Azərbaycanca AzərbaycancaБеларускі БеларускіDansk DanskDeutsch DeutschEspañola EspañolaFrançais FrançaisIndonesia IndonesiaItaliana Italiana日本語 日本語Қазақ ҚазақLietuvos LietuvosNederlands NederlandsPortuguês PortuguêsРусский Русскийසිංහල සිංහලแบบไทย แบบไทยTürkçe TürkçeУкраїнська Українська中國人 中國人United State United StateAfrikaans Afrikaans
Підтримка
www.wikidata.uk-ua.nina.az

Не плутати з Перевірка відношенням правдоподібностей У доказовій медицині відношення правдоподібності використовують для

Відношення правдоподібності медичних тестів

Відношення правдоподібності медичних тестів
Не плутати з Перевірка відношенням правдоподібностей.

У доказовій медицині відношення правдоподібності використовують для визначення цінності виконання медичного тесту. Вони використовують чутливість та специфічність тесту, щоби визначати, чи вносить результат тесту корисні зміни до ймовірності того, що стан (такий як стан захворювання) має місце. Перший опис використання відношень правдоподібності для [en] було зроблено на симпозіумі з теорії інформації 1954 року. В медицині відношення правдоподібності було запроваджено між 1975 та 1980 роками.

Обчислення

Існує дві версії цього відношення правдоподібності, одна для позитивних, й одна для негативних результатів тестів. Вони є відомими як відно́шення правдоподі́бності для позити́вного результа́ту (ВП+, ВППР, відно́шення правдоподі́бності позити́вного результа́ту, англ. LR+, positive likelihood ratio, likelihood ratio positive, likelihood ratio for positive results), та відно́шення правдоподі́бності для негати́вного результа́ту (ВП−, ВПНР, відно́шення правдоподі́бності негати́вного результа́ту, англ. LR−, negative likelihood ratio, likelihood ratio negative, likelihood ratio for negative results) відповідно.

Відношення правдоподібності для позитивного результату обчислюють як

ВП+ = чутливість/1 − специфічність

що є рівнозначним

ВП+ = Pr(Т+ | З+)/Pr(Т+ | З−)

або «ймовірність отримати позитивний тест для особи, що має захворювання, поділена на ймовірність отримати позитивний тест для особи, що не має захворювання». Тут T+ та T− позначують, що результат тесту є позитивним та негативним відповідно. Аналогічно, З+ та З− позначують, що захворювання є наявним та відсутнім відповідно. Тож «істинно позитивними» є ті, хто мають позитивний тест (T+) та мають захворювання (З+), а «хибно позитивними» є ті, хто мають позитивний тест (T+), але не мають захворювання (З−).

Що вищим є значення ВП+ для певного тесту, то правдоподібнішим є те, що позитивний результат тесту є істинно позитивним. З іншого боку, ВП+ < 1 означатиме, що нехворі особи отримуватимуть позитивний результат тесту частіше за хворих.

Відношення правдоподібності для негативного результату обчислюють як

ВП− = 1 − чутливість/специфічність

що є рівнозначним

ВП− = Pr(Т− | З+)/Pr(Т− | З−)

або «ймовірність отримати негативний тест для особи, що має захворювання, поділена на ймовірність отримати негативний тест для особи, що не має захворювання».

Обчислення відношень правдоподібності для тестів з неперервними значеннями, або з понад двома результатами, є подібним до обчислення для дихотомних результатів; просто обчислюють окремі відношення правдоподібності для кожного рівня результату тесту, й називають їх інтервальними або прошарковими відношеннями правдоподібності (англ. interval or stratum specific likelihood ratios).

[en] певного діагнозу, помножені на відношення правдоподібності, визначають [en]. Це обчислення ґрунтується на теоремі Баєса. (Зверніть увагу, що шанси можливо обчислювати з, а потім перетворювати на ймовірності.)

Застосування в медицині

Передтестова ймовірність вказує на шанси того, що особа в заданій сукупності має якийсь розлад або стан; це є вихідною ймовірністю перед застосуванням медичного тесту. Післятестова ймовірність вказує на ймовірність того, що стан справді має місце за позитивного результату тесту. Для доброго тесту в якійсь сукупності післятестова ймовірність буде значно вищою або нижчою за передтестову. Високе відношення правдоподібності вказує на добрий тест для сукупності, а відношення правдоподібності, близьке до одиниці, вказує, що такий тест може бути непридатним для якоїсь сукупності.

Для скринінгового тесту цільова сукупність може бути загальним населенням якоїсь території. Для діагностичного тестування медик, який його замовляє, матиме спостереження якогось симптому, або іншого чинника, що підвищує передтестову ймовірність відносно загального населення. Відношення правдоподібності понад 1 для тесту в якійсь сукупності вказує, що позитивний результат тесту є свідченням на користь наявності стану. Якщо відношення правдоподібності для тесту в якійсь сукупності не є чітко кращим за одиницю, то цей тест не даватиме доброго свідчення: післятестова ймовірність не буде значно відмінною від передтестової. Знання або оцінювання відношення правдоподібності для тесту в сукупності дозволяє медикові краще інтерпретувати його результат.

