Еколожи Епидемиолоэийа: Сящиййядя Тятбиги вя Тядгигат Методлары

Õöñóñè òÿòáèã öñóëëàðû 
 
Ъядвял 7.1-дя мцхтялиф епидемиоложи тядгигат типляринин анализи цчцн уйьун эялян чохюл-
чцлц методлар барядя йекун мялумат верилмишдир. Бу анализляр стандарт EPICURE вя йа 
STATA кими статистик програмлардан истифадя етмякля, йериня йетириля биляр.  
 
Пуассон  регрессийасы 
хястялянмя  тезлийинин  садя  анализинин  давамыдыр  ки,  адам-вахт 
юлчцсцнц  нязяря  алыр,  она  эюря  дя  адам-вахт  мялуматларындан  ибарят  олан  когорт 
тядгигатларынын  анализи  цчцн  мцнасиб  метод  щесаб  едилир  (Ъядвял 7.1). Тезлик  нисбяти 
цчцн Пуассон регрессийа моделинин ясас формулу: 
 
In (λ)
j
j
2
2
1
1
0
X
b
...
X
b
X
b
b





 
 
Бурада,  λ – верилмиш  Х
1
,  Х
2
, … Х 
ж 
  гиймятли  фярдляр  цчцн  хястялянмя  тезлйидир.  Она 
эюря  дя  Пуассон  регрессийасы  садя  методларын  бирбаша  давамыдыр  ки,  бура  адам-вахт 
мялуматларынын  цмумиляшдирилмяси,  гарышдырыъы  факторларын  щяр  тябягясиндя  (мясялян, 
щяр йаш групунда) хястялянмя тезлийинин щесабланмасы вя гарышдырыъы факторлара (мяся-
лян,  Мантел-Щенсел  методу)  эюря  корректя  едилмиш  цмуми  тезлик  нисбятляринин  ялдя 
едилмяси дахилдир. Пуассон регрессийасынын анализи вя еляъя дя, тезлик нисбятляринин тябя-
гяли анализи цчцн щяр шейдян яввял, тясирин вя гарышдырыъы факторларын щяр категорийасында 
адам-ил  вахтла  ялагяли  методла  щесабланмалыдыр  (Pearce and Checkoway, 1987).  Еляъя 

Òÿäãèãàòûí àíàëèçè âÿ èíòåðïðåòàñèéàñû 
 
217
дя,  когорт  тядгигатында  тезлик  нисбятляри  явязиня  риск  нисбятляринин  гиймятляндирилмяси 
цчцн биноминал регрессийадан истифадя етмяк мцмкцндцр. 
 
Щадися-контрол  мялуматларынын  анализи  цчцн  мцвафиг  метод  мянтиги  регрессийа 
моделидир,  бурада,  Y  ещтимал  едилян  хястялярдир (=P/(1-P))  вя P хястялярин  мигдар 
нисбятидир.  Мараг  даирясиндя  олан  еффект  эюстяриъиси  ещтимал  нисбятидир.  Мянтиги  регрес-
сийанын формулу ашаьыдакы кимидир: 
 
In(P/1-P)) 
j
j
2
2
1
1
0
X
b
...
X
b
X
b
b





 
 
бурада    Х
1
,  Х
2
, … Х 
ж
  гиймяти  иля  ифадя  едилмиш  адамлардан  ибарят  групда  хястялярин 
мигдар  нисбятидир.  Мянтиги  регрессийа  Мантел-Щенсел  стандарт  методунун  моделляшди-
рилмиш аналогудур (Mantel & Haenszel, 1959,). 
 
Ъядвял 7.7-дя  анаданэялмя  гцсурларла  аналарын  истифадя  етдийи  ичмяли  суйун  тяъщизат 
мянбяляри  арасында  ялагяни  юйрянян  щадися-контрол  тядгигатынын  мянтиги  регрессийа 
анализинин  нятиъяляри  тягдим  едилмишдир  (Dorsch et al., 1984).  Дяйишянлярин  щяр  бири 
моделя ейни вахтда дахил едилмишдир (башга гарышдырыъы потенсиал факторларла йанашы). Она 
эюря  дя  ъядвял  бцтцн  башга  потенсиал  риск  факторларынын  (факторлар  барядя  мялумат 
мювъуддур)  еффектляри  цчцн  тяйин  едилмиш  щяр  бир  факторун  асылы  олмайан  еффектини 
эюстярир. Ъядвял эюстярир ки, йалныз йаьыш суйу ичян гадынларла мцгайисядя гуйу суйу вя 
йа  Мави  эюлцн  суйуну  ичян  гадынлар  гцсурлу  ушагларын  дюьулмасына  эюря  йцксяк  риск 
алтында  олмушлар.  Мцяллифляр  беля  гярара  эялмишляр  ки,  тядгигатын  нятиъяляри  нитратларын 
тясириля баш верян тератоэен фярзиййяйя уйьун эялир. 
 
