Unidad 10 Análisis estratificado con SPSS
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Unidad X
Análisis estratificado con SPSS.Análisis estratificado con SPSS.
Ricardo Ruiz de Adana
Factores de confusión
• Se entiende por confusión un ERROREN LA ESTIMACIÓN DE LA MEDIDADEL EFECTO entre una exposición y laDEL EFECTO entre una exposición y laenfermedad, debido a otra variable quepor estar asociada a la enfermedad yexposición confunde los resultados.
Factores de confusión
• Un estudio para determinar el riesgo de cáncer deboca (enfermedad) en expuestos al alcohol(exposición o factor de estudio) tendría que
considerar al tabaco como variable confusora.considerar al tabaco como variable confusora.
Alcohol (exposición) Cáncer boca (enfermedad)
Tabaco (confusora)
Características de una variable confusora
• 1. La variable confusora es factor de riesgo para la enfermedad en ausencia del resto de variables incluida la exposición variables incluida la exposición
• 2. La variable confusora no ha de ser una variable intermedia en la cadena causal
• 3. La variable confusora ha de estar asociada a la exposición o factor de estudio
Características de una variable confusora
• Ejemplo• El tabaco es un factor de riesgo para el
cáncer de boca, de forma independiente al alcohol alcohol
• Para que el alcohol se asocie al cáncer de boca no es necesario que el tabaco sea un paso intermedio en la cadena causal
• Por último, el tabaco está asociado al alcohol, en la población general , ya que los fumadores suelen beber más
Interacción o factores modificadores del efecto
• La interacción es la respuesta en distinto grado a un mismo factor dependiendo de los valores de un dependiendo de los valores de un determinada variable. Es un efecto distinto a la simple suma de de dos factores de riesgo
Ejemplo interacción
• El consumo de tabaco interactúa con la toma de anticonceptivos orales aumentando el riesgo de trombo aumentando el riesgo de trombo embolismo pulmonar
Control de factores de confusión
• Los factores de confusión pueden ser controlados mediante diferentes técnicas, bien en la fase de diseño, bien técnicas, bien en la fase de diseño, bien en la fase de análisis, sin embargo estas técnicas requieren la identificación de estos factores en la fase de diseño.
Control de factores de confusión
• En la fase de diseñoRestricción– Consiste en especificar criterios de inclusión y
exclusión muy restrictivos con el objetivo de que exclusión muy restrictivos con el objetivo de que los sujetos incluidos sean lo mas homogéneos posibles en relación a los factores que puedan distorsionar las asociación entre causa-efecto.
– Esta técnica tiene el inconveniente que disminuye la validez externa del estudio, ya que la población estudiada está restringida y no suele ser comparable con la población general.
Control de factores de confusión
• En la fase de diseñoTécnicas de apareamiento ( matching).– Se entiende por APAREAMIENTO a la – Se entiende por APAREAMIENTO a la
selección de una serie de comparación (controles), que es idéntica o casi, a la serie índice (casos) con respecto a uno o más factores potenciales de confusión.
Control de factores de confusión
• En la fase de diseñoAsignación aleatoria– Nos permite controlar los factores de – Nos permite controlar los factores de
confusión conocidos y no conocidos.– Sólo es posible en ensayos clínicos.
Control de factores de confusión
• Fase de análisis– Estandarización de tasas.– Análisis estratificado.– Análisis multivariante.
Control factores de confusión mediante SPSS mediante SPSS
• Un equipo de investigadores cree que las personas que toman hamburguesas tienen mas probabilidades de padecer tienen mas probabilidades de padecer colon irritable. Para confirmar la hipótesis se diseña un estudio de seguimiento con 1089 personas
Investigamos la asociación entre comer hamburguesas y colon irritable
Pruebas de chi-cuadrado
8,272b 1 ,004
6,904 1 ,009
8,470 1 ,004
,006 ,004
8,145 1 ,004
Chi-cuadrado de Pearson
Corrección porcontinuidad
a
Razón de verosimilitud
Estadístico exacto deFisher
Asociación lineal porlineal
Valor glSig. asintótica
(bilateral)Sig. exacta(bilateral)
Sig. exacta(unilateral)
Tabla de contingencia Comen hamburguesas * Colon ir ritable
Recuento
420 600 1020
12 57 69
432 657 1089
Si
No
Comen hamburguesas
Total
Si No
Colon irritable
Total
8,145 1 ,004
65
lineal
N de casos válidos
Calculado sólo para una tabla de 2x2.a.
