1、第 卷 第 期兰 州 大学学报 （ 医 学版） 年月 （ ）文章编号： （ ） 如何认识和解读分析周俊文 ， 马翔 翟所迪 北京大学第三医院 药剂科， 北京 北京大学药学院 药事管理与临床药学系 ， 北京 摘要 ： 正确解读分析对于证据的正确呈现是非常重要的 ： 本文从纳人文献的全面性 、研究结果的真实性 、 研究的异质性 、分析结果的精确性和倾向性 个方面分析和解读分析， 为临床医生、 科研人员和其他分析的使用者提供参考。关键词 ： 分析； 系统评价；结果解读中图分类号 ： 文献标识码 ： ： ， ， ， ， ， ， ， ， ： ？ ， ， ， ，？， ： ； 系统评价是收集所有符合纳入标准
2、的证据以个方面进行分析。回答特定问题的研究 ， 其中定量的系统评价常包、含分析， 即合并个或更多独立研究晒究评入研冗的全面性结果：现在已有相关工具可评价分析， 例如分析结果是多个原始研究结果的合并 可通过工具判断分析的方法学质 为避免出现分析制作者的主观偏倚， 如仅纳量 ，？八量表判断分析的报告质量人报告阳性结果的原始文献 ， 需要审视分析证据质量评价分析所呈现赃财选流程 ，包括检索策略定 数据库据的质。对于分酬作者 ，在完雌择及文献选过程 ， 从麵保手中的，数 星评价及：分析数据处理 ？析结果是基于目前所有可获得的 、 与研究问题后， 应如何分析与讨论分析结果从而得到最终的结论， 尚奴献对其
3、进行倾的总结。 将从纳人文献的全面性 、 文献结果的真实性 、研 检索策略制定是否合理究间的异质性 、 分析结果的精确性和倾向性检索策略的制定依赖于研究问题， 需考虑在收稿日期 ： 作者简介 ： 周俊文 （ ） ， 男 ， 广东惠州人，博士研究生，研究方向为循证药物评价 ；翟所迪 （ ） ， 男 ， 山东沂源人， 教授， 研究方向为循证药物评价和治疗药物 ， ： ， 通信联系人第 期周俊文 ， 等 ：如何认识和解读分析 患者身上施加何种干预措施并观察何种终点结 中 ， 是否存在可纳人 、 但是依据的检索策略及选局 ， 同时也需要考察纳入文献的研究类型 ：择的数据库没有包含的研究， 或者在筛选过
4、程中方面 ， 对于研究问题本身而言 ， 需要考察检索范 漏掉的研究。围是否太窄， 以致筛漏文献 ；另一方面， 也需要， 、仏 田考察超出研究问题以外的限定是否合理。 假设检索策略包含超出研究问题以外的限定 ， 需要阅读不同类型的临床研究有一套流程以确保研究原文是否给予合理的解释。 倘若存在检索策略以 结果反映研究问题的真实情况 ， 需要考虑原始研外的限定 ， 例如患者性别 、 干预的治疗周期 、 结 究在哪一环节出现了偏倚 ， 以及该偏倚对研究结局的定义 、 研究周期等 ， 但没有给予很好的解 果的影响如何。释 ， 那么排除文献是不合理的。 是否存在偏倚 数据库选择是否全？ 我们需要评估原始研
5、究在其主要流程中是否医学研究的检索需要考虑个主要的外文数 存在偏倚风险 。 以随机对照研究为例 ， 偏倚风险据库 ， ， 及 。 有时也得考 的评价需要考虑以下主要流程 ： 随机序列的产虑某些区域的数据库 ， 例如研究中药的分析 生 、 分配结果的隐藏 、 操作者与参与者的盲法 、需要考虑中国的数据库 （ 中国生物医学文献数据 结果评估者的肓法 、 试验对照组的随访情况 、 研库 、 万方数据库 、 维普数据库和中国知网数据库 究结果的发表和利益冲突者在这项研究中充当的等） ， 也需要考虑那些虽没有被发表、 但已有数据 角色等等 。 然而 ， 我们是评价有无偏倚风险存发表的研究 ， 如 上有研