Шярти мянтиги регрессийа гоша тядгигатларда мялуматларын чохюлчцлц анализи цчцн истифадя 
едилян  методдур.  О,  гарышдырыъы  факторун  щяр  бир  тябягясиндя  щядд  эюстяриъиляринин 
йекунларыны  эюстярмякля,  мцхтялиф  тябягяляр  цзря  пайланан  мялуматларын  охшарлыьына 
ясасланыр.  Бир  сыра  факторларын  сечилмясиндян  вя  щягиги  «ъцтлярин» (мясялян,  якизляр) 
сайынын мцяййян едилмясиндян сонра шярти мянтиги регрессийадан истифадя етмякля, там 
гоша анализ апармаг мцнасиб щесаб едилир. Лакин сечмя йалныз йаш вя ъинс кими цмуми 
факторлара  эюря  йериня  йетирилибся,  онда  фярди  сечмя  иля  тябягяли  анализ  бярабяр  дцрцст 
нятиъяляря  эятириб  чыхараъаг  (тябягяли  анализ  даща  дягиг  ефффект  гиймятини  тягдим 
едяъяк). Она эюря дя тябягяляр чох оларса, адятян, садя шяртлярля мящдудлашдырылмайан 
гиймятляндирмя методундан истифадя едилир. 
 
Ìîäåëëÿøäèðìÿ ìÿñÿëÿëÿðè 
 
Сон иллярдя чохюлчцлц методлар эениш тятбиг едилир. Яэяр онлар уйьун гайдада вя даща 
садя методларла бирликдя истифадя едилярся, бу, чохсайлы цстцнлцкляря малик олан статистик 
методлар щесаб едилир. Лакин яксяр щалларда бу методлар мягсядяуйьун сурятдя тятбиг 
едилмир,  онда  ъидди  моделляшдирмя  фярзиййяляри  иряли  сцрмяк  тяляб  олунур.  Бу 
фярзиййялярин  йохланылмасы,  алтернатив  модел  формаларынын  тяърцбядян  кечирилмяси  вя 
садя  тябягяли  анализ  методлары  иля  нятиъялярин  йохланылмасы  щямишя  ваъибдир.  Бу  садя 
анализляр  илк  нювбядя  йериня  йетирилмялидир.  Сонра  ясас  мараг  йарадан  моделляри 
гиймятляндирмяк  цчцн  моделляшдирмя  методикасыны  дягиг  тяйин  етмяк  вя  тядгигат-
чыларын  истифадя  етдийи  йцзлярля  моделдя  мялуматларын  дярин  ишлянмясини  арадан  галдыр-
маг лазымдыр. Сонра даща цстцн щесаб едилян нятиъяляр сечилир.  

Åêîëîæè åïèäåìèîëîýèéà 
 
218
Ъядвял 7.9 Ъянуби  Австралийанын  Ашаьы  Ъянуб  Шяргиндя  аналарын  гцсурла  ушаг  доьма 
риски  иля  истифадя  едилян  ичмяли  су  арасында  ялагянин  мянтиги  регрессийа 
анализинин нятиъяляри, 1951-1979  
 
Дяйишянляр 
Бета
SE
Хястялянмя 
ещтималы  
95% ЕИ 
Ушаьын ъинси 
Гадын 
Киши 
 
0,48 
 
0,2 
1,0 
1,6 
 
 
1,1-2,4 
Ананын аиля вязиййяти 
евли 
тянща 
башга 
 
-0,12 
0,15 
 
0,54 
0,68 
1,0 
0,9 
1,2 
 
 
0,3-2,6 
0,3-4,4 
Ананын миллийяти
Австралийалы 
Британийалы 
Авропа 
Башга 
 
0,16 
-0,31 
-1,16 
 
0,43 
0,38 
0,93 
1,0 
1,2 
0,7 
0,3 
 
 
0,5-2,7 
0,4-4,5 
0,1-1,9 
Атанын мяшьулиййяти 
Синиф 1 
Синиф 2 
Синиф 3 
Синиф 4 
 