0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperadaes 14,78.
b. Estimación de riesgo
3,325 1,762 6,274
2,368 1,408 3,980
,712 ,632 ,803
1089
Razón de las ventajaspara Comenhamburguesas (Si / No)
Para la cohorte Colonirritable = Si
Para la cohorte Colonirritable = No
N de casos válidos
Valor Inferior Superior
Intervalo de confianzaal 95%
• Los investigadores sospechan que el verdadero causante del colon irritable es la mostaza decidiéndose realizar un es la mostaza decidiéndose realizar un análisis estratificado
• Si en un estudio se sospecha que un factor es de confusión en el análisis estratificado:estratificado:– La medida de RR u OR deben ser
significativamente distinta en el análisis global y en el de los estratos
– No hay diferencias significativas de las medidas de RR u OR en los estratos
Análisis estratificado
Resumen análisis estratificado
Tabla de contingencia Comen hamburguesas * Colon ir ritable * Toman mostaza
Recuento
400 401 801
7 7 14
407 408 815
20 199 219
5 50 55
25 249 274
Si
No
Comen hamburguesas
Total
Si
No
Comen hamburguesas
Total
Toman mostazaSi
No
Si No
Colon irritable
Total
Pruebas de chi-cuadrado
,000b 1 ,996
,000 1 1,000
,000 1 ,996
1,000 ,604
,000 1 ,996
815
,000c 1 ,992
Chi-cuadrado de Pearson
Corrección porcontinuidad
a
Razón de verosimilitud
Estadístico exacto deFisher
Asociación lineal porlineal
N de casos válidos
Chi-cuadrado de Pearson
Toman mostazaSi
No
Valor glSig. asintótica
(bilateral)Sig. exacta(bilateral)
Sig. exacta(unilateral)
RR crudo: 2,3
,000 1 1,000
,000 1 ,992
1,000 ,615
,000 1 ,992
274
Corrección porcontinuidad
a
Razón de verosimilitud
Estadístico exacto deFisher
Asociación lineal porlineal
N de casos válidos
Calculado sólo para una tabla de 2x2.a.
0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada es 6,99.b.
0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada es 5,02.c.
Estimación de riesgo
,998 ,347 2,870
,999 ,589 1,694
1,001 ,590 1,698
815
1,005 ,360 2,809
1,005 ,395 2,557
1,000 ,910 1,098
274
Razón de las ventajaspara Comenhamburguesas (Si / No)
Para la cohorte Colonirritable = Si
Para la cohorte Colonirritable = No
N de casos válidos
Razón de las ventajaspara Comenhamburguesas (Si / No)
Para la cohorte Colonirritable = Si
Para la cohorte Colonirritable = No
N de casos válidos
Toman mostazaSi
No
Valor Inferior Superior
Intervalo de confianzaal 95%
Estudian la asociación entre mostaza y hamburguesas
Tabla de contingencia Comen hamburguesas * Toman mo staza
Recuento
801 219 1020
14 55 69
815 274 1089
Si
No
Comen hamburguesas
Total
Si No
Toman mostaza
Total
Pruebas de chi-cuadrado
116,414b 1 ,000
113,342 1 ,000
97,934 1 ,000
,000 ,000
Chi-cuadrado de Pearson
Corrección porcontinuidad
a
Razón de verosimilitud
Estadístico exacto deFisher
Valor glSig. asintótica
(bilateral)Sig. exacta(bilateral)
Sig. exacta(unilateral)
,000 ,000
116,307 1 ,000
1089
Fisher
Asociación lineal porlineal
N de casos válidos
Calculado sólo para una tabla de 2x2.a.
