Poměry pravděpodobnosti v diagnostickém testování - Likelihood ratios in diagnostic testing
v medicína založená na důkazech, poměry pravděpodobnosti se používají k posouzení hodnoty provedení a diagnostický test. Používají citlivost a specifičnost testu k určení, zda výsledek testu užitečně mění pravděpodobnost existence stavu (například chorobného stavu). První popis použití poměrů pravděpodobnosti pro rozhodovací pravidla byl vytvořen na sympoziu o teorii informací v roce 1954.[1] V medicíně byly poměry pravděpodobnosti zavedeny v letech 1975 až 1980.[2][3][4]
Výpočet
Existují dvě verze poměru pravděpodobnosti, jedna pro pozitivní a druhá pro negativní výsledky testu. Respektive jsou známí jako poměr pozitivní pravděpodobnosti (LR +, poměr pravděpodobnosti pozitivní, poměr pravděpodobnosti pro pozitivní výsledky) a poměr negativní pravděpodobnosti (LR–, poměr pravděpodobnosti záporný, poměr pravděpodobnosti negativních výsledků).
Poměr pozitivní pravděpodobnosti se vypočítá jako
což odpovídá
nebo „pravděpodobnost osoby, která má pozitivní test na nemoc, děleno pravděpodobností osoby, která nemá pozitivní test na nemoc.“ TadyT+ "nebo" T - "označují, že výsledek testu je pozitivní, respektive negativní. Podobně,"D+ "nebo" D - "označují přítomnost nebo nepřítomnost onemocnění. Takže" skutečnými pozitivy "jsou ty, které mají pozitivní test (T+) a mít nemoc (D+) a „falešně pozitivní výsledky“ jsou ty, které mají pozitivní test (T +), ale nemají tuto chorobu (D−).
Čím vyšší je hodnota LR + pro konkrétní test, tím je pravděpodobnější, že pozitivní výsledek testu bude skutečně pozitivní. Na druhou stranu by LR + <1 znamenalo, že u nemocných jedinců jsou pozitivní výsledky testů pravděpodobnější než u nemocných jedinců.
Poměr záporné pravděpodobnosti se vypočítá jako[5]
což odpovídá[5]
nebo „pravděpodobnost osoby, která má negativní test na nemoc, děleno pravděpodobností osoby, která nemá negativní test na nemoc.“
Výpočet poměrů pravděpodobnosti pro testy s kontinuálními hodnotami nebo více než dvěma výsledky je podobný výpočtu pro dichotomický výsledky; samostatný poměr pravděpodobnosti se jednoduše vypočítá pro každou úroveň výsledku testu a nazývá se intervalové nebo stratum specifické poměry pravděpodobnosti.[6]
The pravděpodobnost pretestu konkrétní diagnózy vynásobené poměrem pravděpodobnosti určuje kurzy po testu. Tento výpočet je založen na Bayesova věta. (Pamatujte, že kurzy lze vypočítat z a poté převést na, pravděpodobnost.)
Aplikace na medicínu
Pravděpodobnost předběžného testu označuje šanci, že jedinec v dané populaci má poruchu nebo stav; toto je základní pravděpodobnost před použitím diagnostického testu. Pravděpodobnost po testu označuje pravděpodobnost, že podmínka je skutečně přítomna, a to při pozitivním výsledku testu. Pro dobrý test v populaci bude pravděpodobnost po testu významně vyšší nebo nižší než pravděpodobnost před testem. Vysoký poměr pravděpodobnosti označuje dobrý test pro populaci a poměr pravděpodobnosti blízký jedné naznačuje, že test nemusí být vhodný pro populaci.