0,13 
-0,23 
0,13 
 
0,34 
0,40 
0,41 
1,0 
1,1 
0,8 
1,1 
 
 
0,6-2,3 
0,4-1,7 
0,5-2,6 
Ананын йашайыш йери 
Гамбе-шящяр 
Гамбе-кянд 
Башга шящяр 
Башга кянд 
 
1,23 
0,79 
0,59 
 
0,46 
0,51 
0,48 
1,0 
3,4 
2,2 
1,8 
 
 
1,4-8,5 
0,8-5,9 
0,7-4,7 
Ананын истифадя етдийи су 
Йаьыш суйу 
Мави эюл 
Гуйу 
Су тяминатынын башга мянбяляри 
Намялум 
 
1,59 
1,46 
0,38 
1,53 
 
0,45 
0,59 
0,55 
0,47 
1,0 
4,9 
4,3 
1,5 
4,6 
 
 
2,1-11,7 
1,4-13,8 
0,5-4,3 
1,8-11,6 
 
Мянбя: 
Dorsch et al., 1984 
 
Гейд етмяк лазымдыр ки, статистляр вя епидемиологлар чохюлчцлц методлардан мцхтялиф ъцр 
истифадя едя биляр. Ади статистик моделляшдирмядя ясас диггят прогнозлашдырмайа йюнял-
дилир. Мягсяд дяйишянлярин аз сайы иля «даща йахшы уйьун эялян» моделин ялдя едилмя-
синдян ибарятдир. Она эюря дя конкрет дяйишянлярин моделя дахил едилмясини гярара алан 
заман  ясас  мясяляляр  статистик  ящямиййят  вя  уйьунлуг  дяряъяси  олур.  Регрессийанын 
стандарт  мярщяляли  методлары  ишляниб  щазырланмышдыр  ки,  яксяр  щалларда  бу  мягсядлярин 
ялдя едилмясиндя еффектив олур. 
 
Диэяр тяряфдян, епидемиологлар еффектин гиймятляндирилмяси вя етиолоэийанын баша дцшцл-
мяси заманы моделдян истифадя едирляр. Яксяр епидемиоложи тядгигатларда бир ясас тясир 
вя  бир  нечя  потенсиал  гарышдырыъы  фактор  тядгиг  едилир.  Ясас  тясирин  дяйишяни  статистик 
ящямиййятдян асылы олмайараг, бцтцн моделляря дахилд едилмялидир. Потенсиал гарышдырыъы 

Òÿäãèãàòûí àíàëèçè âÿ èíòåðïðåòàñèéàñû 
 
219
факторларын  моделя  ялавя  едилмяси  гярары  ясас  тясирин  еффект  гиймятинин  дяйишмясиндян 
(гарышдырыъы фактор цчцн  статистик ящямиййяти олан елементдян йох) асылы олаъаг. Потенсиал 
гарышдырыъы факторлара демяк олар ки, щямишя нязарят едилмялидир. Лакин онлар тясирля сых 
коррелйасийа олунарса, проблемляр мейдана чыха биляр. Чцнки мултиколлинеарлыг шяртиндя 
модел гейри-стабил олур. Она эюря дя бурада ясас мясяля мултиколлинеарлыг (дцз хятт цзря 
йерляшдирмяляр) кянар едилян заман гарышдырылмайа нязарятдян ибарят олур.  
 
Мултиколлинеарлыг дяйишян моделдя башга дяйишянлярин хятти бирляшмяси заманы баш верир. 
Хцсуси щалда, гарышдырыъы факторлар вя ясас тясир арасында эцълц коррелйасийа баш верярся, 
тясир еффектинин гиймяти гейри стабил, орта квадратик сящв ися бюйцк олаъаг. Яэяр гарышды-
рыъы факторун кянар едилмяси ясас еффект гиймятини фактик сурятдя дяйишмяз сахлайырса вя 
онун орта квадратик сящвини чох азалдырса, бу, «кичик» моделин дцрцстлцйцня тясир етмя-
дян ясас еффектин даща дягиг гиймятляринин тямин едилмяси демякдир. Лакин давамлы га-
рышдырыъы фактор мултиколлинеарлыьын мянбяйи олан заман просесин арды там айдын олмур, 
чцнки  гарышдырыъы  факторун  кянар  едилмяси  нятиъясиндя  дягиглийин  артмасы  гарышдырылма 
цзяриндя  кифайят  гядяр  нязарятин  олмамасы  иля  систематик  сящвлярин  артмасыны  тараз-
лашдыра биляр (Robins & Greenland, 1986). 
 