6、究结果的 在， 而不是评价具体是否进行某项操作。 例如某研究。 还得考虑是否纳人有相关数据的会议论文 研究并未对操作者与参与者进行盲法 ， 他们都知甚至硕士、 博士论文。 会议论文与杂志发表论文 道试验参与人员使用何种干预措施，一般而言 ，相比 ， 可能存在试验不成熟 ， 更易出现数据变 该随机对照研究的盲法应为高偏倚风险 。 然而 ，动 ， 最后在杂志上发表的数据与会议论文数据不 当我们考察的结局为死亡率时 ， 随机对照研究的一致 ， 或是在不同会议间发表的内容不一致盲法对结果可能并无影响。同理也适用于硕士、博士研究生论文 。 因此 ， 偏倚对结局的影响分析中是否纳入这些论文需要谨慎考虑。虫
7、口当已知存在何种偏倚风险时 ，需要考虑该偏 倚风险会如何影响结果。 在大多数情况下 ， 需要分析需要保证双人或多人达成一致的纳 估计影响的方向和程度。 对于主观的结局 ， 如疼入标准和排除标准后 ， 独立完成筛选过程 ， 所以 痛 、 感冒好转时间等结局 ， 偏倚的影响高 ； 而对应回顾筛选过程是否符合要求， 是否可能漏筛文 于客观的结局 ， 如死亡率 、 骨折等结局 ， 偏倚的献。 此外？究问题的限定出现模糊区域时， 制作 影响低。 在特殊情况下 ， 也可以利用经验性的者也不应随便排除文献。 此时应该纳人这些文 分析考察不同的偏倚风险对结果的影响 。 例如献， 并在完成分析后， 排除这些文献
8、进行敏 等 研究发现， 相对于进行双盲的随机对照感性分析 。 例如不同文献对于青少年的定义不 研究， 未使用双盲的随机对照研究得出的比值比同 ， 有的定义在 岁之间 ， 有的定义在 岁（ ， ） 平均高。 可以借用这些研究以下 ， 排除 岁范围以外的文献是不可取 粗略估计结果被影响的程度。的 。 可将纳人模糊区域与排除模糊区域年龄 （ 岁以下 ， 岁之间） 的文献分别进行分析后， 通过敏感性分析， 判断模糊区域对于结论分析中合并的 “多个” 原始研究必须满的影响 。 确定了检索策略的制定 、 数据库的选 足一定程度的同质性 ， 这样的合并才是有意义择及文献的筛选无误后 ， 还需要再作最后一次验
9、 的。 所以分析需要考虑研究与研究之间是否证，考察已发表的指南 、 综述或纳人文献的引文 有差別以及差别有多大。 此分析中是可忽视兰州 大学学报 （ 医 学版）第 卷研究间的差别 ，还是需要剔除某些研究，可以通假如发现研究存在显著统计学异质性， 需要过非统计学异质性与统计学异质性进行考虑。进一步判断该分析结果是否有误。 第一步， 确保 非统计学异质性纳人排除标准及数据的提取、没有问题 ； 第二步，试鮮异雜。 可人蚊献的基本特征， 猜想可能存在某种特征的差别使得各研究间 疗效的评估有差别。 另外 ， 通过亚组分析， 从统及研究设计（ ）等方面。 这些异质性可分为临床 、此异质性 （ ， ， ）
10、和方法学异质性两类， 脈 ！不组巧对疗将其统称为非统计学异质性， 可以从基线特征及“基膽征是麵存在某離，响结果的评估。可以利縣统评价中整理的研究基线特征及 文献质量通结果， 直觀酿非断学异质性情况。 当存在研究证实该干预的不同齐 二；：白型对不同的人群， 或用不同的研究设计等 ， 对 二 丄究的结果会产生显著的影响， 该异质性在定性白勺 丄过程中为不可接受的异质性。然而 ， 文献报道该 差异质性无显著影响时 ， 分析可允许部分异 际性的存在，因为这可以提高研究结果的适用性。 别与随机巧多大 方可的丄 研究基线风险是否异质？通常研究基线风险受到已知与未知因素混杂 （） （）的影响 ， 可通过比较