0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperadaes 17,36.
b. Estimación de riesgo
14,369 7,843 26,325
3,870 2,422 6,185
,269 ,228 ,318
1089
Razón de las ventajaspara Comenhamburguesas (Si / No)
Para la cohorte Tomanmostaza = Si
Para la cohorte Tomanmostaza = No
N de casos válidos
Valor Inferior Superior
Intervalo de confianzaal 95%
Estudian la asociación entre mostaza y colon irritable
Tabla de contingencia Toman mostaza * Colon irritab le
Recuento
407 408 815
25 249 274
432 657 1089
Si
No
Toman mostaza
Total
Si No
Colon irritable
Total
Pruebas de chi-cuadrado
142,731b 1 ,000
141,030 1 ,000
165,663 1 ,000
,000 ,000
Chi-cuadrado de Pearson
Corrección porcontinuidad
a
Razón de verosimilitud
Estadístico exacto deFisher
Valor glSig. asintótica
(bilateral)Sig. exacta(bilateral)
Sig. exacta(unilateral)
,000 ,000
142,600 1 ,000
1089
Fisher
Asociación lineal porlineal
N de casos válidos
Calculado sólo para una tabla de 2x2.a.
0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperadaes 108,69.
b. Estimación de riesgo
9,936 6,440 15,327
5,473 3,743 8,003
,551 ,509 ,596
1089
Razón de lasventajas para Tomanmostaza (Si / No)
Para la cohorteColon irritable = Si
Para la cohorteColon irritable = No
N de casos válidos
Valor Inferior Superior
Intervalo de confianzaal 95%
• A la vista de los resultados anteriores se descarta que comer hamburguesas sea un factor de riesgo de colon irritable sea un factor de riesgo de colon irritable siendo la variable confusora el consumo de mostaza que se asocia al consumo de hamburguesas y al colon irritable
Control factores de confusión e interacción mediante SPSS e interacción mediante SPSS
• Un equipo de investigadores cree que la ingesta habitual de benzodiacepinas aumenta la probabilidad de presentar aumenta la probabilidad de presentar temblor esencial. Para confirmar la hipótesis se diseña un estudio de seguimiento con 1330 personas
Pruebas de chi-cuadrado
67,144b 1 ,000
66,003 1 ,000
64,903 1 ,000
,000 ,000
67,094 1 ,000
Chi-cuadrado de Pearson
Corrección porcontinuidad
a
Razón de verosimilitud
Estadístico exacto deFisher
Asociación lineal porlineal
Valor glSig. asintótica
(bilateral)Sig. exacta(bilateral)
Sig. exacta(unilateral)
Investigamos la asociación entre consumo de benzodiacepinas y tenblor
Tabla de contingencia Tratamiento benzodiacepinas * Temblor
Recuento
160 320 480
121 729 850
281 1049 1330
Si
No
Tratamientobenzodiacepinas
Total
Si No
Temblor
Total
Estimación de riesgo
3,012 2,299 3,947
2,342 1,902 2,883
,777 ,726 ,833
1330
Razón de las ventajaspara Tratamientobenzodiacepinas (Si / No)
Para la cohorte Temblor =Si
Para la cohorte Temblor =No
N de casos válidos
Valor Inferior Superior
Intervalo de confianzaal 95%
67,094 1 ,000
1330
lineal
N de casos válidos
Calculado sólo para una tabla de 2x2.a.
0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperadaes 101,41.
b.