Тясиредиъи  мялумат  нюгтяляри  регрессийа  анализинин  нятиъяляриня  щяддиндян  артыг  тясир 
эюстярян  мялумат  нюгтяляридир.  Йалныз  категорийалы  дяйишянлярдян  истифадя  етмякля, 
бундан тамамиля узаглашмаг олар. Бу о вахт тятбиг едилир ки, айры-айры категорийаларда 
артыг  мялумат  нюгтяляринин  айрылмасы  цчцн  дягиг  категорийалара  бюлцнмядян  истифадя 
едилир вя яэяр мцгайися цчцн щеч бир мялумат йохдурса, онлар автоматик сурятдя орадан 
атылыр (Rothman &Greenland, 1998). Тясиредиъи мялумат нюгтяляри анализдя даими дяйи-
шянлярдян асылы олан бюйцк проблемляр йарадыр. Бу мялумат нюгтяляринин дахил едилмясинин 
ясас еффект гиймятиня тясиринин «чох» олмасыны ашкар етмяк цчцн щяр бир нятиъянин нювбя 
иля кянар едилмясиндян ибарят олан гиймятляндирмя проседурасыны йериня йетирмяк олар. 
 
Уйьунлуг  критериси  цчцн  тестлярин  яксяриййяти  мялуматларын  груплашдырмасындан  вя  щяр 
групда  хястялярин  фактик  сайынын  бу  модел  васитясиля  прогнозлашдырыла  билмяйян  сайла 
мцгайися  едилмясиндян  ибарятдир  (адятян  хи-квадратынын  статистикасы  иля).  Илк  мягсяди 
прогноз  олан  статистик  контексдя  уйьунлуг  критерисинин  ящямиййяти  ашкар  олса  да, 
епидемиоложи  контексдя  бу  беля  дейилдир.  Мясялян,  зяиф  уйьунлашан  модел  еффектин 
дцрцст гиймятини веря биляр. Уйьунлуьун олмамасы эцълц риск факторунун мювъудлуьуну 
вя йа моделя дахил едилмиш, адекват йолла нязарят едилмяйян риск факторларынын гаршылыглы 
тясирини  эюстярир.  Лакин  бу  нязарят    едилмяйян  факторун  тясирля  ялагяли  вя  она  эюря  дя 
гарышдырыъы фактор олмасыны эюстярмир (Checkoway et al., 1989). 
 
7.6 Ìÿëóìàòëàðûí ñÿùâ òÿñíèôàòûíûí àíàëèçè âÿ èøëÿíìÿñè  
 
Юлчмя сящвляри нятиъясиндя баш верян систематик сящвлярин азалдылмасы цчцн ян еффектив 
метод  бу  мясяляляря  тядгигатын  планлашдырылмасы  вя  мялуматларын  топланмасы  заманы 
щяртяряфли  диггят  йетирмякдян  ибарятдир.  Бу  о  демякдир  ки,  мялуматларын  топланмасы 
цчцн дягиг критериляр вя методлар тяйин едилмяли, тядгигат щейяти тядгигат цчцн щазырлан-
малы  вя  тядгигат  мцддяти  ярзиндя  йохланмалыдыр.  Мялуматларын  топланмасы,  лаборатор 
анализи  вя  мялуматларын  идаря едилмяси  цчцн  тядгигатын  яввялиндя  кейфиййятин тямин  
 

Åêîëîæè åïèäåìèîëîýèéà 
 
220
Шякил 7.1 Ган  зярдабында  пестисид  гатылыьынын  лаборатор  анализиндя  кейфиййятин  тямин 
едилмясиня аид мисал  
 
 
 
 
Serum – ган зярдабы 
Blind serum  – намялум ган зярдабы  
Target value –  нязярдя тутулмуш юлчц 
 
