Convertir le rapport de risques en rapport de cotes

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En méta-analyse: comment convertir les ratios de risque dans certaines études en odds ratio? Il y a des études de cas témoins et de cohorte à inclure et certaines d'entre elles font état de ratios de risque. Les données brutes ne sont pas rapportées de manière à calculer le rapport de cotes.

meta-analysis

— Muhammad Ali Khan
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Je ne peux pas commenter (rep), mais j'espère que cette 'réponse' est excusée ..... Cet article fait une déclaration très convaincante que HR = odds, note: not odds ratio (OR). Hazard Ratio in Clinical Trials .... et peut-être comme le PO, je serais ravi de voir une dérivation, d'autant plus que les termes en HR sont assez compliqués (ratio dans la limite de deux taux dérivés des probabilités conditionnelles), alors que la formule des cotes n'est pas si compliqué.

— Big Old Dave

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@BigOldDave Cette référence peut être convaincante pour certains, mais les «cotes» ne sont jamais vraiment définies, puis le HR est à son tour défini en termes de cotes. Si la définition généralement acceptée des cotes était implicite (plutôt qu'une notion familière du risque), la définition des RH est tout simplement erronée. C'est une très mauvaise référence pour ce problème. Les cotes ne sont pas des taux puisqu'elles n'ont aucune notion d'intervalle d'observation. Les ratios de taux et les ratios de risque partagent au moins une correction pour le temps sous observation.

— DWin

Voir aussi stats.stackexchange.com/questions/15897/… qui sauvegarde @DWin

— mdewey

@DWin la chance dont ils parlent est une étrange statistique en U qui prend p / (1-p) de la probabilité qu'un cas sélectionné au hasard connaisse un résultat plus rapidement qu'un contrôle sélectionné au hasard. Mais que p est lié au RR par RR = p / (1-p) N0 / N1 où N0 est l'exposition py dans le contrôle, N1 pour exposé. si le résultat est rare, N0, N1 sont très grands et le rapport tend à 1 laissant p RR / (1 + RR) et les "cotes" dont ils parlent, p / (1-p) est juste RR.

\approx

$\approx$

— AdamO

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S'il y avait une proportion extrêmement faible de sujets avec un événement dans toutes les expériences (disons <10%) et que les risques et les rapports de cotes sont très proches de 1, alors les risques, les cotes et les rapports de risques relatifs seront relativement proches les uns des autres.

Si ce n'est pas le cas, les différences fondamentales entre ces mesures seront de plus en plus visibles. Pour une durée d'essai donnée, une distribution particulière pour la survenue d'un événement et un modèle d'abandon particulier, il existe une correspondance entre le rapport de risque, le rapport de cotes et le rapport de risque relatif. Si toutes vos expériences dans votre méta-analyse sont similaires à ces égards, il pourrait être possible de les convertir. Une fois que vous avez des expériences avec des durées différentes, des modèles d'abandon différents ou des distributions de temps d'événement différentes, un rapport de risque peut être constant d'une expérience à l'autre et constitue probablement la meilleure mesure du risque relatif, mais une probabilité ou un rapport de risque ne sera pratiquement jamais (même si le le rapport de risque est, tandis que le même rapport de cotes correspondrait à différents rapports de risque à travers les expériences).

— Björn
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RR = (1 - e^{HR \ln (1 - r)}) / r

$\text{RR} = (1 - e^{\text{HR}\ln(1-r)})/r$ où HR est le rapport de risque et r est le taux du groupe de référence. Si r n'est pas déclaré, il est probablement rapporté ailleurs (par exemple, taux de mortalité de base). Voir Shor et al. (2017) doi: 10.1016 / j.socscimed.2017.05.049

Zhang et Yu (1998), doi: 10.1001 / jama.280.19.1690 fournissent une approximation de RR basée sur le rapport de cotes (OR). où Po est l'incidence du résultat d'intérêt dans le groupe non exposé.

RR = \frac{OR}{(1 - P_{o}) + (P_{o} \cdot OR)}

$\text{RR} = \frac{\text{OR}}{(1-P_o)+(P_o\cdot \text{OR})}$

Vous pouvez ensuite calculer OU.

— sacha
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Remarque à propos de Zhang, Yu: leur calcul de l'IC à 95% est biaisé car il ne tient pas compte de la prévalence du résultat dans le groupe non exposé, malgré le terme apparaissant spécifiquement dans leur calcul. Voir Muller Maclehose doi: 10.1093 / ije / dyu029. Ceci est pertinent pour les méta-analyses qui utilisent un tracé forestier pour évaluer la cohérence.

— AdamO

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En exploitant l'hypothèse que les ratios de risque sont asymptotiquement similaires aux risques relatifs, vous pouvez utiliser exploiter la formule recommandée par Grant et al, BMJ 2014 :

RR = OU / (1 - p + (p * OU)

où RR est le risque relatif, OR est le rapport de cotes et p est le taux d'événements de contrôle, ce qui conduit à ce qui suit:

OU = ((1 - p) * RR) / (1 - RR * p).

Ainsi, par exemple, un RR de 2,0 avec un ap de 0,1 conduirait à un OR de 2,25, tandis que si p augmente à 0,2, il conduirait à un OR de 2,67.

— Joe_74
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Mais RR hazard ratio.

\neq

$\neq$

— Frank Harrell

Malheureusement, je ne connais aucune formule pour les RH ... Mais dans la méta-analyse, il n'est pas rare que les gens utilisent les RH comme ils étaient RR

— Joe_74