11、各个研究的对照组基线风险 为中 质 是否致， 从而粗略判断是否存在异质性。 对照组纖风险可总体反映已知与未知混杂醜的影 定是一致的 ， 因此， 固定效应模型的分析 中 ， 允许的异质性大小 （） 会更低。 以降压药 为例， 假设与鎌綱比 ， 某麵涵对于年除了定性的非统计学异质性判断方法， 还需 轻、 中年及老年人的降压作用不同。 假如分要使用定量的方法判断统计学异质性， 考察析中发现结果具有显著异质性， 且显示存在中分析结果是否被研究之间的差别所影响 在度异质性，此时合并年轻 、 中年及老年人的研究分析中 ， 可以得到异质性检验的结果包括值 、 可能不合适。 需要考虑剔除某部分人群， 或者考值
12、、 及值。 利用这些数据可以判断统计学异 虑不使用固定效应模型。质性是否存在， 大小如何？。然而 ， 随机效应模型默认研究间存在差别 ， 是否存在统计学异质性且该差别服从正态分布。 随机效应模型得出的 即可判断统计学异质性存在。 统计学分析结果为平均的结局估计值，因此允许更异质性中值来源于值。 值为通过各研究数 大的异质性存在。 同前面的例子， 假如分析据得出的方差进行标准化后的结果 ， 其真值服从 结果显示对年轻 、 中年及老年人的疗效有差自 由度为 ） 的卡方分布 （ ： 为纳人研究总 别 ， 但差别没有太大 ， 或者方向没有差别 （都比数） 。 假如不存在研究间的差别 ， 值即为随机误
13、安慰剂好， 或者都比安慰剂差） ，可应用随机效应差。 而尸值为在 ） 的卡方分布中 ， 大于观察 模型 ， 给出对总体人群的平均作用。 然而， 如到的值的概率。 ， 则认为合并的研究观 果疗效差别太大 （ 如如 ） ， 或者是对于不同察到的方差并非来自于随机误差 ， 即研究间存在 人群疗效方向有差别 （如对于年轻人升压， 而对显著异质性？中 、 老年人降压） ， 分析给出的对总体人第 期周俊文 ，等 ：如何认识和解读分析群的平均作用没有意义， 因为该作用未反映其对 临床问题， 结果的判断更应是有无临床意义 。 临年轻人 （或中 、 老年人） 的作用。床选择何种干预措施， 除考虑临床结局外， 还
14、得与固定效应模型相比 ， 随机效应模型还有另 考虑副作用 、 经济成本 、 可及性及患者意愿等 ，一个统计学工具值， 可更加定量地估计异质 所以临床决策阈值与上述无效值可能不一致。 以性。 ：值为纳人的各个研究真值间的差别。 以其为 氯吡格雷与阿司匹林为例， 假设分析结果发标准误得出的估计值置信区间为纳人的各研 现氯吡格雷比阿司闪林显著减低卒中风险，？值究真值的覆盖范围， 即当研究样本量无限增大时， 及其置信区间为 （ ， ） 。 依上述分析的置信区间。 同上例 ， 假如临床认 精确性的概念 ， 因为其没有跨过无效值， 该结果为（ ， ）（ ） 为轻度降压 应该是精确的。 然而 ， 因为氯卩比
15、格雷较阿司匹林作用 ， （ ， ）为中度降压作用 ， 价格昂贵， 以 目前的价格 ， 其相对于阿司匹林降以上为高度降压作用。 此时， 如果分析得出 低卒中风险至少 （ 举例） 临床人员才愿意推 的平均降压作用及其 置信区间为 （ ，荐氯吡格雷。 此时分析的结果包含决策阈值 ），值为 ，那么的降压作用的真值 ，所以研究结果仍然为不精确的分布为 （ ， ） ， 即 （ ， ） 样本量大小是否合适，小样本顯究可能存在鮮误差和不稳定麟压作用 ，研究差异太大， 得出的平均降压作性。 小样本量的分析只能分析所针对人群里用并不反映总体样本的情况 ， 异质性不可接受。却么 班 而、士却 册甘祕的部分人群 ，