Дослідження показують, що лікарі, проте, рідко здійснюють ці обчислення на практиці, а коли й здійснюють, то часто роблять помилки. В рандомізованім контрольованім дослідженні з порівняння того, наскільки добре лікарі інтерпретували діагностичні тести, які було представлено чи то чутливістю та специфічністю, чи то відношенням правдоподібності, чи то неточним графіком відношення правдоподібності, відмінностей між цими трьома способами інтерпретування результатів тесту виявлено не було.

Таблиця оцінювання

У цій таблиці наведено приклади того, як зміни у відношенні правдоподібності впливають на післятестову ймовірність захворювання.

Відношення правдоподібності Приблизна* зміна у

ймовірності

Вплив на післятестову

ймовірність захворювання

Значення між 0 та 1 зменшують імовірність захворювання (−ВП)
0,1 −45 % Велике зменшення
0,2 −30 % Помірне зменшення
0,5 −15 % Незначне зменшення
1 −0 % Жодного
Значення понад 1 збільшують імовірність захворювання (+ВП)
1 +0 % Жодного
2 +15 % Незначне збільшення
5 +30 % Помірне збільшення
10 +45 % Велике збільшення

*Ці оцінки є точними в межах 10 % від обчисленого результату для всіх передтестових імовірностей між 10 % та 90 %. Усереднена похибка становить лише 4 %. Щодо полярних крайнощів передтестової ймовірності > 90 % та < 10 %, див. § Оцінювання перед- та післятестової ймовірності нижче.

Приклад оцінювання

  1. Передтестова ймовірність: Наприклад, якщо близько 2 з кожних 5 пацієнтів зі [en] мають асцит, то передтестова ймовірність становить 40 %.
  2. Відношення правдоподібності: Прикладом «тесту» є те, що фізичне обстеження, яке виявляє випинання [en], має відношення правдоподібності для позитивного результату асциту 2,0.
  3. Оцінювана зміна в імовірності: На підставі наведеної вище таблиці, відношення правдоподібності 2,0 відповідає збільшенню в імовірності приблизно на +15 %.
  4. Остаточна (післятестова) ймовірність: Отже, випинання фланків збільшує ймовірність асциту з 40 % до близько 55 % (тобто, 40 % + 15 % = 55 %, що є в межах 2 % від точної ймовірності 57 %).

Приклад обчислень

Медичним прикладом є правдоподібність того, що заданий результат тесту буде очікуваним в пацієнта з певним розладом, у порівнянні з правдоподібністю трапляння того ж результату в пацієнта без цільового розладу.

Деякі джерела розрізняють ВП+ та ВП−. Нижче наведено робочий приклад.

Робочий приклад
Діагностичний тест із чутливістю 67 % та специфічністю 91 % застосовують до 2030 людей з метою пошуку розладу з поширеністю в сукупності на рівні 1,48 %
Пацієнти з раком кишківника
(підтвердженим ендоскопією)
позитивний стан негативний стан поширеність
= (ІП + ХН) / загальна_сукупність
= (20 + 10) / 2030
≈ 1,48 %
 точність =
(ІП + ІН) / загальна_сукупність
= (20 + 1820) / 2030
≈ 90,64 %
Результат
скринінгового
тесту на
[en] 		результат
тесту
позитивний 		істинно позитивні
(ІП) = 20
(2030 × 1,48 % × 67 %) 		хибно позитивні
(ХП) = 180
(2030 × (100 − 1,48 %) × (100 − 91 %)) 		прогностична значущість позитивного результату (ПЗ+), влучність
= ІП / (ІП + ХП)
= 20 / (20 + 180)
= 10 %
 [en] (РХВ)
= ХП / (ІП + ХП)
= 180 / (20 + 180)
= 90,0 %
результат
тесту
негативний 		хибно негативні
(ХН) = 10
(2030 × 1,48 % × (100 − 67 %)) 		істинно негативні
(ІН) = 1820
(2030 × (100 − 1,48 %) × 91 %) 		(рівень хибного пропускання) (РХП)
= ХН / (ХН + ІН)
= 10 / (10 + 1820)
≈ 0,55 %
 прогностична значущість негативного результату (ПЗ-)
= ІН / (ХН + ІН)
= 1820 / (10 + 1820)
≈ 99,45 %
ІПР, повнота, чутливість
= ІП / (ІП + ХН)
= 20 / (20 + 10)
≈ 66,7 %
 хибнопозитивний рівень (ХПР), побічний продукт, ймовірність хибної тривоги
= ХП / (ХП + ІН)
= 180 / (180 + 1820)
= 9,0 %
 відношення правдоподібності позитивного результату (ВП+)
= ІПР/ХПР
= (20 / 30) / (180 / 2000)
≈ 7,41
 діагностичне відношення шансів (ДВШ)= ВП+/ВП−
≈ 20,2 		міра F1 = 2 × влучність × повнота/влучність + повнота
≈ 0,174
(хибнонегативний рівень) (ХНР), коефіцієнт невлучання
= ХН / (ІП + ХН)
= 10 / (20 + 10)
≈ 33,3 %
 специфічність, вибірність, істиннонегативний рівень (ІНР)
= ІН / (ХП + ІН)
= 1820 / (180 + 1820)
= 91 %
 відношення правдоподібності негативного результату (ВП−)
= ХНР/ІНР
= (10 / 30) / (1820 / 2000)
≈ 0,366

Пов'язані обчислення

Цей гіпотетичний скринінговий тест (аналіз калу на приховану кров) правильно визначив дві третини (66,7 %) пацієнтів з колоректальним раком. На жаль, врахування рівнів поширеності показує, що цей гіпотетичний тест має високий хибнопозитивний рівень, і не визначає колоректальний рак у загальній сукупності безсимптомних людей надійно (ПЗ+ = 10 %).