Мянбя: 
Wolff, et al., 1991 
 
едилмяси/кейфиййятя  нязарят  методлары  мцяййян  едилмялидир.  Бундан  башга,  мялумат-
ларын топланма методларынын вя лаборатор анализлярин дягиглийиня ямин олмаг цчцн кей-
фиййятин тямин едилмяси барядя мялуматлары тядгигат мцддятиндя анализ етмяк олар. Мя-
сялян,  инсанын  ган  зярдабында  цзви  хлор  пестисидинин  гатылыьы  юйрянилян  тядгигата 
тядгигатчылар пестисидлярин мялум гатылыглы кейфиййят-тяминат нцмунясини анализ едиляъяк 
щяр  бир  нцмуня  групуна  дахил  етмишляр.  Кейфиййят-тяминат  нцмуняляриндян  истифадя 
едяряк,  мцяййян  мцддятдя  щяр  бир  груп  нятиъяляринин  нцмуняйя  уйьун  эялмясиня 
ямин  олмаг  цчцн  тядгигатчылар  лаборатор  анализлярин  дцрцстлцйцнц  йохламышлар. (Шякил 
7.1) (Baker et al., 1991; Wolff et al., 1991). 
 
Тядгигатын  анализи  мцддятиндя  мялуматларын  топланмасында  систематик  сящвлярин  баш 
вермясини мцяййян етмяк вя мялуматларын дцзэцнлцйцнц гиймятляндирмяк цчцн тяд-
гигатчылар,  адятян,  кейфиййятин  тямин  едилмясини/кейфиййятя  нязарятини  йохлайырлар.  Бу 
мялуматлар тядгигат нятиъяляринин интерпретасийасында, хцсусиля сящв тяснифат нятиъясиндя 
систематик сящвлярин ещтималыны нязярдян кечирдикдя, диггят мяркязиндя олмалыдыр. 
 
Òÿñèðèí ãåéðè-äÿãèã äÿéèøÿíëÿðèíäÿí èñòèôàäÿíèí íÿòèúÿëÿðè 
 
Тядгигатын  мцшащидя  едилян  нятиъяляринин  юлчмя  сящвляринин еффектини  мигдаръа  мцяй-
йян етмяк кифайят гядяр чятин ола биляр, чцнки сящвляр дифференсиал вя гейри-дифференсиал 
ола биляр, тясирин вя хястялик (еляъя дя, еффектин гарышдырыъы факторларына вя модификатор-
Анализ цчцн нцмуня дясти
Ган  зярдабы  анализинин  кейфиййятинин  тямин  едилмяси  цчцн 
хлороксидлярля зянэинляшдирилмиш нцмунялярин анализи 

Òÿäãèãàòûí àíàëèçè âÿ èíòåðïðåòàñèéàñû 
 
221
ларына)  дяйишянляринин  юлчцляриня  тясир  эюстяря  биляр.  Бу  тядгигаты  садяляшдирмяк  мяг-
сядиля  тядгигат  нятиъяляриндя  юлчмя  сящвляринин  еффектляри  тягдим  едилмишдир.  Бурада 
хястялийин юлчцляри дягигдир вя сящвляр йалныз гейри-дифференсиал тясир юлчцляриня эюря баш 
верир. 
 
Фясил 3-дя эюстярилдийи кими, юлчмя нятиъясиндя гейри-дифференсиал сящвя эюря мцшащидя 
едилян  еффект  эюстяриъиси  «сыфыр»  истигамятиндя  йерини  дяйишир.  Систематик  сящвлярин  миг-
дары  щягиги  еффект  эюстяриъисинин  фуксийасыдыр,  дягигилик  ися  тясир  эюстяриъисинин  функ-
сийасыдыр. Дягиглик эюстяриъиси мцшащидя едилян Х эюстяриъиси иля щягиги Т эюстяриъисинин 
коррелйасийасыдыр  вя  п
тх
  дцрцстлцк  ямсалына  бярабярдир.  Она  эюря  дя 
2
tx
p
-  Т  иля  изащ 
едилян  Х  вариасийасынын  нисбятидир.  Даими  нятиъя  вя  тясир  эюстяриъиси  цчцн  мцшащидя 
едилян регрессийа ямсалы ашаьыдакы кимидир: 
 
T
2
TX
0




 
 
Ещтимал нисбяти цзря даими тясир эюстяриъисиндя сящвин еффекти: 
 