16、而这部分人群可目赵与总人群在基线然而 ， 如果分析得出 的平均降压作用同为， 寸本社白老 ？ ，上或者结局上会有偏差 ， 即预后不平衡。 因此 ， ，而值为， 则的降压作用真值的屯任士丁，进？、，、当样本量不足以满足预后平衡时 ， 尽管可区间分布为 （ ， ） ， 即 （ ， ）曰一地田沾、游木蛀难 ？显吁：研允欢果的评估为精确 ， 该可丨目区间仍不可。的降压作用的分布为中度降压作用 ， 怡， 即研允结果仍不精确。 另外， 有些小样本研反映了总体样本的情况 ， 研究异质性可接受。曰 丨、丨 本你士任 曰亡甚 、，丨、， 、糾最后 ， 由于分析得出的统计学异质性还 样受精确度影响 ， 统计学上发
17、现没有异质性并不又怕洲；又如 兀卩 丨 子丄汉 儿（又节开认 丨土？的初步研究 这胜小样本研究可能不成熟， 会导賴究结果不稳定 。 管利些究得出的不精确 ，置区间都很大 ， 相互覆盖， 尽管么扣：社田 曰一斗样口甘：田奶古手它们真值有差别 ， 但是统计学检测不出这賴 但其结纳人的文献的基本特征分析针对量的问题， 可以考察系统评价总病。例数是否达到具有充分检验效能的常规样本量试分析结果的精确性验所需要病例数 ， 即考察是否满足最优信息样本八，量。 最优信息样本量是由第一类误差的概率 、完成分析后 ， 可获得研宂结局的估计值一， 第一类误差的概率、 非暴露组发病率以及暴露及可侣区间。 通过可彳目区
18、间及样本量大小判断研 人女？糾斗一沾因素引起的相对危险度估计值个参数决定的 究结果是否精确， 即估计值及可信区间是否足以样本量的计算可参阅文献 对研究问题下定结论。 可信区间是否跨过决策值分析结果的倾向性 分析里二分类变量结局的无效值为 分析结果是否具有倾向性， 可通过评价（ 连续型变量无效值为 ） 。 分析结果的 发表偏倚考察。 发表偏倚指具有统计学意义结果置信区间跨过无效值， 则该结果不够精确 ， 不能 或阳性结果的文献更可能被发表 ， 体现在这类研对研究问题下定性结论。究更易被快速、 多次发表 ， 在英文杂志、 高影响因为在系统评价分析里只需要得到定性 因子杂志上发表， 并更易被他人引用
19、。 对于系统的结果判断有无， 所以用的是无效值。 然而面对 评价而言 ， 无统计学意义的 、 阴性的研究结果与兰州 大学学报 （ 医 学 版）第卷具有统计学意义的、 阳性的结果同样重要 。 因 间方差之和的倒数。所以相较于固定效应模型 ，此， 尽管已经确保分析纳人的临床研究是目 随机效应模型中的小样本研究权重更大 ， 因而受前可获得的所有相关临床研究， 但是还需要考察 小样本研究引起的发表偏倚的影响更大。所以 ，是否存在某些研究因为无统计学意义或为阴性结 对于存在小样本研究发表偏倚的分析， 有必果 ，没有被发表 ， 导致未纳人进行分析， 使得 要做敏感性分析， 考察随机效应模型与固定效应分析有
20、某种倾向性。模型的结果是否有显著性差异 ， 如有显著性差发表偏倚的常见检测方法为漏斗图 。 漏 异， 此分析中应用随机效应模型可能是不合斗图假设随着研究的样本量增加 ， 研究的精确性 适的 是否为低质量研究引起的偏倚究的效应估计值为轴 ， 以标准误 （ 或研究的样本量） 为 轴， 标准误小的研究的估计值应该；氐质量研究的效应量常不对称地分布在总效在标准误最大賺細估賴麵均匀分布 ， 賴的顚。 当把分布不觸顏丽究与高质瓶不超过某个范围 通过对漏斗图分布的不对顯究合并获得总效应量时， 总效应量将受到低称性进行简易判断 ， 可初步分析偏倚的原因 ， 判质量研究发表偏倚的影响 低质量研究分布在高断是小样
