布危险模型 15经历竞技赛事的参与者仍算入参赛者 风险表示兴趣事件,即使这些参与者无法再观察体验兴趣事件 16因此,从模型推导的HR被解释为相对差对事件自由或经历竞技事件参与者中接触类别间累积事件函数效果(或事件结果率) 16
并非所有事件都端端并可能复发以眼接受新流amd处理为例,视障程度不等视障状态间移位概率可以通过a评估 多状态模型时状态定义清晰 17促请研究人员在考虑这一方法时征求统计建议
双目单人数据
人级接触(如饮食或运动)为首要兴趣的流行病学研究中,疾病状态往往按人与最重疾病之眼分类 18号另一方面,临床实验中可提供视距数据说明干预和结果从双目收集数据可能比收集单目数据少资源密集度,参赛者数翻倍然而,鉴于人双眼似相似性,双眼数据(共享环境基因)可能贡献的统计信息不如二分人双眼多。迄今介绍的方法提供有效估计和置信区间,假设从每只眼睛得出结果是独立的出现相关结果(即同一个人双目结果)时,这些方法有可能提供比应变范围窄的置信区间用聚类观察分析数据的方法(例如医院内人或病人眼)包括使用共享脆弱模型和使用强健标准错误计算聚类 19号聚类个人关系模型应用共享脆弱模型聚类使用强标准错误计数时,估计数将与装有定标准差错的等效模型估计数相同,但置信区间和 P级值会改变
报表编程
处理受审查观察方法、模型适配性评估以及模型假设应始终描述关键是要报告失职后续人员数、退职人员数或研究期间死亡人员数,时间对事件汇总统计 表2. 时间风险很少分布对称平均值,中位值(即半数参与者观察结果所需时间)常被用作汇总计量法。事件率和人力资源报告95%置信区间允许读者评估估计精度绘制生存或失效图时,良好做法是列入风险表,显示图下选定时点有风险人或目光数,并围绕每个曲线绘制置信区间(见 图4)StrubE(观察研究)、CONSORT(实验)和ARYEVE(动物研究)等报告指南建议促进透明和可复制研究,而不论使用何种统计方法 20码 - 22号
表态
求生存分析方法使用说明汇总
表态
求生存分析方法使用说明汇总
求生存分析方法使用说明汇总
图4
高山市 A级求生存函数LEA测试假处理臂高山市 B级失效因颜料异常状态函数取自卡普兰-梅叶估计器上头 隐蔽区表示95%CI
图4
高山市 A级求生存函数LEA测试假处理臂高山市 B级失效因颜料异常状态函数取自卡普兰-梅叶估计器上头 隐蔽区表示95%CI
LEAD学习实例
145名参与者随机加入LEAD研究中的假处理组(77%为女性,基数51-89岁)。研究眼中检测到51位基底参与者(35%)(见 补充表S4通过接触状态对参与者特征)十二位参赛者(8%)失联并受审查,N=6.12%并有确定异常)受跟踪者共384年,有25双目研究在学习期间向晚AMD发展(n=6.6%无/疑色异常N=19,37%有确定异常性,结果发生率为6.5/100人年,95%CI4.4,9.6中值生存时间无法报告,因为在学习期间只有17%的目光进步到晚AMD
性别、年龄和吸烟状况基准假设预测时间晚入AMD并选为模型共变先验人类基准色素异常状态估计值为8.86(95%CI3.48和22.59)与非色异常相相比,向晚AMD递增率提高8.9倍(见 图4)日志图评估 图3表示没有重大违反比例风险假设 P级= 0.978色异常状态,0.301至0.767同差值)
研究后探索aFT模型,以研究是否可以获取更合用观察数据第一,泛泛伽马模型适配模型参数统计测试隐含出一种比较离奇模型可提供足够适配性(即测试+++0对日志数,+++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++ 补充表S7)在每个模型中(包括Cox模型),Weibull模型提供了最佳适配性,Akaike信息标准和Bayesian信息标准(见数值 补充表S8)微博模型生成的色调共变HR估计为9.39(95%CI3.67和24.00)。大于以上Cox模型估计值然而,在较小效果大小的情况下,估计Cox模型和Weibull模型相似指数时间度系数 e类 -1.35值为0.26(95%CI0.13/0.53),据理解,与非色异常者相比,色素异常者晚入AMD时间下降74%形状参数大于一,表示从基准时间向晚AMD进化的危险增加模型估计,50%无色异常参赛者需要13.7年才能向晚AMD进程(中值生存时间,95%CI3.1,24.3年),而50%有色异常参赛者只需3.9年才能向前进程(95%CI2.5,5.3)。
包括友眼后,仿冒处理组290眼中的88次检测到色异常(30%)。31双眼(35%)在研究结束前向晚AMD进发,而202双眼中12双目(6%)无色异常微博模型估计色素异常经调整HR为8.73(95%CI4.13和18.46)
25项研究开发晚AMD中20项(80%)富学型和5项(20%)新流AMD事件自由或新流异常增速估计色异常者比非色异常者高15倍以上(调整后HR15.2695%CI4.3154.04)。相形之下,调整子分配HR对新流amd为1.52,95%CI0.269.01
结论
时间对事件分析应考虑纵向研究,其中可记录实际事件时间或近似事件时间与统计分析一样,应注意有效推理所需的假设,并报告所有相关信息,使读者能够评估潜在偏差源
感知感知
作者感谢LED研究组允许访问数据,作为示例使用
由维多利亚州政府支持的澳大利亚国家卫生医学研究理事会(项目赠款号:APP1027624[RHG,CDL]GNT1103013[RHG],APP1104985[ZW]Bupa卫生基金会澳大利亚分会elex研发Pty Ltd澳大利亚Adelaide部分资助中心
披露: M.B.麦金尼斯无; J.卡萨市无; Z级武族无; R.H.盖默Roche咨询局Genentech,Bayer,Novartis,Apeliis
引用