2
TX
T
O
OR
OR


 
 
Мясялян,  фярз  едяк  ки,  йашама  мцддятиндя  p,p
,
-ДДТ  (дихлордифенилтрихлоретан) 
пестисидинин  тясири  иля  сцд  вязисинин  хярчянэи  арасында  ялагянин  юйрянилмяси  мягсядиля 
тядгигат  апарылмышдыр.  Яэяр  пестисидин  тясири  сцд  вязиси  хярчянэинин  ямяля  эялмясини 2 
дяфя  артырыса,  онда  ОР
Т
 – 2-йя  бярабяр  олаъаг.  Яэяр  ещтимал  едилян  пестисид  тясири  вя 
щягиги  тясир  арасында  коррелйасийа 0,6-дырса,  онда  мцшащидя  едилян  хястялянмянин 
ещтимал нисбяти 2,0
0,36
=1,28 олар. Бу мисал ону эюстярир ки, юлчмянин гейри-дифференсиал 
сящви еффект гиймятляриндя мцщцм систематик сящвляря эятириб чыхара биляр.  
 
Дихотомик  эюстяриъилярин  дцрцстлцйц,  адятян,  щяссаслыг  вя  спесификлик  эюстяриъиляри  иля 
ифадя  олунур.  Тясиря  щяссаслыг  щягигятян  тясиря  мяруз  галмыш  вя  тядгигатда  истифадя 
едилян  тясир  дяйишяниня  эюря  тясиря  мяруз  галмыш  груп  кими  дцзэцн  тясниф  едилмиш 
адамларын нисбятини ифадя едир. Тясирин спесификлийи тясиря мяруз галмамыш адамлар кими 
дцзэцн тясниф едилмиш адамларын мигдар нисбятини ифадя едир. Хястя вя саьлам групларда 
тясиря  мяруз  галмыш  адамларын  мцшащидя  едилян  нисбятляри  (п)  тясиря  мяруз  галмыш 
адамларын (P) щягиги нисбятиня аид едилир вя ашаьыдакы кими ифадя олуна биляр (Armstrong 
et all., 1992): 
 
П = щяссаслыг* П +(1-спесификлик) *(1-П) 
 
Яэяр  тясирин  тяснифат  сящвляри  хястя  вя  контрол  групда  ейнидирся  (йяни,  сящв  тяснифат 
гейри-дифференсиал  оларса,  хястя  групларын  щяссаслыг  вя  спесификлийи  контрол  групларын 
щяссаслыг вя спесификлийиня бярабярдир), мцшащидя едилян ещтимал нисбяти ашаьыдакы кими 
олаъаг: 
 

 

)
1
(
/
)
1
(
0
N
N
N
D
p
p
p
p
OR





 
 

Åêîëîæè åïèäåìèîëîýèéà 
 
222
Ъядвял 7.8-дя  юлчмя  сящви  нятиъясиндя  баш  верян  систематик  сящвлярин  гиймятини 
эюстярмяк  цчцн  щяссаслыьын  вя  спесификлийин  мцхтялиф  гиймятляри  вя  мцхтялиф  ещтимал 
нисбятляринин бир сыра нятиъяляри эюстярилмишдир.  
 
Ъядвыял 7.8 Тясирин юлчмя методунун* щяссаслыг вя спесификлик функсийасы кими ещтимал 
нисбятиндя мцшащидя едилян систематик сящвляр  
 
 
Тясиря щяссаслыг 
 
Тясирин 
спесификлийи 
Щягиги ещтимал нисбяти 
2
4 
Мцшащидя едилян ещтимал нисбяти 
0,6 0,8  1,29
1,71 
0,8 0,8  1,42
2,13 
0,95 0,8 
1,52
2,51 
0,6 0,95
1,6
2,53 
0,8 0,95
1,71
2,96 
0,95 0,95
1,8
3,35 
0,6 0,99
1,77
2,99 
0,8 0,99
1,86
3,37 
0,95 0,99
1,94
3,74 
0,99 0,99
1,96
3,85 
 
*Бу мисал контрол групун 0,2 (20%)-нин тясиря мяруз галмасыны фярз едир. 
 