З іншого боку, цей гіпотетичний тест демонструє дуже дуже точне виявляння безракових осіб (ПЗ− = 99,5 %). Тому при застосуванні для планового скринінгу колоректального раку в безсимптомних дорослих негативний результат надає важливі дані пацієнтові та лікареві, як-то виключаючи рак як причину шлунково-кишкових симптомів, та заспокоюючи пацієнтів, що хвилюються за появу колоректального раку.

Для всіх залучених передбачальних параметрів можливо обчислювати довірчі інтервали, що дають діапазон значень, в межах якого істинне значення перебуває із заданим рівнем довіри (наприклад, 95 %).

Оцінювання перед- та післятестової ймовірності

Детальніші відомості з цієї теми ви можете знайти в статті [en].

Відношення правдоподібності тесту дає можливість оцінювати [en] наявності якогось стану.

Якщо задано передтестову ймовірність та відношення правдоподібності, то післятестову ймовірність можливо обчислити шляхом наступних трьох кроків:

передтестові шанси = передтестова ймовірність/1 − передтестова ймовірність
післятестові шанси = передтестові шанси × відношення правдоподібності

В наведеному вище рівнянні післятестову ймовірність для позитивного результату (англ. positive post-test probability) обчислюють, використовуючи відношення правдоподібності для позитивного результату, а післятестову ймовірність для негативного результату (англ. negative post-test probability) обчислюють, використовуючи відношення правдоподібності для негативного результату.

Шанси перетворюють на ймовірності наступним чином:

(1) шанси = імовірність/1 − імовірність

помножити рівняння (1) на (1 − імовірність)

(2) імовірність = шанси × (1 − імовірність)
= шанси − імовірність × шанси

додати (імовірність × шанси) до рівняння (2)

(3) імовірність + імовірність × шанси = шанси
імовірність × (1 + шанси) = шанси

поділити рівняння (3) на (1 + шанси)

(4) імовірність = шанси/1 + шанси

тож

  • Післятестова ймовірність = Післятестові шанси / (Післятестові шанси + 1)

Післятестову ймовірність можливо обчислювати й іншим чином, безпосередньо з передтестової ймовірності та відношення правдоподібності, за допомогою наступного рівняння:

  • P' = P0 × ВП/(1 − P0 + P0×ВП), де P0 є передтестовою ймовірністю, P' є післятестовою ймовірністю, а ВП є відношенням правдоподібності. Цю формулу можливо обчислити алгебрично, поєднанням кроків попереднього опису.

Насправді, післятестова ймовірність, оцінювана через відношення правдоподібності та передтестову ймовірність, є загалом точнішою за оцінювану через прогностичну значущість позитивного результату цього тесту, якщо тестована особа має передтестову ймовірність, що є відмінною від поширеності цього стану в сукупності.

Приклад

Якщо взяти наведений вище медичний приклад (20 істинно позитивних, 10 хибно негативних, та 2030 пацієнтів загалом), то післятестова ймовірність для позитивного результату обчислюється так:

  • Передтестова ймовірність = (20 + 10) / 2030 = 0,0148
  • Передтестові шанси = 0,0148 / (1 − 0,0148) = 0,015
  • Післятестові шанси = 0,015 × 7,4 = 0,111
  • Післятестова ймовірність = 0,111 / (0,111 + 1) = 0,1 або 10 %

Як було показано, післятестова ймовірність для позитивного результату чисельно дорівнює прогностичній значущості позитивного результату, а післятестова ймовірність для негативного результату чисельно дорівнює (1 − прогностична значущість негативного результату).

Виноски

  1. Всі медичні скринінгові тести мають переваги та недоліки. Ці ризики та переваги описують керівні вказівки з клінічної практики, такі як для скринінгу колоректального раку.