• Los investigadores sospechan que las benzodiacepinas y la dieta podrian interactuar entre si decidiéndose interactuar entre si decidiéndose realizar un análisis estratificado
• Si en un estudio se sospecha que una variable interactua con otra sin confusión en el análisis estratificado:– La medida de RR u OR deben ser – La medida de RR u OR deben ser
significativamente distintas en el análisis global de al menos una de las medidas de RR u OR de los estratos
– Hay diferencias significativas de las medidas de RR u OR en los estratos
– La variable no es confusora (no esta asociada al factor de estudio ni al criterio de evaluación)
Análisis estratificado
Pruebas de chi-cuadrado
65,554b 1 ,000
64,053 1 ,000
63,699 1 ,000
,000 ,000
65,473 1 ,000
Chi-cuadrado de Pearson
Corrección porcontinuidad
a
Razón de verosimilitud
Estadístico exacto deFisher
Asociación lineal porlineal
Tipo de dietaPobre grasas
Valor glSig. asintótica
(bilateral)Sig. exacta(bilateral)
Sig. exacta(unilateral)
Resumen análisis estratificadoRR crudo: 2,3
Tabla de contingencia Tratamiento benzodiacepinas * Temblor * Tipo de dieta
Recuento
100 201 301
51 451 502
151 652 803
60 119 179
70 278 348
130 397 527
Si
No
Tratamientobenzodiacepinas
Total
Si
No
Tratamientobenzodiacepinas
Total
Tipo de dietaPobre grasas
Normal
Si No
Temblor
Total
Estimación de riesgo
4,400 3,021 6,408
3,270 2,409 4,439
,743 ,683 ,809
803
2,002 1,334 3,006
1,666 1,242 2,236
,832 ,741 ,935
527
Razón de las ventajaspara Tratamientobenzodiacepinas (Si / No)
Para la cohorte Temblor =Si
Para la cohorte Temblor =No
N de casos válidos
Razón de las ventajaspara Tratamientobenzodiacepinas (Si / No)
Para la cohorte Temblor =Si
Para la cohorte Temblor =No
N de casos válidos
Tipo de dietaPobre grasas
Normal
Valor Inferior Superior
Intervalo de confianzaal 95%
803
11,429c 1 ,001
10,719 1 ,001
11,107 1 ,001
,001 ,001
11,408 1 ,001
527
lineal
N de casos válidos
Chi-cuadrado de Pearson
Corrección porcontinuidad
a
Razón de verosimilitud
Estadístico exacto deFisher
Asociación lineal porlineal
N de casos válidos
Normal
Calculado sólo para una tabla de 2x2.a.
0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada es 56,60.b.
0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada es 44,16.c.
130 397 527Total
Analizamos si temblor y dieta están relacionados
Tabla de contingencia Tipo de dieta * Temblor
Recuento
151 652 803
130 397 527
281 1049 1330
Pobre grasas
Normal
Tipo dedieta
Total
Si No
Temblor
Total
Pruebas de chi-cuadrado
6,565b 1 ,010
6,217 1 ,013
6,490 1 ,011
,011 ,007
Chi-cuadrado de Pearson
Corrección porcontinuidad
a
Razón de verosimilitud
Estadístico exacto deFisher
Valor glSig. asintótica
(bilateral)Sig. exacta(bilateral)
Sig. exacta(unilateral)
6,560 1 ,010
1330
Fisher
Asociación lineal porlineal
N de casos válidos
Calculado sólo para una tabla de 2x2.a.
0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperadaes 111,34.
b. Estimación de riesgo
,707 ,542 ,922
,762 ,620 ,938
1,078 1,016 1,143
1330
Razón de las ventajaspara Tipo de dieta(Pobre grasas / Normal)
Para la cohorte Temblor= Si
Para la cohorte Temblor= No
N de casos válidos
Valor Inferior Superior
Intervalo de confianzaal 95%
Analizamos relación entre dieta y benzodiacepinas
Tabla de contingencia Tratamiento benzodiacepinas * Tipo de dieta
Recuento
301 179 480
502 348 850
803 527 1330
Si
No
Tratamientobenzodiacepinas
Total
Pobre grasas Normal
Tipo de dieta
Total
Pruebas de chi-cuadrado
1,708b 1 ,191
1,559 1 ,212
1,713 1 ,191
,199 ,106
Chi-cuadrado de Pearson
Corrección porcontinuidad
a
Razón de verosimilitud
Estadístico exacto deFisher
Valor glSig. asintótica
(bilateral)Sig. exacta(bilateral)
Sig. exacta(unilateral)
1,707 1 ,191
1330
Fisher
Asociación lineal porlineal
N de casos válidos
Calculado sólo para una tabla de 2x2.a.