Pro screeningový test může být populací zájmu obecná populace oblasti. Při diagnostickém testování bude objednatel sledovat nějaký příznak nebo jiný faktor, který zvyšuje pravděpodobnost předběžného testu ve srovnání s běžnou populací. Poměr pravděpodobnosti větší než 1 pro test v populaci naznačuje, že pozitivní výsledek testu je důkazem, že je přítomen stav. Pokud poměr pravděpodobnosti pro test v populaci není jasně lepší než jedna, test neposkytne dobrý důkaz: pravděpodobnost po testu se nebude významně lišit od pravděpodobnosti před testem. Znalost nebo odhad poměru pravděpodobnosti testu v populaci umožňuje klinickému lékaři lépe interpretovat výsledek.[7][8]
Výzkum naznačuje, že lékaři tyto výpočty zřídka provádějí v praxi, nicméně[9] a když to udělají, často dělají chyby.[10] A randomizovaná kontrolovaná studie srovnávali, jak dobře lékaři interpretovali diagnostické testy, které byly prezentovány buď jako citlivost a specifičnost Poměr pravděpodobnosti nebo nepřesná grafika poměru pravděpodobnosti nezjistil žádný rozdíl mezi těmito třemi režimy při interpretaci výsledků zkoušek.[11]
Tabulka odhadů
Tato tabulka poskytuje příklady toho, jak změny v poměru pravděpodobnosti ovlivňují pravděpodobnost onemocnění po testu.
Míra pravděpodobnosti | Přibližná * změna pravděpodobně[12] | Vliv na posttest Pravděpodobnost onemocnění[13] |
---|---|---|
Hodnoty mezi 0 a 1 pokles pravděpodobnost onemocnění (-LR) | ||
0.1 | −45% | Velký pokles |
0.2 | −30% | Mírný pokles |
0.5 | −15% | Mírné snížení |
1 | −0% | Žádný |
Hodnoty větší než 1 zvýšit pravděpodobnost onemocnění (+ LR) | ||
1 | +0% | Žádný |
2 | +15% | Mírné zvýšení |
5 | +30% | Mírné zvýšení |
10 | +45% | Velký nárůst |
* Tyto odhady jsou přesné s přesností na 10% vypočtené odpovědi pro všechny pravděpodobnosti před testem mezi 10% a 90%. Průměrná chyba je pouze 4%. Polární extrémy pravděpodobnosti před testem> 90% a <10% najdete níže v části „Odhad pravděpodobnosti před a po testu“.
Příklad odhadu
- Pravděpodobnost před testem: Například pokud mají asi 2 z každých 5 pacientů s břišní distenzí ascites, pak je pravděpodobnost pretestu 40%.
- Poměr pravděpodobnosti: Příkladem „testu“ je, že nález fyzikální zkoušky vypouklých boků má u ascitu pozitivní poměr pravděpodobnosti 2,0.
- Odhadovaná změna pravděpodobnosti: Na základě výše uvedené tabulky odpovídá poměr pravděpodobnosti 2,0 přibližně +15% zvýšení pravděpodobnosti.
- Konečná pravděpodobnost (po testu): Proto vyboulené boky zvyšují pravděpodobnost ascitu ze 40% na přibližně 55% (tj. 40% + 15% = 55%, což je v rozmezí 2% oproti přesné pravděpodobnosti 57%).
Příklad výpočtu
Lékařským příkladem je pravděpodobnost, že by se daný výsledek testu očekával u pacienta s určitou poruchou ve srovnání s pravděpodobností, že by se stejný výsledek objevil u pacienta bez cílové poruchy.
Některé zdroje rozlišují mezi LR + a LR−.[14] Fungující příklad je uveden níže.