Примітки

  1. Swets JA. (1973). The relative operating characteristic in Psychology. Science. 182 (14116): 990—1000. Bibcode:1973Sci...182..990S. doi:10.1126/science.182.4116.990. PMID 17833780. (англ.)
  2. Pauker SG, Kassirer JP (1975). Therapeutic Decision Making: A Cost-Benefit Analysis. NEJM. 293 (5): 229—34. doi:10.1056/NEJM197507312930505. PMID 1143303. (англ.)
  3. Thornbury JR, Fryback DG, Edwards W (1975). Likelihood ratios as a measure of the diagnostic usefulness of excretory urogram information. Radiology. 114 (3): 561—5. doi:10.1148/114.3.561. PMID 1118556. (англ.)
  4. van der Helm HJ, Hische EA (1979). . Clin Chem. 25 (6): 985—8. PMID 445835. Архів оригіналу за 23 вересня 2015. Процитовано 1 січня 2021. (англ.)
  5. Gardner, M.; Altman, Douglas G. (2000). Statistics with confidence: confidence intervals and statistical guidelines. London: BMJ Books. ISBN . (англ.)
  6. Brown MD, Reeves MJ (2003). Evidence-based emergency medicine/skills for evidence-based emergency care. Interval likelihood ratios: another advantage for the evidence-based diagnostician. Ann Emerg Med. 42 (2): 292—297. doi:10.1067/mem.2003.274. PMID 12883521. (англ.)
  7. Habibzadeh, Farrokh; Habibzadeh, Parham (15 червня 2019). The likelihood ratio and its graphical representation. Biochemia Medica. 29 (2): 193—199. doi:10.11613/BM.2019.020101. PMC 6457916. PMID 31015780. (англ.)
  8. Harrell F, Califf R, Pryor D, Lee K, Rosati R (1982). Evaluating the Yield of Medical Tests. JAMA. 247 (18): 2543—2546. doi:10.1001/jama.247.18.2543. PMID 7069920. (англ.)
  9. Reid MC, Lane DA, Feinstein AR (1998). Academic calculations versus clinical judgments: practicing physicians' use of quantitative measures of test accuracy. Am. J. Med. 104 (4): 374—80. doi:10.1016/S0002-9343(98)00054-0. PMID 9576412. (англ.)
  10. Steurer J, Fischer JE, Bachmann LM, Koller M, ter Riet G (2002). Communicating accuracy of tests to general practitioners: a controlled study. BMJ. 324 (7341): 824—6. doi:10.1136/bmj.324.7341.824. PMC 100792. PMID 11934776. (англ.)
  11. Puhan MA, Steurer J, Bachmann LM, ter Riet G (2005). A randomized trial of ways to describe test accuracy: the effect on physicians' post-test probability estimates. Ann. Intern. Med. 143 (3): 184—9. doi:10.7326/0003-4819-143-3-200508020-00004. PMID 16061916. (англ.)
  12. McGee, Steven (1 серпня 2002). Simplifying likelihood ratios. Journal of General Internal Medicine (англ.). 17 (8): 647—650. doi:10.1046/j.1525-1497.2002.10750.x. ISSN 0884-8734. PMC 1495095. PMID 12213147. (англ.)
  13. Henderson, Mark C.; Tierney, Lawrence M.; Smetana, Gerald W. (2012). The Patient History (вид. 2nd). McGraw-Hill. с. 30. ISBN . (англ.)
  14. Likelihood ratios. Архів оригіналу за 20 серпня 2002. Процитовано 4 квітня 2009. (англ.)
  15. Lin, Jennifer S.; Piper, Margaret A.; Perdue, Leslie A.; Rutter, Carolyn M.; Webber, Elizabeth M.; O’Connor, Elizabeth; Smith, Ning; Whitlock, Evelyn P. (21 June 2016). Screening for Colorectal Cancer. JAMA (англ.). 315 (23): 2576—2594. doi:10.1001/jama.2016.3332. ISSN 0098-7484. (англ.)
  16. Bénard, Florence; Barkun, Alan N.; Martel, Myriam; Renteln, Daniel von (7 January 2018). Systematic review of colorectal cancer screening guidelines for average-risk adults: Summarizing the current global recommendations. World Journal of Gastroenterology (англ.). 24 (1): 124—138. doi:10.3748/wjg.v24.i1.124. PMC 5757117. PMID 29358889.{{}}: Обслуговування CS1: Сторінки із непозначеним DOI з безкоштовним доступом () (англ.)
  17. Інтернет-калькулятор довірчих інтервалів для передбачальних параметрів [ 23 листопада 2020 у Wayback Machine.] (англ.)
  18. Likelihood Ratios [ 22 грудня 2010 у Wayback Machine.], from CEBM (Centre for Evidence-Based Medicine). Page last edited: 1 February 2009 (англ.)
  19. [1] [ 12 травня 2020 у Wayback Machine.] from Australian Bureau of Statistics: A Comparison of Volunteering Rates from the 2006 Census of Population and Housing and the 2006 General Social Survey, Jun 2012, Latest ISSUE Released at 11:30 AM (CANBERRA TIME) 08/06/2012 (англ.)

Посилання

Медичні архіви відношень правдоподібності
  • База даних відношень правдоподібності [ 25 грудня 2021 у Wayback Machine.] (англ.)
  • GetTheDiagnosis.org: База даних чутливості та специфічності [ 19 травня 2022 у Wayback Machine.] (англ.)
  • The NNT: LR Home [ 26 січня 2021 у Wayback Machine.] (англ.)

Вікіпедія, Українська, Україна, книга, книги, бібліотека, стаття, читати, завантажити, безкоштовно, безкоштовно завантажити, mp3, відео, mp4, 3gp, jpg, jpeg, gif, png, малюнок, музика, пісня, фільм, книга, гра, ігри, мобільний, телефон, android, ios, apple, мобільний телефон, samsung, iphone, xiomi, xiaomi, redmi, honor, oppo, nokia, sonya, mi, ПК, web, Інтернет

