De presentatie wordt gedownload. Even geduld aub

De presentatie wordt gedownload. Even geduld aub

Help! Statistiek! Doel:Informeren over statistiek in klinisch onderzoek. Tijd:Derde woensdag in de maand, 12-13 uur 18 april:“Welke toets wanneer?” 16.

Verwante presentaties


Presentatie over: "Help! Statistiek! Doel:Informeren over statistiek in klinisch onderzoek. Tijd:Derde woensdag in de maand, 12-13 uur 18 april:“Welke toets wanneer?” 16."— Transcript van de presentatie:

1 Help! Statistiek! Doel:Informeren over statistiek in klinisch onderzoek. Tijd:Derde woensdag in de maand, uur 18 april:“Welke toets wanneer?” 16 mei:“Lineaire regressie” 20 juni:“Logistische regressie” 19 september:”Survival analyse” 17 oktober:“Over proefopzet en steekproefgrootte” 21 november“Hoe gaan we om met ontbrekende waarnemingen?” Sprekers: Vaclav Fidler, Hans Burgerhof, Wendy Post DG Epidemiologie Doorlopende serie laagdrempelige lezingen, voor iedereen vrij toegankelijk.

2 Programma Wat is “power” ook al weer? Hoe hangt dat samen met de steekproefgrootte? Enkele voorbeelden van steekproefaantallen onder verschillende designs Het “design effect”

3 Vergelijken van twee groepen Bij een onderzoek naar gewichtsafname bij personen met obesitas willen we weten of het geven van gestructureerde voorlichting in combinatie met een dieet betere resultaten geeft dan het dieet alleen. Hoeveel proefpersonen hebben we nodig? (uitgaande van een normale verdeling van de gewichten)

4 Eerst even terug naar de theorie: Statistisch toetsen (één steekproef) Nulhypothese H 0 : µ = 115 mm Hg Alternatief H 1 : µ > 115 mm Hg (bv 118) Kies α (meestal 0,05) Verzamel je gegevens (n stuks) Bereken het steekproefgemiddelde en de sd Trek je conclusie (verwerp H 0 of accepteer H 0 )

5 Fouten van eerste en tweede soort Beslissing H0 waarH0 niet waar WerkelijkheidH0 waarOKFout van de eerste soort, kans hierop: α H0 niet waarFout van de tweede soort, kans hierop: β OK

6 Fouten van eerste en tweede soort Beslissing H0 waarH0 niet waar WerkelijkheidH0 waarOKFout van de eerste soort, kans hierop: α H0 niet waarFout van de tweede soort, kans hierop: β OK, power met kans 1 - β

7 De kleur van de power is … Geel!

8 Toetsen van twee gemiddelden H 0 : µ 1 = µ 2 of H 0 : µ 1 - µ 2 = 0 of δ = 0 H 1 : µ 1 ≠ µ 2 of H 1 : δ ≠ 0 Kies α (meestal 0,05) Verzamel je gegevens (per groep n) Bereken de steekproef gemiddelden en de sd’s Trek je conclusie (verwerp H 0 of accepteer H 0 ) NB: statistische significantie is niet hetzelfde als klinische relevantie!

9 Hoe groot moet n (per groep) zijn? Hangt af van α (hier eenzijdig) Hangt af van β Hangt af van de spreiding σ (of s) Hangt af van het aan te tonen verschil d 1 / effectsize

10 Ons voorbeeld Gewichtsafname bij obesitas Na dieet gemiddeld 10 kg (standaardbehandeling) We denken dat de gestructureerde voorlichting 2 kg extra afname geeft α = 0,05, eenzijdig power = 90 % Op grond van eerder onderzoek: s = 3 kg

11

12 Andere responsievariabele Als we niet zouden kijken naar de continue variabele “gewichtsafname”, maar naar “wel of niet meer dan 10 kg afgevallen”, hoeveel respondenten hebben we dan nodig? Uitgaande van dezelfde gegevens (in groep 1 is het gemiddelde 10 kg, dus de kans om meer dan 10 kg af te vallen is 0,5; in groep 2 verwachten we een gemiddelde van 12 kg, met een sd van 3 kg geeft dit een proportie van 0,75 boven de 10 kg): H 0 : π 1 = π 2 = 0,5 H 1 : π 1 = 0,5 en π 2 = 0,75

13 Formule voor proporties α = 0,05 (éénzijdig), power = 0,9 Ongeveer 60 personen per groep! Dus ongeveer 1,5 maal zo veel als bij de continue responsievariabele Als de grens bij 9 kg wordt genomen blijken er per groep 53 personen nodig

14 Meerdere verklarende variabelen Waarnemen van mogelijke confounders –Matching –Analytisch Reductie van de spreiding!

15 Ongecorrigeerde analyse: de t- toets

16 Gecorrigeerd voor leeftijd (lineaire regressie)

17 (on)verklaarde variabiliteit van Y Vergelijk de sd’s van de t-toets: 6,0 en 6,5 de zelfde P- waarde als bij de gepoolde T-test Reductie onverklaarde spreiding

18 Meerdere waarnemingen per respondent Eenvoudigste herhaalde waarnemingen model: twee waarnemingen per persoon Respondent dient als eigen controle n nu twee keer zo klein?

