以OR值为效应量的meta分析中异质性方差及综合效应量置信区间估计方法的模拟比较研究

发布时间：2017-10-01 09:17

  本文关键词：以OR值为效应量的meta分析中异质性方差及综合效应量置信区间估计方法的模拟比较研究

  更多相关文章： meta分析 异质性方差 综合效应量 置信区间

【摘要】：背景介绍 Meta分析是汇集同类多个相互独立的研究结果进行定量分析,以期获得一个综合性结论的统计方法。通过合并所有相关研究的信息,meta分析可以比单个研究提供更准确的效应值估计。 Meta分析的主要目的是估计综合效应量(overall effect size),包含其点估计和区间估计,估计的手段依赖于固定效应模型(fixed-effect model)或随机效应模型(random-effects model)。综合效应量的点估计值实质上是各个研究效应量的加权平均值,其权重的分配依赖于对效应量分布的假设。固定效应模型假设所有研究的真实效应是相同的,观察到的研究间的效应差异只是因抽样误差所致。相反,随机效应模型假设真实效应在研究间是变化的,它有可能受到年龄、性别、疾病严重程度、病程等因素影响而导致研究间的效应出现差异。对于随机效应模型,如何准确估计研究间的异质性对综合效应量的正确估计非常重要。异质性是通过估计研究间效应的方差来考量的,这种研究间效应的方差又称为随机效应方差或异质性方差(heterogeneity variance)。 异质性方差估计方法 目前估计异质性方差的方法至少有12种之多。主流的meta分析软件(包括RevMan、Stata、Comprehensive Meta-Analysis和Meta-Analyst等)所采用的异质性方差估计方法有3种,一种是由DerSimonian和Laird提出的DL方法,其特点是简单且不需要迭代计算：另外两种迭代估计方法分别基于最大似然(maximum likelihood, ML)和限制性最大似然(restricted maximum likelihood, REML)。 REML区别于ML是由于它考虑到综合效应量和异质性方差是从同一个数据中集中估计出来的,会造成自由度的较少,所以对似然函数进行了调整。 Rukhin认为由Paule和Mandel提出的一种估计方法(PM),可解释为REML方法的一种简化形式,且近似广义Bayes估计。 Cochran介绍了一种基于方差分析思想的估计方法(CA),其假设所有研究提供了相等的信息。Kacker和DerSimonian发现CA、PM和DL这3种方法均是矩法的不同形式,并在CA和DL方法基础上提出了相应的两步(two-step)法(CA2, DL2)。 Sidik和Jonkman重新对效应量方差构造参数,提出了另一种简单且无需迭代的估计方法(SJ),并在后续的研究中提出了基于CA法估计值为初始值的一种能提高统计性能的方法(SJ_CA) 此外,还有Hunter和Schmidt;方法(HS)和Hartung和Makambi方法(HM),以及一种经验Bayes方法(EB)。 上述12种估计异质性方差的方法中,根据是否进行迭代计算分类,PM法、ML法、REML法和EB法是迭代法,其余均为非迭代法。若根据是否因估计值出现负数从而截断为0进行分类,HM法、SJ法及SJ_CA法对估计值不进行截断,而其余方法均有可能出现负值,从而截断设为0。另外,CA法、DL法、PM法和两种两步估计值(CA2法和DL2法)均是矩法的不同形式。 针对异质性方差估计方法,许多学者进行过比较研究。其中Sidik和Jonkman的模拟研究较为全面,比较了上述12种方法中的7种(CA、DL、SJ、SJ_CA, ML、REML和EB),发现目前常用的3种方法DL、ML和REML并不优良,除非真实异质性很小,否则会有很大的偏差。不过这一研究较为局限,其纳入研究数是在10以上,而实际情况下,meta分析所纳入研究数多在10篇以下。 综合效应量置信区间估计方法 关于综合效应量的区间估计,最经典的方法是DerSimonian和Laird提出的基于标准正态分布的估计方法,也是目前常用的meta分析软件中唯一的方法。但该法在研究数较少时效果不理想,此时,Follmann和Proschan提出基于t分布的方法较之正态分布方法可以提高置信区间的覆盖率(coverage probability)。Hartung提出了一种对综合效应量的方差进行加权的t分布方法。另外,Sidik和Jonkman提出基于稳健方差估计的t分布法。Brockwell和Gordon应用模拟方法估计综合效应量置信区间的0.025和0.975分位数,并据此来计算95%置信区间,故称为分位数近似法(quantile approximation, QA)。还有Biggerstaff和Tweedie提出的一种方法(BT)以及Hardy和Thompson提出的轮廓似然法(LR),但此两种方法计算较为复杂。 关于置信区间比较的研究并不少见,但大多只将标准正态法与其它一种或两种方法进行比较。Sanchez-Meca的模拟研究显示,基于加权方差t分布的方法的统计性能优于其它方法,不受异质性方差估计方法、异质性大小、研究数和样本量的影响,最为稳健。然而,他的研究只针对效应量为标准化均数差(standardized mean difference, SMD),且未考虑BT法和LR法以及基于稳健方差t分布的方法。 