Ãåéðè-äÿãèã òÿñèð äÿéèøÿíëÿðèíèí êîððåêòÿ åäèëìÿñè  
 
Бязи епидемиологлар тядгигат нятиъяляриндя систематик сящвляри мигдаръа гиймятляндир-
мяк цчцн корректя цсулларындан истифадя етмяйи мяслящят эюрцрляр. Бу цсулларын йериня 
йетирилмяси  заманы  мцшащидя  едилян  еффект  эюстяриъиляринин  корректя  едилмяси  цчцн, 
адятян, сечмянин дцзэцнлцйцнцн анализиндян алынмыш коррелйасийа эюстяриъиляриндян ис-
тифадя едирляр. Корректя тядгигат нятиъяляринин баша дцшцлмясиня кюмяк едя биляр. Яэяр 
беля  корректя  цсулундан  истифадя  едилярся,  тядгигат  нятиъяляринин  интерпретасийасында 
диггятли олмаг лазымдыр (Armstrong et al., 1992). Илк нювбядя корректя формулунун ясасы 
олан  фярзиййяляр  дцзэцн  олмайа  биляр.  Хцсуси  щалда,  тясирин  юлчцлмяси  нятиъясиндя  баш 
верян гейри-дифференсиал сящв щаггында фярзиййя дцзэцн олмайа биляр. Щямчинин, юлчмя 
сящвинин гиймятляри щямин тядгиг едилян ящалийя ясасланмалыдыр, сящвлярин бу гиймят-
ляри мювъуд олмадыьындан, башга ящали групларынын тядгигатындан ялдя едилмиш гиймятляр 
истифадя  едилир.  Яксяр  щалларда  дцрцстлцйцн  гиймятляндирилмяси  цчцн  мцяййян  едилмиш 
дягиг эюстяриъи йохдур. Етибарлы тядгигатлардан алынмыш мялуматлар корректя цчцн истифа-
дя едиля биляр, беля ки, онлар юлчцлян дяйишянлярин дцрцстлцйц барядя мялуматлар тягдим 
едир.  Лакин  етибарлы  тядгигатлар  дцрцстлцк  ямсалынын  йалныз  йухары  щяддлярини  верир.  Бу, 
гейри-дифференсиал  юлчмя  нятиъясиндя  щягиги  нисби  риск  гиймятинин  хяталарынын  артмасына 
эятириб чыхарыр.  
 
Тясирин  вя  еляъя  дя,  саьламлыгда  нятиъялярин  эюстяриъиляриня  аид  олан  дифференсиал  вя 
гейри-дифференсиал сящвлярин дцзялдилмясиня ъящд эюстярилярся, юлчмя нятиъясиндя сящв-
лярин дцзялдилмяси цчцн формуллар мцряккяб ола биляр. Верилмиш дярсликдя бу формуллар 
нязярдян  кечирилмир  вя  мцряккяб  олдугларына  эюря  тясадцфи  щалларда  истифадя  едилир. 
Онларын  явязиня  бурада  хястялийин  нятиъясинин  дягиг  мцяййян  едилмяси  фярз  едилдийи 
щалда, тясирин юлчцлмясинин гейри-дифференсиал сящвинин дцзялдилмяси цчцн формуллар тяг-

Òÿäãèãàòûí àíàëèçè âÿ èíòåðïðåòàñèéàñû 
 
223
дим едимишдир. Мащиййят етибариля бу формуллар йухарыда эюстярилмиш формулларла ейнидир, 
лакин онлар еффектин «щягиги» эюстяриъисини мцшащидя олунан еффект эюстяриъисинин функси-
йасы кими вя сечмянин дцзэцнлцйцнцн анализиндян алынмыш дцрцстлцк ямсалынын гиймя-
тини алмаг цчцн йенидян груплашдырылмышдыр.  
 
Яэяр мцшащидя едилян тясир иля «щягиги» (
TX
 ) тясир арасында коррелйасийа мялум оларса, 
еффектин  щягиги  эюстяриъиси  мцшащидя  едилян  еффект  эюстяриъиси  ясасында  гиймятляндириля 
биляр (Armstrong et al., 1992). Дцрцстлцйцн коррелйасийа ямсалы (
TX
 ) сечмянин дцзэцн-
лцйцнцн анализинин нятиъясиндян алыныр (
TX
r ). Бурада, тядгигатда истифадя едилян эюстяриъи 
тядгигат  иштиракчыларындан  сечилмиш  нцмунядя  дягиг  (адятян,  чох  баща  олан)  юлчмя 
методу  иля  мцгайися  едилир.  Яэяр  мялум  дягиг  юлчмя  методу  йохдурса  (йяни, 
дцрцстлцк),  ики  алтернатив  юлчмя  методу  (йяни,  етибарлы,  р
х1х2
)  арасында  коррелйасийа 
уйьунлашдырма цсулундан щядлярин гиймятляндирилмяси цчцн истифадя едиля биляр. 
 