Ne plutati z Perevirka vidnoshennyam pravdopodibnostej U dokazovij medicini vidnoshennya pravdopodibnosti vikoristovuyut dlya viznachennya cinnosti vikonannya medichnogo testu Voni vikoristovuyut chutlivist ta specifichnist testu shobi viznachati chi vnosit rezultat testu korisni zmini do jmovirnosti togo sho stan takij yak stan zahvoryuvannya maye misce Pershij opis vikoristannya vidnoshen pravdopodibnosti dlya en bulo zrobleno na simpoziumi z teoriyi informaciyi 1954 roku V medicini vidnoshennya pravdopodibnosti bulo zaprovadzheno mizh 1975 ta 1980 rokami ObchislennyaIsnuye dvi versiyi cogo vidnoshennya pravdopodibnosti odna dlya pozitivnih j odna dlya negativnih rezultativ testiv Voni ye vidomimi yak vidno shennya pravdopodi bnosti dlya poziti vnogo rezulta tu VP VPPR vidno shennya pravdopodi bnosti poziti vnogo rezulta tu angl LR positive likelihood ratio likelihood ratio positive likelihood ratio for positive results ta vidno shennya pravdopodi bnosti dlya negati vnogo rezulta tu VP VPNR vidno shennya pravdopodi bnosti negati vnogo rezulta tu angl LR negative likelihood ratio likelihood ratio negative likelihood ratio for negative results vidpovidno Vidnoshennya pravdopodibnosti dlya pozitivnogo rezultatu obchislyuyut yak VP chutlivist 1 specifichnist sho ye rivnoznachnim VP Pr T Z Pr T Z abo jmovirnist otrimati pozitivnij test dlya osobi sho maye zahvoryuvannya podilena na jmovirnist otrimati pozitivnij test dlya osobi sho ne maye zahvoryuvannya Tut T ta T poznachuyut sho rezultat testu ye pozitivnim ta negativnim vidpovidno Analogichno Z ta Z poznachuyut sho zahvoryuvannya ye nayavnim ta vidsutnim vidpovidno Tozh istinno pozitivnimi ye ti hto mayut pozitivnij test T ta mayut zahvoryuvannya Z a hibno pozitivnimi ye ti hto mayut pozitivnij test T ale ne mayut zahvoryuvannya Z Sho vishim ye znachennya VP dlya pevnogo testu to pravdopodibnishim ye te sho pozitivnij rezultat testu ye istinno pozitivnim Z inshogo boku VP lt 1 oznachatime sho nehvori osobi otrimuvatimut pozitivnij rezultat testu chastishe za hvorih Vidnoshennya pravdopodibnosti dlya negativnogo rezultatu obchislyuyut yak VP 1 chutlivist specifichnist sho ye rivnoznachnim VP Pr T Z Pr T Z abo jmovirnist otrimati negativnij test dlya osobi sho maye zahvoryuvannya podilena na jmovirnist otrimati negativnij test dlya osobi sho ne maye zahvoryuvannya Obchislennya vidnoshen pravdopodibnosti dlya testiv z neperervnimi znachennyami abo z ponad dvoma rezultatami ye podibnim do obchislennya dlya dihotomnih rezultativ prosto obchislyuyut okremi vidnoshennya pravdopodibnosti dlya kozhnogo rivnya rezultatu testu j nazivayut yih intervalnimi abo prosharkovimi vidnoshennyami pravdopodibnosti angl interval or stratum specific likelihood ratios en pevnogo diagnozu pomnozheni na vidnoshennya pravdopodibnosti viznachayut en Ce obchislennya gruntuyetsya na teoremi Bayesa Zvernit uvagu sho shansi mozhlivo obchislyuvati z a potim peretvoryuvati na jmovirnosti Zastosuvannya v mediciniPeredtestova jmovirnist vkazuye na shansi togo sho osoba v zadanij sukupnosti maye yakijs rozlad abo stan ce ye vihidnoyu jmovirnistyu pered zastosuvannyam medichnogo testu Pislyatestova jmovirnist vkazuye na jmovirnist togo sho stan spravdi maye misce za pozitivnogo rezultatu testu Dlya dobrogo testu v yakijs sukupnosti pislyatestova jmovirnist bude znachno vishoyu abo nizhchoyu za peredtestovu Visoke vidnoshennya pravdopodibnosti vkazuye na dobrij test dlya sukupnosti a vidnoshennya pravdopodibnosti blizke do odinici vkazuye sho takij test mozhe buti nepridatnim dlya yakoyis sukupnosti Dlya skriningovogo testu cilova sukupnist mozhe buti zagalnim naselennyam yakoyis teritoriyi Dlya diagnostichnogo testuvannya medik yakij jogo zamovlyaye matime sposterezhennya yakogos simptomu abo inshogo chinnika sho pidvishuye peredtestovu jmovirnist vidnosno zagalnogo naselennya Vidnoshennya pravdopodibnosti ponad 1 dlya testu v yakijs sukupnosti vkazuye sho pozitivnij rezultat testu ye svidchennyam na korist nayavnosti stanu Yaksho vidnoshennya pravdopodibnosti dlya testu v yakijs sukupnosti ne ye chitko krashim za odinicyu to cej