终上所述,对于哪种异质性方差估计方法最为准确,尚无确切答案,尤其是当研究数较小时。且当效应量为OR值时,各种置信区间估计方法的统计性能尚有待研究。 研究目的 本文拟通过Monte Carlo模拟,选择更符合实际应用的参数值,比较各种异质性方差估计方法和综合效应量置信区间估计方法的统计性能。 模拟方法 本文选择meta分析中常用的OR值为效应量。因meta分析时OR值是对数化后参与计算的,所以本文实际采用的效应量为lnOR。 模拟方法的主要思想是产生k个2×2四格表,从而计算k个lnOR值及其标准误,由此估计上述方法的异质性方差和置信区间。若四格表有格子数出现等于0的情况,则对此研究的四个格子均加上0.5。综合效应量的置信区间计算时预设检验水准为0.05,即计算其95%置信区间。 本此模拟考虑3个参数,即综合效应量θ、研究数k和异质性方差τ2。 1)θ=-1,-0.5,0,0.5,1,共5个水平。 2)k=3,5,8,10,15,20,30,50,共8个水平。 3)τ2=0,0.1,0.2,0.3,0.4,0.5,0.75,1,1.25,1.5,1.75,共11个水平。 此外,计算置信区间时,我们还加入了最优权重(optimal weight),即将设定的异质性方差参数值τ2代入计算权重。值得注意的是,当τ2=0时,除了以不同异质性方差估计值代入公式后在随机效应模型下评价各种置信区间估计方法的优劣,此时,同样可以将最优权重代入公式并基于固定效应模型来评价各种方法的适用性。 本研究采用偏差(bias)和均方误(mean squared error, MSE)来评价异质性方差估计方法的准确性,并采用置信区间的覆盖率(coverage probability)来评价各种置信区间估计方法的优劣。 结果 异质性方差估计方法 PM法和EB法的整体性能表现最好,SJ_CA法次之。CA法在所有情况下均高估了τ2,SJ法在大多数情况下高估了τ2。DL法、ML法和REML法在大多数情况下低估了τ2。HS法、HM法、CA2法和DL2法普遍低估了τ2。随着研究数的增大,ML和REML估计值的差异逐渐减小。 综合效应量的点估计 基于所有异质性方差估计值所计算的综合效应量非常接近。除了异质性方差趋于0时,其余情况下所有方法均高估了综合效应量,但高估程度很小。 综合效应量的置信区间估计方法 当使用最优权重时,基于正态分布估计的置信区间平均覆盖率95.48%非常接近于设定的置信水平95%,基于加权方差和稳健方差的置信区间平均覆盖率(95.25%；94.94%)同样也非常接近。然而,基于t分布和QA法则明显高估了(97.78%；98.08%)。 当使用各种异质性方差估计值时,基于正态分布的置信区间平均覆盖率明显低于设定的置信水平95%,HS法最低,为89.09%,SJ法最高,为93.27%。且使用同一异质性方差估计值所计算的置信区间覆盖率也变化很大。当无异质性时,基于最优权重的置信区间平均覆盖率(95.30%)非常接近于所设定的置信水平。然而,基于各种异质性方差估计方法的平均覆盖率会有不同程度的偏高,从DL2法的95.88%到SJ法的98.57%。 基于t分布的置信区间平均覆盖率较正态分布有所提高,除SJ法(96.76%)外,其余平均覆盖率均较接近于95%。当无异质性时,基于最优权重的置信区间平均覆盖率(97.61%)较高于所设定的置信水平,基于各种异质性方差估计方法的平均覆盖率亦是如此,从DL2法的97.94%到SJ法的99.49%。此外,在研究数最少、无异质性时(k=3,τ2=0),基于所有异质性方差估计值的置信区间平均覆盖率均达到100%。且在k=3时,基于最优权重的覆盖率为100%。 基于加权方差估计的置信区间非常理想,在所有情况下其平均覆盖率均非常接近于置信水平95%。且基于不同异质性方差估计值的置信区间覆盖率非常接近,对研究数和异质性的变化也非常稳健。 同样,基于稳健方差估计的置信区间也非常理想,在所有情况下其平均覆盖率非常接近于置信水平95%。且基于不同异质性方差估计值的置信区间覆盖率非常接近,对研究数和异质性的变化也非常稳健。 QA法的平均覆盖率较接近置信水平95%。当使用最优权重、研究数k=3时,QA法的覆盖率非常接近于100%,其随研究数的增大而减小。无异质性时,其高估得较为严重,平均覆盖率从DL2法的98.22%到99.59%,基于最优权重的平均覆盖率亦是如此(97.95%)。 BT法和PL法的平均覆盖率(91.29%；92.86%)均明显低于置信水平。研究数较少时,其低估得较为严重,随研究数增大而越接近于95%。无异质性时,两种方法的平均覆盖率较置信水平有所偏高(96.33%；96.76%)。两者相比,PL法较优。 结论 异质性方差估计方法中,DL法、ML法和REML法在大多数情况下会低估真实的异质性,而PM法和EB法普遍估计较为准确。不同异质性方差估计值对综合效应量的影响非常小。基于标准正态分布估计的置信区间覆盖率明显低于置信水平,特别是当研究数较少时(k≤10)。而基于加权方差和稳健方差计算的置信区间的统计性能优于其它方法,且当研究数较少时也很稳健,值得推荐。此外,这两种方法也适用于固定效应模型。
【关键词】：meta分析 异质性方差 综合效应量 置信区间
【学位授予单位】：南方医科大学
【学位级别】：硕士
【学位授予年份】：2013
【分类号】：R311
【目录】：