0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperadaes 190,20.
b.
Estimación de riesgo
1,166 ,926 1,467
1,062 ,972 1,160
,911 ,791 1,049
1330
Razón de las ventajaspara Tratamientobenzodiacepinas (Si / No)
Para la cohorte Tipo dedieta = Pobre grasas
Para la cohorte Tipo dedieta = Normal
N de casos válidos
Valor Inferior Superior
Intervalo de confianzaal 95%
• A la vista de los resultados anteriores las conclusiones son:
• La ingesta de benzodiacepinas es una factor de riesgo para padecer temblor esencial en de riesgo para padecer temblor esencial en todos los casos
• La dieta no es un factor de confusion• La dieta interactua con la ingesta de
benzodiacepinas siendo mayor el riesgo de temblor si se sigue una dieta pobre en grasas
• En un estudio de cohortes se estudia la relación entre la ingesta de AINES y ulcera gastroduodenal. Para confirmar ulcera gastroduodenal. Para confirmar la hipótesis se diseña un estudio de seguimiento con 800 personas
Pruebas de chi-cuadrado
13,777b 1 ,000
13,052 1 ,000
14,615 1 ,000
,000 ,000
13,760 1 ,000
Chi-cuadrado de Pearson
Corrección porcontinuidad
a
Razón de verosimilitud
Estadístico exacto deFisher
Asociación lineal porlineal
Valor glSig. asintótica
(bilateral)Sig. exacta(bilateral)
Sig. exacta(unilateral)
Investigamos la asociación entre AINES y ulcera gastroduodenal
Tabla de contingencia Antinflmatorios no esterioide os * ULCERA
Recuento
100 400 500
30 270 300
130 670 800
Si
No
Antinflmatorios noesterioideos
Total
Si No
ULCERA
Total
Estimación de riesgo
2,250 1,455 3,480
2,000 1,365 2,931
,889 ,839 ,942
800
Razón de las ventajaspara Antinflmatorios noesterioideos (Si / No)
Para la cohorteULCERA = Si
Para la cohorteULCERA = No
N de casos válidos
Valor Inferior Superior
Intervalo de confianzaal 95%
13,760 1 ,000
800
lineal
N de casos válidos
Calculado sólo para una tabla de 2x2.a.
0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperadaes 48,75.
b.
• Los investigadores sospechan que el tomar café puede ser un factor de confusion y/o modificador de efecto confusion y/o modificador de efecto decidiéndose realizar un análisis estratificado
• Si una variable no es factor de confusion ni modificadora del efecto en el análisis estratificado:el análisis estratificado:– La medida de RR u OR no deben ser
significativamente distinta en el análisis global y en el de los estratos
– No hay diferencias significativas de las medidas de RR u OR en los estratos
Análisis estratificado
Pruebas de chi-cuadrado
2,803b 1 ,094
2,113 1 ,146
2,975 1 ,085
,123 ,070
2,786 1 ,095
162
10,973c 1 ,001
Chi-cuadrado de Pearson
Corrección porcontinuidad
a
Razón de verosimilitud
Estadístico exacto deFisher
Asociación lineal porlineal
N de casos válidos
Chi-cuadrado de Pearson
Corrección pora
CAFESi
No
Valor glSig. asintótica
(bilateral)Sig. exacta(bilateral)
Sig. exacta(unilateral)
Resumen análisis estratificadoRR crudo: 2
Tabla de contingencia Antinflmatorios no esterioide os * ULCERA * CAFE
Recuento
20 81 101
6 55 61
26 136 162
80 319 399
24 215 239
104 534 638
Si
No
Antinflmatorios noesterioideos
Total
Si
No
Antinflmatorios noesterioideos
Total
CAFESi
No
Si No
ULCERA
Total
Estimación de riesgo
2,263 ,854 5,997
2,013 ,856 4,735
,889 ,783 1,010
162
2,247 1,379 3,659
1,997 1,303 3,060
,889 ,833 ,948
638
Razón de las ventajaspara Antinflmatorios noesterioideos (Si / No)
Para la cohorteULCERA = Si
Para la cohorteULCERA = No
N de casos válidos
Razón de las ventajaspara Antinflmatorios noesterioideos (Si / No)
Para la cohorteULCERA = Si
Para la cohorteULCERA = No
N de casos válidos
CAFESi
No
Valor Inferior Superior
Intervalo de confianzaal 95%
10,252 1 ,001
11,640 1 ,001
,001 ,001
10,956 1 ,001
638
Corrección porcontinuidad
a
Razón de verosimilitud
Estadístico exacto deFisher
Asociación lineal porlineal
N de casos válidos
Calculado sólo para una tabla de 2x2.a.