- Fungující příklad
- Diagnostický test s citlivostí 67% a specificitou 91% se aplikuje na 2030 lidí, aby vyhledali poruchu s populační prevalencí 1,48%
Pacienti s rakovina střev (jak bylo potvrzeno dne endoskopie ) | ||||||
Podmínka pozitivní | Stav negativní | Prevalence = (TP + FN) / Celková_Populace = (20+10)/2030 ≈1.48% | Přesnost (ACC) = (TP + TN) / Celková_Populace = (20+1820)/2030 ≈90.64% | |||
Fekální okultní krev obrazovka test výsledek | Test výsledek pozitivní | Opravdu pozitivní (TP) = 20 (2030 x 1,48% x 67%) | Falešně pozitivní (FP) = 180 (2030 x (100 - 1,48%) x (100 - 91%)) | Pozitivní prediktivní hodnota (PPV), Přesnost = TP / (TP + FP) = 20 / (20 + 180) = 10% | Falešná míra objevení (FDR) = FP / (TP + FP) = 180/(20+180) = 90.0% | |
Test výsledek negativní | Falešně negativní (FN) = 10 (2030 x 1,48% x (100 - 67%)) | Pravda záporná (TN) = 1820 (2030 x (100 - 1,48%) x 91%) | Míra chybného opomenutí (PRO) = FN / (FN + TN) = 10 / (10 + 1820) ≈ 0.55% | Negativní prediktivní hodnota (NPV) = TN / (FN + TN) = 1820 / (10 + 1820) ≈ 99.45% | ||
TPR, Odvolání, Citlivost = TP / (TP + FN) = 20 / (20 + 10) ≈ 66.7% | Falešná kladná sazba (FPR),Vypadnout, pravděpodobnost falešného poplachu = FP / (FP + TN) = 180/(180+1820) =9.0% | Poměr pozitivní pravděpodobnosti (LR +) = TPR/FPR = (20/30)/(180/2000) ≈7.41 | Poměr diagnostických šancí (DOR) = LR +/LR− ≈20.2 | F1 skóre = 2 · Přesnost · Připomeňme/Precision + Recall ≈0.174 | ||
Falešně negativní sazba (FNR), míra slečny = FN / (TP + FN) = 10/(20+10) ≈ 33.3% | Specifičnost, Selektivita, Skutečná záporná sazba (TNR) = TN / (FP + TN) = 1820 / (180 + 1820) = 91% | Poměr záporné pravděpodobnosti (LR−) = FNR/TNR = (10/30)/(1820/2000) ≈0.366 |
Související výpočty
- Falešná kladná sazba (α) = chyba typu I. = 1 - specificita = FP / (FP + TN) = 180 / (180 + 1820) = 9%
- Falešná záporná sazba (β) = chyba typu II = 1 - citlivost = FN / (TP + FN) = 10 / (20 + 10) = 33%
- Napájení = citlivost = 1 - β
- Míra pravděpodobnosti pozitivní = citlivost / (1 - specificita) = 0,67 / (1 - 0,91) = 7,4
- Míra pravděpodobnosti negativní = (1 - citlivost) / specificita = (1 - 0,67) / 0,91 = 0,37
- Prahová hodnota prevalence = = 0.19 => 19.1%
Tento hypotetický screeningový test (okultní krevní test na stolici) správně identifikoval dvě třetiny (66,7%) pacientů s kolorektálním karcinomem.[A] Faktorování míry prevalence bohužel ukazuje, že tento hypotetický test má vysokou míru falešně pozitivních výsledků a spolehlivě neidentifikuje kolorektální karcinom v celkové populaci asymptomatických osob (PPV = 10%).
Na druhou stranu tento hypotetický test ukazuje velmi přesnou detekci jedinců bez rakoviny (NPV = 99,5%). Proto, když se použije pro rutinní screening kolorektálního karcinomu u asymptomatických dospělých, negativní výsledek poskytuje pacientovi a lékaři důležitá data, jako je vyloučení rakoviny jako příčiny gastrointestinálních symptomů nebo uklidnění pacientů znepokojených vývojem kolorektálního karcinomu.
Intervaly spolehlivosti pro všechny zúčastněné prediktivní parametry lze vypočítat, což poskytuje rozsah hodnot, ve kterých skutečná hodnota leží na dané úrovni spolehlivosti (např. 95%).[17]
Odhad pravděpodobnosti před a po zkoušce
Poměr pravděpodobnosti testu poskytuje způsob, jak odhadnout pravděpodobnosti před a po zkoušce mít podmínku.