• 摘要3-9
• ABSTRACT9-17
• 1. INTRODUCTION17-22
• 1.1 Background17-21
• 1.2 Objective21-22
• 2. METHOD22-34
• 3. RESULTS34-56
• 3.1 The heterogeneity variance estimators34-40
• 3.2 The overall effect size40-43
• 3.3 Confidence intervals for the overall effect size43-45
• 附表和图45-56
• 4. DISCUSSION56-58
• 5. CONCLUSIONS58-59
• 6. REFERENCES59-63
• PUBLICATIONS63-64
• ACKNOWLEDEMENTS64-65

【相似文献】

中国期刊全文数据库 前10条

1 王国兰,寇晋萍,余立,胡昌勤,任重远;注射用粉针溶液颜色限度的制订[J];中国药品标准;2004年04期

2 程维虎;陈立萍;王雪丽;;药物剂量响应曲线核函数估计法[J];数理统计与管理;2007年04期

3 郭海兵;张永进;;配对二维列联表数据的等价性和非劣性的似然率检验[J];统计与决策;2008年12期

4 金卫东;藏德馨;;精神分裂症的阴性症状和阳性症状与多巴胺假说的发展[J];医学理论与实践;1991年01期

5 邬关德;刘德琪;陈明;吕廉捷;;同质性与异质性胃癌的诊断、生物学特性及预后的探讨[J];泸州医学院学报;1992年02期

6 金卫东;臧德馨;;精神分裂症5-HT功能异质性研究[J];医学理论与实践;1992年02期

7 温宏武,刘书文,麦永嫣,严仁英,沈祝萱;卵巢上皮性癌DNA含量的异质性[J];北京大学学报(医学版);1993年02期

8 胡丽叶,何振山,崔俊玉;心室肌电生理异质性与临床的关系[J];华北国防医药;2003年03期

9 陈阳;高建华;刘晓军;严欣;宋玫;;中国人群瘢痕疙瘩家系易感基因位点与染色体7p11的连锁分析[J];南方医科大学学报;2006年05期

10 刘开会;陈松;胡兰;徐秀兰;郭燕霞;;汉人不同区段头发的线粒体HVII异质性的序列分析[J];中国法医学杂志;2006年04期

中国重要会议论文全文数据库 前10条

1 聂同钢;匡金枝;朱巍;;人类线粒体DNA异质性1例[A];加入WTO和中国科技与可持续发展——挑战与机遇、责任和对策（下册）[C];2002年

2 何振巍;张朝东;;线粒体脑肌病伴高乳酸血症和脑卒中样发作综合征一家系临床特征及线粒体基因A3243G位点点突变异质性水平[A];中华医学会第十三次全国神经病学学术会议论文汇编[C];2010年

3 张伟娟;侯一平;徐洁杰;周雪平;贾振军;吴谨;李英碧;;线粒体DNA异质性在法医遗传学中的研究进展及存在的问题探讨[A];第二届全国法医DNA检验技术研讨会论文专辑[C];2004年