test ne davatime dobrogo svidchennya pislyatestova jmovirnist ne bude znachno vidminnoyu vid peredtestovoyi Znannya abo ocinyuvannya vidnoshennya pravdopodibnosti dlya testu v sukupnosti dozvolyaye medikovi krashe interpretuvati jogo rezultat Doslidzhennya pokazuyut sho likari prote ridko zdijsnyuyut ci obchislennya na praktici a koli j zdijsnyuyut to chasto roblyat pomilki V randomizovanim kontrolovanim doslidzhenni z porivnyannya togo naskilki dobre likari interpretuvali diagnostichni testi yaki bulo predstavleno chi to chutlivistyu ta specifichnistyu chi to vidnoshennyam pravdopodibnosti chi to netochnim grafikom vidnoshennya pravdopodibnosti vidminnostej mizh cimi troma sposobami interpretuvannya rezultativ testu viyavleno ne bulo Tablicya ocinyuvannyaU cij tablici navedeno prikladi togo yak zmini u vidnoshenni pravdopodibnosti vplivayut na pislyatestovu jmovirnist zahvoryuvannya Vidnoshennya pravdopodibnosti Priblizna zmina u jmovirnosti Vpliv na pislyatestovu jmovirnist zahvoryuvannya Znachennya mizh 0 ta 1 zmenshuyut imovirnist zahvoryuvannya VP 0 1 45 Velike zmenshennya 0 2 30 Pomirne zmenshennya 0 5 15 Neznachne zmenshennya 1 0 Zhodnogo Znachennya ponad 1 zbilshuyut imovirnist zahvoryuvannya VP 1 0 Zhodnogo 2 15 Neznachne zbilshennya 5 30 Pomirne zbilshennya 10 45 Velike zbilshennya Ci ocinki ye tochnimi v mezhah 10 vid obchislenogo rezultatu dlya vsih peredtestovih imovirnostej mizh 10 ta 90 Userednena pohibka stanovit lishe 4 Shodo polyarnih krajnoshiv peredtestovoyi jmovirnosti gt 90 ta lt 10 div Ocinyuvannya pered ta pislyatestovoyi jmovirnosti nizhche Priklad ocinyuvannya Peredtestova jmovirnist Napriklad yaksho blizko 2 z kozhnih 5 paciyentiv zi en mayut ascit to peredtestova jmovirnist stanovit 40 Vidnoshennya pravdopodibnosti Prikladom testu ye te sho fizichne obstezhennya yake viyavlyaye vipinannya en maye vidnoshennya pravdopodibnosti dlya pozitivnogo rezultatu ascitu 2 0 Ocinyuvana zmina v imovirnosti Na pidstavi navedenoyi vishe tablici vidnoshennya pravdopodibnosti 2 0 vidpovidaye zbilshennyu v imovirnosti priblizno na 15 Ostatochna pislyatestova jmovirnist Otzhe vipinannya flankiv zbilshuye jmovirnist ascitu z 40 do blizko 55 tobto 40 15 55 sho ye v mezhah 2 vid tochnoyi jmovirnosti 57 Priklad obchislenMedichnim prikladom ye pravdopodibnist togo sho zadanij rezultat testu bude ochikuvanim v paciyenta z pevnim rozladom u porivnyanni z pravdopodibnistyu traplyannya togo zh rezultatu v paciyenta bez cilovogo rozladu Deyaki dzherela rozriznyayut VP ta VP Nizhche navedeno robochij priklad pereglyanutiobgovoritiredaguvati Robochij priklad Diagnostichnij test iz chutlivistyu 67 ta specifichnistyu 91 zastosovuyut do 2030 lyudej z metoyu poshuku rozladu z poshirenistyu v sukupnosti na rivni 1 48 Paciyenti z rakom kishkivnika pidtverdzhenim endoskopiyeyu pozitivnij stan negativnij stan poshirenist IP HN zagalna sukupnist 20 10 2030 1 48 tochnist IP IN zagalna sukupnist 20 1820 2030 90 64 Rezultat skriningovogo testu na en rezultat testu pozitivnij istinno pozitivni IP 20 2030 1 48 67 hibno pozitivni HP 180 2030 100 1 48 100 91 prognostichna znachushist pozitivnogo rezultatu PZ vluchnist IP IP HP 20 20 180 10 en RHV HP IP HP 180 20 180 90 0 rezultat testu negativnij hibno negativni HN 10 2030 1 48 100 67 istinno negativni IN 1820 2030 100 1 48 91 riven hibnogo propuskannya RHP HN HN IN 10 10 1820 0 55 prognostichna znachushist negativnogo rezultatu PZ IN HN IN 1820 10 1820 99 45 IPR povnota chutlivist IP IP HN 20 20 10 66 7 hibnopozitivnij riven HPR pobichnij produkt jmovirnist hibnoyi trivogi HP HP IN 180 180 1820 9 0 vidnoshennya pravdopodibnosti pozitivnogo rezultatu VP IPR HPR 20 30 180 2000 7 41 diagnostichne vidnoshennya shansiv DVSh VP VP 20 2 mira F1 2 vluchnist povnota vluchnist povnota 0 174 hibnonegativnij riven HNR koeficiyent nevluchannya HN IP HN 10 20 10 33 3 specifichnist vibirnist istinnonegativnij riven INR IN HP IN 1820 180 1820 91 vidnoshennya pravdopodibnosti negativnogo rezultatu VP HNR INR 10 30 1820 2000 0 366 Pov yazani obchislennya Hibnopozitivnij riven a pohibka pershogo rodu 1 specifichnist HP HP IN 180 