S pravděpodobnost před testem a míra pravděpodobnosti vzhledem k tomu, že pravděpodobnosti po testu lze vypočítat podle následujících tří kroků:[18]
Ve výše uvedené rovnici pozitivní pravděpodobnost po testu se vypočítá pomocí poměr pravděpodobnosti pozitivnía negativní pravděpodobnost po testu se vypočítá pomocí poměr pravděpodobnosti záporný.
Kurzy jsou převedeny na pravděpodobnosti následovně:[19]
vynásobte rovnici (1) číslem (1 - pravděpodobnost)
přidat (pravděpodobnost × pravděpodobnost) k rovnici (2)
vydělte rovnici (3) číslem (1 + šance)
proto
- Pravděpodobnost po testu = Kurz po testu / (Kurz po testu + 1)
Alternativně lze pravděpodobnost po testu vypočítat přímo z pravděpodobnosti před testem a poměru pravděpodobnosti pomocí rovnice:
- P '= P0 × LR / (1 - P0 + P0 × LR), kde P0 je pravděpodobnost před testem, P 'je pravděpodobnost po testu a LR je poměr pravděpodobnosti. Tento vzorec lze vypočítat algebraicky kombinací kroků v předchozím popisu.
Ve skutečnosti, pravděpodobnost po testu, jak se odhaduje z míra pravděpodobnosti a pravděpodobnost před testem, je obecně přesnější, než kdyby se odhadovalo z pozitivní prediktivní hodnota testu, pokud má testovaný jedinec jinou pravděpodobnost před testem než co je prevalence tohoto stavu v populaci.
Příklad
Vezmeme-li si lékařský příklad shora (20 skutečných pozitiv, 10 falešných negativů a 2030 pacientů celkem), the pozitivní pravděpodobnost před testem se počítá jako:
- Pravděpodobnost předběžného testu = (20 + 10) / 2030 = 0,0148
- Kurz předběžného testu = 0,0148 / (1 - 0,0148) = 0,015
- Kurz po testu = 0,015 × 7,4 = 0,111
- Pravděpodobnost po testu = 0,111 / (0,111 + 1) = 0,1 nebo 10%
Jak bylo prokázáno, pozitivní pravděpodobnost po testu se číselně rovná pozitivní prediktivní hodnota; the negativní pravděpodobnost po testu je číselně rovno (1 - negativní prediktivní hodnota).
Poznámky
- ^ Pro všechny lékařské screeningové testy existují výhody a nevýhody. Pokyny pro klinickou praxi, jako jsou ty pro screening kolorektálního karcinomu, popište tato rizika a přínosy.[15][16]
Reference
- ^ Swets JA. (1973). "Relativní provozní charakteristika v psychologii". Věda. 182 (14116): 990–1000. Bibcode:1973Sci ... 182..990S. doi:10.1126 / science.182.4116.990. PMID 17833780.
- ^ Pauker SG, Kassirer JP (1975). „Terapeutické rozhodování: analýza nákladů a přínosů“. NEJM. 293 (5): 229–34. doi:10.1056 / NEJM197507312930505. PMID 1143303.
- ^ Thornbury JR, Fryback DG, Edwards W (1975). "Pravděpodobnostní poměry jako měřítko diagnostické užitečnosti informací vylučovacího urogramu". Radiologie. 114 (3): 561–5. doi:10.1148/114.3.561. PMID 1118556.
- ^ van der Helm HJ, Hische EA (1979). „Aplikace Bayesovy věty na výsledky kvantitativních klinických chemických stanovení“. Clin Chem. 25 (6): 985–8. PMID 445835.
- ^ A b Gardner, M .; Altman, Douglas G. (2000). Statistika s důvěrou: intervaly spolehlivosti a statistické pokyny. London: BMJ Books. ISBN 978-0-7279-1375-3.