0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada es 9,79.b.
0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada es38,96.
c.
• A la vista de los resultados anteriores se concluye:
• Tanto en personas que toman café como no el riesgo de ulcera por AINES es el mismoel riesgo de ulcera por AINES es el mismo
• Se descarta que el café sea una variable confusora dado que el riesgo global es el mimo que en los estratos
• Se descarta interacción entre café y AINES ya que el riesgo es el mismo en cada estrato
• En un estudio de cohortes se estudia la relación entre la ingesta de alcohol y cardiopatia isquemica. Para confirmar la cardiopatia isquemica. Para confirmar la hipótesis se diseña un estudio de seguimiento con 800 personas
Pruebas de chi-cuadrado
10,513b 1 ,001
8,817 1 ,003
10,973 1 ,001
,002 ,001
10,351 1 ,001
Chi-cuadrado de Pearson
Corrección porcontinuidad
a
Razón de verosimilitud
Estadístico exacto deFisher
Asociación lineal porlineal
Valor glSig. asintótica
(bilateral)Sig. exacta(bilateral)
Sig. exacta(unilateral)
Investigamos la asociación entre ingesta de alcohol y cardiopatía isquemica
Tabla de contingencia BEBE * ENFERMEDAD CORONARIA
Recuento
15 16 31
4 30 34
19 46 65
si
No
BEBE
Total
si No
ENFERMEDADCORONARIA
Total
Estimación de riesgo
7,031 1,997 24,759
4,113 1,529 11,066
,585 ,407 ,840
65
Razón de las ventajaspara BEBE (si / No)
Para la cohorteENFERMEDADCORONARIA = si
Para la cohorteENFERMEDADCORONARIA = No
N de casos válidos
Valor Inferior Superior
Intervalo de confianzaal 95%
10,351 1 ,001
65
lineal
N de casos válidos
Calculado sólo para una tabla de 2x2.a.
0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperadaes 9,06.
b.
• Los investigadores sospechan que el consumo de tabaco puede ser un factor de confusión y/o modificador del efectode confusión y/o modificador del efecto
• Si una variable es factor de confusión y modificadora del efecto en el análisis estratificado:– La medida de RR u OR deben ser – La medida de RR u OR deben ser
significativamente distinta en el análisis global y en el de los estratos
– Hay diferencias significativas de las medidas de RR u OR en los estratos
– La variable confusora (esta asociada al factor de estudio ni al criterio de evaluación)
Análisis estratificado
Pruebas de chi-cuadrado
9,632b 1 ,002
7,520 1 ,006
10,937 1 ,001
,003 ,002
9,349 1 ,002
34
,036c 1 ,849
,000 1 1,000
Chi-cuadrado de Pearson
Corrección porcontinuidad
a
Razón de verosimilitud
Estadístico exacto deFisher
Asociación lineal porlineal
N de casos válidos
Chi-cuadrado de Pearson
Corrección porcontinuidad
a
FUMAsi
No
Valor glSig. asintótica
(bilateral)Sig. exacta(bilateral)
Sig. exacta(unilateral)
Resumen análisis estratificadoRR crudo: 4,1
Tabla de contingencia BEBE * ENFERMEDAD CORONARIA *FUMA
Recuento
14 8 22
1 11 12
15 19 34
1 8 9
3 19 22
si
No
BEBE
Total
si
No
BEBE
FUMAsi
No
si No
ENFERMEDADCORONARIA
Total
Estimación de riesgo
19,250 2,083 177,915
7,636 1,139 51,205
,397 ,222 ,707
34
,792 ,071 8,807
,815 ,097 6,830
1,029 ,774 1,368
31
Razón de las ventajaspara BEBE (si / No)
Para la cohorteENFERMEDADCORONARIA = si
Para la cohorteENFERMEDADCORONARIA = No
N de casos válidos
Razón de las ventajaspara BEBE (si / No)
Para la cohorteENFERMEDADCORONARIA = si
Para la cohorteENFERMEDADCORONARIA = No
N de casos válidos
FUMAsi
No
Valor Inferior Superior
Intervalo de confianzaal 95%
,037 1 ,847
1,000 ,673
,035 1 ,851
31
Razón de verosimilitud
Estadístico exacto deFisher
Asociación lineal porlineal
N de casos válidos
Calculado sólo para una tabla de 2x2.a.