180 1820 9 Hibnonegativnij riven b pohibka drugogo rodu 1 chutlivist HN IP HN 10 20 10 33 Potuzhnist chutlivist 1 b Vidnoshennya pravdopodibnosti pozitivnogo rezultatu chutlivist 1 specifichnist 0 67 1 0 91 7 4 Vidnoshennya pravdopodibnosti negativnogo rezultatu 1 chutlivist specifichnist 1 0 67 0 91 0 37 Porig poshirenosti PP IPR INR 1 INR 1 IPR INR 1 0 2686 gt 26 9 Cej gipotetichnij skriningovij test analiz kalu na prihovanu krov pravilno viznachiv dvi tretini 66 7 paciyentiv z kolorektalnim rakom Na zhal vrahuvannya rivniv poshirenosti pokazuye sho cej gipotetichnij test maye visokij hibnopozitivnij riven i ne viznachaye kolorektalnij rak u zagalnij sukupnosti bezsimptomnih lyudej nadijno PZ 10 Z inshogo boku cej gipotetichnij test demonstruye duzhe duzhe tochne viyavlyannya bezrakovih osib PZ 99 5 Tomu pri zastosuvanni dlya planovogo skriningu kolorektalnogo raku v bezsimptomnih doroslih negativnij rezultat nadaye vazhlivi dani paciyentovi ta likarevi yak to viklyuchayuchi rak yak prichinu shlunkovo kishkovih simptomiv ta zaspokoyuyuchi paciyentiv sho hvilyuyutsya za poyavu kolorektalnogo raku Dlya vsih zaluchenih peredbachalnih parametriv mozhlivo obchislyuvati dovirchi intervali sho dayut diapazon znachen v mezhah yakogo istinne znachennya perebuvaye iz zadanim rivnem doviri napriklad 95 Ocinyuvannya pered ta pislyatestovoyi jmovirnostiDetalnishi vidomosti z ciyeyi temi vi mozhete znajti v statti en Vidnoshennya pravdopodibnosti testu daye mozhlivist ocinyuvati en nayavnosti yakogos stanu Yaksho zadano peredtestovu jmovirnist ta vidnoshennya pravdopodibnosti to pislyatestovu jmovirnist mozhlivo obchisliti shlyahom nastupnih troh krokiv peredtestovi shansi peredtestova jmovirnist 1 peredtestova jmovirnist pislyatestovi shansi peredtestovi shansi vidnoshennya pravdopodibnosti V navedenomu vishe rivnyanni pislyatestovu jmovirnist dlya pozitivnogo rezultatu angl positive post test probability obchislyuyut vikoristovuyuchi vidnoshennya pravdopodibnosti dlya pozitivnogo rezultatu a pislyatestovu jmovirnist dlya negativnogo rezultatu angl negative post test probability obchislyuyut vikoristovuyuchi vidnoshennya pravdopodibnosti dlya negativnogo rezultatu Shansi peretvoryuyut na jmovirnosti nastupnim chinom 1 shansi imovirnist 1 imovirnist pomnozhiti rivnyannya 1 na 1 imovirnist 2 imovirnist shansi 1 imovirnist shansi imovirnist shansi dd dd dd dd dodati imovirnist shansi do rivnyannya 2 3 imovirnist imovirnist shansi shansiimovirnist 1 shansi shansi dd dd dd podiliti rivnyannya 3 na 1 shansi 4 imovirnist shansi 1 shansi tozh Pislyatestova jmovirnist Pislyatestovi shansi Pislyatestovi shansi 1 Pislyatestovu jmovirnist mozhlivo obchislyuvati j inshim chinom bezposeredno z peredtestovoyi jmovirnosti ta vidnoshennya pravdopodibnosti za dopomogoyu nastupnogo rivnyannya P P0 VP 1 P0 P0 VP de P0 ye peredtestovoyu jmovirnistyu P ye pislyatestovoyu jmovirnistyu a VP ye vidnoshennyam pravdopodibnosti Cyu formulu mozhlivo obchisliti algebrichno poyednannyam krokiv poperednogo opisu Naspravdi pislyatestova jmovirnist ocinyuvana cherez vidnoshennya pravdopodibnosti ta peredtestovu jmovirnist ye zagalom tochnishoyu za ocinyuvanu cherez prognostichnu znachushist pozitivnogo rezultatu cogo testu yaksho testovana osoba maye peredtestovu jmovirnist sho ye vidminnoyu vid poshirenosti cogo stanu v sukupnosti Priklad Yaksho vzyati navedenij vishe medichnij priklad 20 istinno pozitivnih 10 hibno negativnih ta 2030 paciyentiv zagalom to pislyatestova jmovirnist dlya pozitivnogo rezultatu obchislyuyetsya tak Peredtestova jmovirnist 20 10 2030 0 0148 Peredtestovi shansi 0 0148 1 0 0148 0 015 Pislyatestovi shansi 0 015 7 4 0 111 Pislyatestova jmovirnist 0 111 0 111 1 0 1 abo 10 Yak bulo pokazano pislyatestova jmovirnist dlya pozitivnogo rezultatu chiselno dorivnyuye prognostichnij znachushosti pozitivnogo rezultatu a pislyatestova jmovirnist dlya negativnogo rezultatu chiselno dorivnyuye 1 prognostichna znachushist negativnogo rezultatu VinoskiVsi medichni skriningovi testi mayut perevagi ta nedoliki Ci riziki ta perevagi opisuyut kerivni vkazivki z klinichnoyi praktiki