19 Gepaarde waarnemingen continue variabele Standaarddeviatie van de verschillen r = correlatie tussen meting 1 en meting 2 Per groep! Gepaard onderzoek

20 Meerdere waarnemingen Is het beter om proefpersonen vaker te meten of meer proefpersonen te includeren? (bij gelijke kosten) Afhankelijk van de spreidingen binnen en tussen de groepen Afhankelijk van de onderzoeksvraag Multilevel analyse: bij voorkeur meer waarnemingen op het hoogste level (liever meer patienten)

21 Vergelijk Twee onafhankelijke groepen, aan te tonen verschil van 0,5 sd met α = 0,05 en β = 0,2 (t-toets): 64 per groep Gepaarde t-toets, dezelfde gegevens met correlatie tussen beide metingen r = 0,5: 34 respondenten nodig.

22 Combineren van meerdere vraagstellingen Achtergrond: Dierexperimenteel onderzoek Is er een effect van factor A? Is er een effect van factor B? Onderzoeksopzet –Twee verschillende onderzoeken (twee controlegroepen) –Controlegroep, groep met A, groep met B –Vier groepen: controle, alleen A, alleen B, zowel A als B One way ANOVA? Two-way ANOVA!

23 Aantal dieren Twee verschillende onderzoeken: 2n 1 + 2n 2 Drie groepen: 3k met k = maximum(n 1, n 2 ) (of andere opties) Two way ANOVA? Hangt af van de sterkte van de interactie! Factor B 0 (niet)1 (wel) Factor A0 (niet) 1 (wel) Nodig?

24 Twee afzonderlijke experimenten Twee onafhankelijke experimenten betreffende factor A (effect 1,5 sd) en factor B (geen effect) Simulatie van data: er worden voor experiment A 6 waarnemingen getrokken uit N(20,2) en 6 uit N(23,2) Voor experiment B 2 maal 6 waarnemingen uit N(20,2) Dit wordt maal uitgevoerd, bij ieder experiment toetsen we met de t-toets

25 Resultaten t-testen van de simulaties met steeds12 dieren voor experiment A en 12 voor B: 6543 significant voor A, 510 voor B Dit komt goed overeen met de theorie: de power is ± 65 % bij een verschil van anderhalve sd en een α = 0,05 (factor A) en als er geen effect is (factor B) verwacht je in 5 % van de gevallen ten onrechte de nulhypothese te verwerpen

26 Simulaties met twee factoren in één proefopzet (zonder interactie) Data gesimuleerd volgens een additief model (effecten van factor A en B zijn geheel onafhankelijk van elkaar) Gesimuleerd worden data uit een normale verdeling met gemiddelden: Factor B = 0Factor B = 1 Factor A = 0µµ + b Factor A = 1µ + aµ + a + b en dezelfde standaarddeviatie

27 ANOVA zonder toets op interactie, toetsen Aantal per cel:Aantal significante tests voor factor A (1,5 sd) Aantal significante tests voor factor B (geen effect) n=4 (totaal 16) n=5 (totaal 20) n=6 (totaal 24) Vergelijk power t-toets: 65 % (n=2x6) Bij een t-toets met 2x8 is de power 80%

28 Idem, effect A is 1,5 sd, effect B is 1 sd Aantal per cel:Aantal significante tests voor factor A Aantal significante tests voor factor B n=4 (totaal 16) n=5 (totaal 20) n=6 (totaal 24) Power t-test bij n = 2*6 = 12 factor A: 65 % (dus totaal 24)factor B: 35 %

29 Testen met interactie Eerst kijken naar de test van de interactie: als deze significant is zijn de hoofdeffecten niet meer los te interpreteren. (Het verschil tussen de diëten is anders voor mannetjes dan voor vrouwtjes). Als er in werkelijkheid geen interactie is, zul je in ongeveer 5 % van de gevallen ten onrechte toch een interactie constateren Als er wel een interactie is, zul je dat in twee gescheiden onderzoeken nooit constateren!

30 Effect A = 1,5 sd, effect B = 1 sd, geen interactie ( maal) Aantal significante tests A Aantal significante tests B Aantal significante interacties n = 4 (totaal 16) n = 5 (totaal 20) n = 6 (totaal 24) Power t-test bij n = 2*6 = 12 factor A: 65 % factor B: 35 %

31 Vergelijking met de onafhankelijke toetsen Er lijkt slechts een geringe winst in power, maar op het moment dat de interactie niet significant is, toets dan opnieuw, zonder de interactieterm in het model (alhoewel hier in de literatuur geen éénduidigheid over is)

32 experimenten met effect A = 1,5 sd, effect b = 0, interactie-effect = 2 sd Aantal significante tests voor A Aantal significante tests voor B Aantal significante tests voor AB n = 4 (totaal 16) n = 5 (totaal 20) n = 6 (totaal 24) Minder power voor het toetsen van de interactieterm (power om 2 sd aan te tonen bij 2 maal 6: 0,88)

33 Het design effect Als we van een parameter (bijvoorbeeld δ, een verschil tussen gemiddelden) willen toetsen of deze gelijk is aan 0, maken we gebruik van de grootheid Het design effect (deff) van een design is:

34 Als deff < 1 is dit design efficienter dan het “standaarddesign” Aangezien se = sd/√n, is het benodigde aantal respondenten met dit design gelijk aan het aantal respondenten van het standaard design vermenigvuldigd met het design effect.


Download ppt "Help! Statistiek! Doel:Informeren over statistiek in klinisch onderzoek. Tijd:Derde woensdag in de maand, 12-13 uur 18 april:“Welke toets wanneer?” 16."

Verwante presentaties


Ads door Google