- ^ Brown MD, Reeves MJ (2003). „Evidence-based urgentní medicína / dovednosti pro pohotovostní péči založenou na důkazech. Poměry pravděpodobnosti intervalu: další výhoda pro diagnostika na základě důkazů“. Ann Emerg Med. 42 (2): 292–297. doi:10.1067 / mem.2003.274. PMID 12883521.
- ^ Habibzadeh, Farrokh; Habibzadeh, Parham (15. června 2019). „Poměr pravděpodobnosti a jeho grafické znázornění“. Biochemia Medica. 29 (2): 193–199. doi:10.11613 / BM.2019.020101. PMC 6457916. PMID 31015780.
- ^ Harrell F, Califf R, Pryor D, Lee K, Rosati R (1982). „Hodnocení výtěžku lékařských testů“. JAMA. 247 (18): 2543–2546. doi:10.1001 / jama.247.18.2543. PMID 7069920.
- ^ Reid MC, Lane DA, Feinstein AR (1998). „Akademické výpočty versus klinické úsudky: praktičtí lékaři využívají kvantitativní měřítka přesnosti testu“. Dopoledne. J. Med. 104 (4): 374–80. doi:10.1016 / S0002-9343 (98) 00054-0. PMID 9576412.
- ^ Steurer J, Fischer JE, Bachmann LM, Koller M, ter Riet G (2002). „Sdělování přesnosti testů praktickým lékařům: kontrolovaná studie“. BMJ. 324 (7341): 824–6. doi:10.1136 / bmj.324.7341.824. PMC 100792. PMID 11934776.
- ^ Puhan MA, Steurer J, Bachmann LM, ter Riet G (2005). „Randomizovaná studie způsobů, jak popsat přesnost testu: účinek na odhady pravděpodobnosti lékařů po testu“. Ann. Internovat. Med. 143 (3): 184–9. doi:10.7326/0003-4819-143-3-200508020-00004. PMID 16061916.
- ^ McGee, Steven (1. srpna 2002). „Zjednodušení poměrů pravděpodobnosti“. Journal of General Internal Medicine. 17 (8): 647–650. doi:10.1046 / j.1525-1497.2002.10750.x. ISSN 0884-8734. PMC 1495095. PMID 12213147.
- ^ Henderson, Mark C .; Tierney, Lawrence M .; Smetana, Gerald W. (2012). Historie pacienta (2. vyd.). McGraw-Hill. p. 30. ISBN 978-0-07-162494-7.
- ^ „Míry pravděpodobnosti“. Archivovány od originál dne 20. srpna 2002. Citováno 4. dubna 2009.
- ^ Lin, Jennifer S .; Piper, Margaret A .; Perdue, Leslie A .; Rutter, Carolyn M .; Webber, Elizabeth M .; O'Connor, Elizabeth; Smith, Ning; Whitlock, Evelyn P. (21. června 2016). „Screening pro kolorektální karcinom“. JAMA. 315 (23): 2576–2594. doi:10.1001 / jama.2016.3332. ISSN 0098-7484.
- ^ Bénard, Florencie; Barkun, Alan N .; Martel, Myriam; Renteln, Daniel von (7. ledna 2018). „Systematický přehled pokynů pro screening kolorektálního karcinomu u dospělých s průměrným rizikem: shrnutí současných globálních doporučení“. World Journal of Gastroenterology. 24 (1): 124–138. doi:10,3748 / wjg.v24.i1.124. PMC 5757117. PMID 29358889.
- ^ Online kalkulačka intervalů spolehlivosti pro prediktivní parametry
- ^ Míry pravděpodobnosti Archivováno 22 prosince 2010 na Wayback Machine, z CEBM (Centrum pro medicínu založenou na důkazech). Stránka byla naposledy upravena: 1. února 2009
- ^ [1] z Australian Bureau of Statistics: A Comparison of Volunteering Mates from the 2006 Census of Population and Housing and the 2006 General Social Survey, June 2012, Last ISSUE Released at 11:30 AM (CANBERRA TIME) 08/06/2012
externí odkazy
- Úložiště poměru lékařské pravděpodobnosti