21、本量研究、 低质量研究还是异质性大的质量研究的另一侧 ， 形成看似良好分布的漏斗图 ， 见图 ； 低质量研究分布在高质量研究的同 ，曰 丨扣白估侧， 形成不均匀分的漏斗图 ， 见图 。 是否为小样本研 引起的偏倚小样本研究因其治疗效果估计值准确性低 ，所以它们的效应值分散宽广地分布在图形底部。假如某些小样本研究因其结局不理想而未被发表 ， 则小样本研究结果偏向一侧， 因而导致估计总效应值受影响 ， 见图 ，。？ ： ？ ：？ 、：？灣 ：？；： ， ？丨 。 丨 ？ ！ ：？：？、 ？ 。：； ？ ？；？如空心岡代表的研究不存在， 则为小样本研究引起的偏倚丨 ？图 对称的漏斗图 。，相比于固定
22、效应模型， 小样本研究引起的发，表偏倚对随机效应模型的分析结果影响 大，这是基于两种模型不同假设而导致的 棚， ？，、几 人十丨￥丨 包含低质量研究的漏斗图定效应楨型中 ， 假设各个研究间的差异来源于样本误差， 各研究在分析中所占权重为组内方此时可以在原分析的基础上剔除低质量差的倒数 然而 ， 在随机效应模型中 ， 假设各个 的研究以进行敏感性分析， 将新的分析结果研究的差异来源于样本误差和各个研究间 自身存 与原分析结果进行对比。原分析包含在的异质性 ， 各个研究所占权重为组内方差与组了低质量研究的样本量， 精确性高 （ 更大的信息第 期周俊文，等 ：如何认识和解读分析量） ； 新的分析排除
23、了低质量研究的偏倚， 准确性高（更高的研究质量） 。 临床工作者需要结 ，（） ， （ ：）： 合这两点对干预效果进行综合判断。 ： 是否为异质性引起的偏倚 ！ ， ，（）：异质性对漏斗图对称性的影响来自多个方面（见 ） ， 患者基线风险不一致为常见的异质性来 ） 、 源。働卩在伴有冠心病咼脂血纪患者中， 陶旨 ， ，药改善终点结局全因死亡率将优于仅患有高脂血（） ：症患者。 假如将仅基于伴有尚危风险因素人群的 丨 小样本研究与基于普通人群的其他研究合并 ， 可 能因异质性导致漏斗图不对称 ， （ ）： 排除小样本量研究 、 低质量研究或是异质性 ： ： 较大研兄引起的偏倚后 ， 贝考虑漏斗图
24、不对称 ， ，（ ）： 能是由于发表偏倚引起的。 聂振禹，赵宇，包蓓艳， 等 慢性肾功能不全患者骨质疏松情况分析第十届中国南方骨质疏松论坛暨重庆市医学会骨质疏松年会论文集 本文从纳人文献的全面性、 研究结果的真实 付一口、 ，： 性、 研允异质性 、 分析结果的麵性和倾向 ； 性五个方面解读分析的结 面对？完成的 分析结果， 首先需要回顾已兀成的分析 ，！， 结果 ， 通过判断检索策略制定的合理性 、 数据库 选择的全面性 、 文献筛选是否有纸漏等以评价是 ， ，否纳入所有可获得的相关研究 ； 其次 ， 评估原始 ： 文献可能存在的偏倚对研究结果真实性的影响 ， ： 并可从统计学与非统计学异质性两个角度评价研兄之间的异质性； 然后 ，通过可仏区间 、 决策 ， 值、 样本量大小二个因素评估分析结果的精 ： 确性 ； 最后 ， 可利用漏斗图分析是否存在发表偏 ， ， ） ： 倚或其他偏倚 ， 判断是否存在某种偏倚导致 ， ，分析结果具有不合理的倾向性。 通过上述步骤 ， 丄 ，丄 （） ， ， （） ：临床医生 、 科研人员和其他分析的使用者可从不同角度系统地解释已获得的分析结果。 ， （ ） ：参考文 献 ： ： ？ ， ， ， ： ， （ ）， ，（ ） ： ， ， ， ， ， ， ，（）： （）