威采尔C/ReuterW/StarkGB/KoulaxouzidisGN-Prophionylmannosamine刺激异神经损伤模型的轴延 神经再生Res.2015年10:976-981 CrossRef [旁网
GuymerRHWZHGsonLAB等子阈值纳米二次激光干预与年龄关联变换:LEAD随机控试 脉冲学.2019126:829-838 CrossRef [旁网
GómezGCalleMLLLLLLLLLLLLLLLLL区间审查数据方法教程 统计建模.2009年9:259-297 CrossRef
坦诺克IF信息审查-被忽视的肿瘤实验偏差原因 自然RevClinOncol2020年17:327-328 CrossRef
ClarkTG 布拉德本MJ LoveSB AltmanDG生存分析第四部分:生存分析的进一步概念和方法 BRJ癌症.2003年89:781-786 CrossRef [旁网
GoelMK,KhannaP,KishoreJ理解生存分析:Kaplan-Meier估计 int JayurvedaRes.2010年1:274-278 CrossRef [旁网
欧药局 临床实验基准共变调整指南.伦敦:欧洲药院2015年9月1日
DekkerFW,de MutsertR,van DijkPC,ZoccaliC,JagerKJ生存分析:时间依赖效果和时间轮廓风险因素 基德尼Int.2008年74:994-997 CrossRef [旁网
IbrahimJG,ChuH,ChenLM纵向求生存数据联合模型基本概念和方法 JClinOncol.2010年28:2796-280 CrossRef [旁网
大MK VermeerKAMissottenTPT联合动态预测模型 stateMed系统.201938:1802-1816 CrossRef [旁网
mgguinnessMB、FingersRP、KarahalisA等与年龄相联变形和死亡率:墨尔本协同Chort研究 视线( Lord).2017年31:1345-1357 CrossRef [旁网
PencinaMJ LarsonMGDD'AgostinoRB时间尺度选择及其对纵向研究预测器意义的影响 stateMed系统.2007年26:1343-1359 CrossRef [旁网
Quartilhoa,GoreDM,BunceC,TuftSJRoyston-Parmar弹性参数生存模型预测角形移植概率 视线.2020年34:657-662 CrossRef [旁网
赫斯KR图形化方法评估Cox回归中比例危险假设 stateMed系统.1995年14:1707-1723 CrossRef [旁网
精美JP 灰RJ比例风险模型分分配竞技风险 JamStat解析.1999年94(446):496-509 CrossRef
AustinPC,FineJP实用建议报告Fine-Gray模型分析竞合风险数据 stateMed系统.2017年36(27):4391-4400 CrossRef [旁网
浦特H 斐科M GeskusRB生物统计教程:竞相风险和多状态模型 stateMed系统.2007年26:2389-2430 CrossRef [旁网
mcguinnessMB,GuymerRHSPJA受邀注释:分析单元对多式图像-定义双伪鲁申斯的影响:当2目优于1时 JAMAOphthalmol.2020年138:477-478 CrossRef [旁网
奥斯汀PC多级生存分析教程:方法、模型和应用 内特StatRev.2017年85:185-203 CrossRef [旁网
VandrouckeJP,von ElmE, AltmanDG等强化环境学观察研究报告:解释和详解 PLOS医疗.2007年4(10)e297 CrossRef [旁网
Percie du SertNAhluwaliaAALAMS等报表动物研究:解释和详解ARIVE指南2.0 PLOS生物.2020年18(7):e300411 CrossRef [旁网
MoherD、HopewellS、SchulzKF等CONSORT2010解释和详解:更新报告并行分组随机测试指南 BMJ.2010年340:C869 CrossRef [旁网
图1
时间风险说明学习结束时受审查者B和E,学习期间受审查者C、D和FG参赛者完全没有包括在研究中参赛者A、B、D和G在死前实现利息结果然而,事件记录在研究期间仅供A参赛者使用
图1
时间风险说明学习结束时受审查者B和E,学习期间受审查者C、D和FG参赛者完全没有包括在研究中参赛者A、B、D和G在死前实现利息结果然而,事件记录在研究期间仅供A参赛者使用
图2
理论生存函数和危险率从伽马分布 A级B级和微信分发 C级D级比例参数=3和形状参数的不同值分布值等于指数分布值时形状参数等于一
图2
理论生存函数和危险率从伽马分布 A级B级和微信分发 C级D级比例参数=3和形状参数的不同值分布值等于指数分布值时形状参数等于一
图3
图形化评估(log-log图解)显示,LEAD研究中的假处理组在调查时间晚至与老年有关的畸形变换时会冒成色异常状态
图3
图形化评估(log-log图解)显示,LEAD研究中的假处理组在调查时间晚至与老年有关的畸形变换时会冒成色异常状态
图4
高山市 A级求生存函数LEA测试假处理臂高山市 B级失效因颜料异常状态函数取自卡普兰-梅叶估计器上头 隐蔽区表示95%CI
图4
高山市 A级求生存函数LEA测试假处理臂高山市 B级失效因颜料异常状态函数取自卡普兰-梅叶估计器上头 隐蔽区表示95%CI
表态
求生存分析方法使用说明汇总
表态
求生存分析方法使用说明汇总
求生存分析方法使用说明汇总
工作许可 创用CC授权使用.
Attribution-NonCommercial-NoDerivatives
×
×

PDF仅供订阅者使用

签名或购买订阅访问内容 ×

必须在单个账户签名使用此特征

×
Baidu
map