taki yak dlya skriningu kolorektalnogo raku PrimitkiSwets JA 1973 The relative operating characteristic in Psychology Science 182 14116 990 1000 Bibcode 1973Sci 182 990S doi 10 1126 science 182 4116 990 PMID 17833780 angl Pauker SG Kassirer JP 1975 Therapeutic Decision Making A Cost Benefit Analysis NEJM 293 5 229 34 doi 10 1056 NEJM197507312930505 PMID 1143303 angl Thornbury JR Fryback DG Edwards W 1975 Likelihood ratios as a measure of the diagnostic usefulness of excretory urogram information Radiology 114 3 561 5 doi 10 1148 114 3 561 PMID 1118556 angl van der Helm HJ Hische EA 1979 Clin Chem 25 6 985 8 PMID 445835 Arhiv originalu za 23 veresnya 2015 Procitovano 1 sichnya 2021 angl Gardner M Altman Douglas G 2000 Statistics with confidence confidence intervals and statistical guidelines London BMJ Books ISBN 978 0 7279 1375 3 angl Brown MD Reeves MJ 2003 Evidence based emergency medicine skills for evidence based emergency care Interval likelihood ratios another advantage for the evidence based diagnostician Ann Emerg Med 42 2 292 297 doi 10 1067 mem 2003 274 PMID 12883521 angl Habibzadeh Farrokh Habibzadeh Parham 15 chervnya 2019 The likelihood ratio and its graphical representation Biochemia Medica 29 2 193 199 doi 10 11613 BM 2019 020101 PMC 6457916 PMID 31015780 angl Harrell F Califf R Pryor D Lee K Rosati R 1982 Evaluating the Yield of Medical Tests JAMA 247 18 2543 2546 doi 10 1001 jama 247 18 2543 PMID 7069920 angl Reid MC Lane DA Feinstein AR 1998 Academic calculations versus clinical judgments practicing physicians use of quantitative measures of test accuracy Am J Med 104 4 374 80 doi 10 1016 S0002 9343 98 00054 0 PMID 9576412 angl Steurer J Fischer JE Bachmann LM Koller M ter Riet G 2002 Communicating accuracy of tests to general practitioners a controlled study BMJ 324 7341 824 6 doi 10 1136 bmj 324 7341 824 PMC 100792 PMID 11934776 angl Puhan MA Steurer J Bachmann LM ter Riet G 2005 A randomized trial of ways to describe test accuracy the effect on physicians post test probability estimates Ann Intern Med 143 3 184 9 doi 10 7326 0003 4819 143 3 200508020 00004 PMID 16061916 angl McGee Steven 1 serpnya 2002 Simplifying likelihood ratios Journal of General Internal Medicine angl 17 8 647 650 doi 10 1046 j 1525 1497 2002 10750 x ISSN 0884 8734 PMC 1495095 PMID 12213147 angl Henderson Mark C Tierney Lawrence M Smetana Gerald W 2012 The Patient History vid 2nd McGraw Hill s 30 ISBN 978 0 07 162494 7 angl Likelihood ratios Arhiv originalu za 20 serpnya 2002 Procitovano 4 kvitnya 2009 angl Lin Jennifer S Piper Margaret A Perdue Leslie A Rutter Carolyn M Webber Elizabeth M O Connor Elizabeth Smith Ning Whitlock Evelyn P 21 June 2016 Screening for Colorectal Cancer JAMA angl 315 23 2576 2594 doi 10 1001 jama 2016 3332 ISSN 0098 7484 angl Benard Florence Barkun Alan N Martel Myriam Renteln Daniel von 7 January 2018 Systematic review of colorectal cancer screening guidelines for average risk adults Summarizing the current global recommendations World Journal of Gastroenterology angl 24 1 124 138 doi 10 3748 wjg v24 i1 124 PMC 5757117 PMID 29358889 a href wiki D0 A8 D0 B0 D0 B1 D0 BB D0 BE D0 BD Cite journal title Shablon Cite journal cite journal a Obslugovuvannya CS1 Storinki iz nepoznachenim DOI z bezkoshtovnim dostupom posilannya angl Internet kalkulyator dovirchih intervaliv dlya peredbachalnih parametriv 23 listopada 2020 u Wayback Machine angl Likelihood Ratios 22 grudnya 2010 u Wayback Machine from CEBM Centre for Evidence Based Medicine Page last edited 1 February 2009 angl 1 12 travnya 2020 u Wayback Machine from Australian Bureau of Statistics A Comparison of Volunteering Rates from the 2006 Census of Population and Housing and the 2006 General Social Survey Jun 2012 Latest ISSUE Released at 11 30 AM CANBERRA TIME 08 06 2012 angl PosilannyaMedichni arhivi vidnoshen pravdopodibnosti Baza danih vidnoshen pravdopodibnosti 25 grudnya 2021 u Wayback Machine angl GetTheDiagnosis org Baza danih chutlivosti ta specifichnosti 19 travnya 2022 u Wayback Machine angl The NNT LR Home 26 sichnya 2021 u Wayback Machine angl

Дата публікації:
Топ