4 赵建;;异质性信念作用下的证券价格:以两信念均衡模型为例[A];中国制度经济学年会论文集[C];2006年

5 马筱玲;;异质性万古霉素耐药金黄色葡萄球菌分子流行病学特征[A];中华医学会第八次全国检验医学学术会议暨中华医学会检验分会成立30周年庆典大会资料汇编[C];2009年

6 刘春波;吴长君;邢萍;;毒性多结节性甲状腺肿促甲状腺激素受体基因突变的研究[A];中华医学会第十次全国超声医学学术会议论文汇编[C];2009年

7 陈勇;洪艳;杨连华;陈念良;倪崖;凌志强;余为群;毛江森;;甲型肝炎病毒中国流行株5’NCR核苷酸序列异质性研究[A];浙江省医学科学院建院55周年院庆论文专辑[C];2005年

8 苏海霞;闫永平;徐德忠;李端;卢娟;;乙型肝炎病毒前C/C和前S/S基因异质性及其与宫内感染关系的初步研究[A];全面建设小康社会：中国科技工作者的历史责任——中国科协2003年学术年会论文集（下）[C];2003年

9 刘凡;;越界与异质空间[A];中央美术学院青年艺术批评奖获奖论文集[C];2009年

10 董菁;施双双;张国庆;皇甫竞坤;洪源;成军;王勤环;李莉;斯崇文;;乙型肝炎病毒C基因启动子区异质性检测的初步研究[A];中华医学会第七次全国感染病学术会议论文汇编[C];2001年

中国重要报纸全文数据库 前10条

1 王冀平;积极面对世界移民异质性问题[N];中国社会科学院报;2009年

2 吴坚雄;国泰君安：1560点以下可逐步增仓[N];上海证券报;2006年

3 李国学 中国社会科学院世界经济与政治研究所;异质性和经济摩擦对国际生产组织形式选择的影响[N];中国社会科学报;2009年

4 余自成;皮质激素治疗持续急性呼吸窘迫综合征的疗效和安全性[N];医药经济报;2006年

5 中国社科院信息化研究中心秘书长、《互联网周刊》主编 姜奇平;人是湿的[N];中国经济导报;2010年

6 余自成;阿仑膦酸盐或阿法骨化醇治疗糖皮质激素诱导的骨质疏松症[N];医药经济报;2006年

7 翁向东;中国需要怎样的CI[N];证券日报;2003年

8 余自成;阿司匹林单用与氯吡格雷＋阿司匹林预防动脉内血栓事件的比较[N];医药经济报;2006年

9 孙华君;雷洛昔芬治疗对绝经后妇女心血管事件和乳腺癌发生的影响[N];医药经济报;2006年

10 孙华君;非小细胞肺癌ERCC1蛋白主导的DNA修复与以顺铂为主的辅助化疗疗效的关系[N];医药经济报;2006年

中国博士学位论文全文数据库 前10条

1 邱世芳;流行病学研究中有关风险差的若干问题研究[D];云南大学;2010年

2 芦琳娜;异质性视角下我国地质勘查投入机制研究[D];中国地质大学（北京）;2013年

3 张东平;城市生活垃圾流化床焚烧过程酸性气体排放及其人工神经网络预测[D];浙江大学;2003年

4 张平;我国上市公司高层管理团队异质性与企业绩效的关系研究[D];华南理工大学;2005年

5 张意如;异质性视角下团体贷款研究[D];南京理工大学;2009年

6 陈策;异质性厂商国际市场进入方式的选择和政策支持研究[D];西北大学;2010年

7 秦燕;异质性人力资源开发研究[D];大连理工大学;2010年

8 邢同京;HBV转录后调节序列在非细胞毒机制中的作用及其异质性的生物学意义[D];中国人民解放军第一军医大学;2003年

9 李玉连;基于异质性的共享资源治理过程研究[D];南京理工大学;2007年

10 普雁翔;中国制造业集聚：企业规模异质性视野的分析与实证[D];浙江大学;2011年

中国硕士学位论文全文数据库 前10条

1 张斌;以OR值为效应量的meta分析中异质性方差及综合效应量置信区间估计方法的模拟比较研究[D];南方医科大学;2013年

2 张敏;原子钟噪声类型和频率稳定度估计的自由度分析与探讨[D];中国科学院研究生院（国家授时中心）;2008年

3 张慧君;高精度时间频率信号测量与分析平台的设计[D];中国科学院研究生院（国家授时中心）;2003年

4 王历容;缺失数据下两总体分位数差异的经验似然推断[D];广西师范大学;2008年

5 王强;经验似然在风险度量中的应用[D];华东师范大学;2007年

6 陈s，

本文编号：952637