0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada es 5,29.b.
2 casillas (50,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada es1,16.
c.
3 19 22
4 27 31Total
Analizamos relación entre CI y fumar
Tabla de contingencia FUMA * ENFERMEDAD CORONARIA
Recuento
15 19 34
4 27 31
19 46 65
si
No
FUMA
Total
si No
ENFERMEDADCORONARIA
Total
Pruebas de chi-cuadrado
7,638b 1 ,006
6,203 1 ,013
8,043 1 ,005
,007 ,006
Chi-cuadrado de Pearson
Corrección porcontinuidad
a
Razón de verosimilitud
Estadístico exacto deFisher
Valor glSig. asintótica
(bilateral)Sig. exacta(bilateral)
Sig. exacta(unilateral)
7,520 1 ,006
65
Fisher
Asociación lineal porlineal
N de casos válidos
Calculado sólo para una tabla de 2x2.a.
0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperadaes 9,06.
b. Estimación de riesgo
5,329 1,528 18,588
3,419 1,271 9,199
,642 ,462 ,891
65
Razón de las ventajaspara FUMA (si / No)
Para la cohorteENFERMEDADCORONARIA = si
Para la cohorteENFERMEDADCORONARIA = No
N de casos válidos
Valor Inferior Superior
Intervalo de confianzaal 95%
Analizamos la relación entre fumar y alcohol
Tabla de contingencia FUMA * BEBE
Recuento
22 12 34
9 22 31
31 34 65
si
No
FUMA
Total
si No
BEBE
Total
Pruebas de chi-cuadrado
8,272b 1 ,004
6,904 1 ,009
8,470 1 ,004
,006 ,004
Chi-cuadrado de Pearson
Corrección porcontinuidad
a
Razón de verosimilitud
Estadístico exacto deFisher
Valor glSig. asintótica
(bilateral)Sig. exacta(bilateral)
Sig. exacta(unilateral)
,006 ,004
8,145 1 ,004
65
Fisher
Asociación lineal porlineal
N de casos válidos
Calculado sólo para una tabla de 2x2.a.
0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperadaes 14,78.
b.
Estimación de riesgo
4,481 1,573 12,768
2,229 1,219 4,076
,497 ,299 ,826
65
Razón de las ventajaspara FUMA (si / No)
Para la cohorte BEBE = si
Para la cohorte BEBE =No
N de casos válidos
Valor Inferior Superior
Intervalo de confianzaal 95%
• A la vista de los resultados anteriores se concluye:
• El tabaco actúa como factor de confusión y modificador del efecto del consumo de alcohol sobre la cardiopatía isquemiaalcohol sobre la cardiopatía isquemia
• El tabaco interacciona con el alcohol y en fumadores es un factor de riesgo mas fuerte
• En no fumadores los resultados sugieren que es un factor de protección RR= 0,8 de cardiopatía, sin embargo nuestros resultados no son estadísticamente significativos