Даими тясир, даими нятиъя (гейри-дифференсиал сящв) 
 
2
TX
0
T
r
/



 
 
Даими тясир, дихотомик нятиъя (гейри-дифференсиал сящв) 
 
2
/
1
TX
r
O
T
OR
OR

 
 
бурада 
Т 
 = щягиги регрессийа ямсалы; β
0
= мцшащидя едилян регрессийа ямсалы; 
TX
r =мцшащидя едилян вя щягиги тясир арасындакы коррелйасийа. 
 
Яэяр, коррелйасийа олунмайан сящвляря малик ики паралел эюстяриъидян истифадя етмякля, 
етибарлы тядгигат апарыларса, (Фярз едилир ки, икинъи эюстяриъи олан Х
2
 ян азы биринъи эюстяриъи 
кими  Х
1
  етибарлыдыр),  онда  р
х1х2
  етибарлылыг  ямсалы  Х
1
-ин  дцрцстлцк  ямсалынын  ашаьы  вя 
йухары щядлярини гиймятляндирмяк цчцн истифадя едиля биляр. Она эюря дя  
 
2
1
1
2
1
X
X
TX
X
X





 
 
Мясялян,  аьъийяр  хярчянэиня  радонун  тясиринин  щадися-контрол  тядгигатында  мцшащидя 
едилян  ещтимал  нисбяти  йашама  мцддятиндя  радонун  тясир  ващидиня  эюря 2,0 олмушдур. 
Радон тясиринин ики мцхтялиф эюстяриъисиндян истифадя едяряк, ялавя тядгигат апарылмышдыр 
вя ики эюстяриъи арасында коррелйасийанын 0,8 олмасы ашкар едилмишдир. Она эюря дя яэяр 
икинъи  эюстяриъидя  юлчмя  сящвинин  сявиййяси  биринъи  эюстяриъидя  олдуьу  кими  оларса, 
дцрцстлцк ямсалы 0,8 арасында олаъаг, яэяр юлчмя там дцрцст оларса, онда 
8
,
0  вя йа 
0,894  олар.  Уйьун  олараг,  хястялянмянин  щягиги  ещтимал  нисбятинин  щядляри 2,38 –дян 
2,95 гядярдир. 
 
Дихотомик тясир, дихотомик нятиъя (дифференсиал вя йа гейри-дтфференсиал сящв) 
 
)
1
(
)
1
(
D
N
N
D
T
P
P
P
P
OR



 

Åêîëîæè åïèäåìèîëîýèéà 
 
224
 
бурада  
 
)
1
/(
)
1
(





D
D
D
D
D
спес
щяссас
спес
p
P
 
вя 
)
1
/(
)
1
(





N
N
N
N
N
спес
щяссас
спес
p
P
 
 
Она эюря дя хястя вя контрол груплар цчцн тясирин щяссаслыг вя спесификлийи мялумдурса, 
щягиги ещтимал нисбятинин щесабламаг олар. 
 
Щямчинин  уйьунлашманын  «щадисяйя  эюря  корректя  едилмиш»  эюстяриъиси  олан  Кохенс 
каппаны щесабламагла, категорийалы тясир дяйишянляринин тякрарлана билмясини тякрар юлч-
мяляр  васитясиля  гиймятляндирмяк  олар.  Тясирин  дихотомик  дяйишянляри  цчцн  тядгигатда 
мцшащидя едилян ещтимал нисбятинин щягиги ещтимал нисбятиля ялагяли олмасы эюстярилмиш-
дир (Armstrong et al., 1992): 
 
1
)
1
(



k
OR
OR
O
T
 
 
Мясялян, яэяр мцшащидя едилян ещтимал нисбяти 2,5 вя тясир дяйишяни цчцн Кохен каппа 
0,75 –дирся, онда «щягиги» ещтимал нисбяти 3 олаъаг. 
 
 
 

Òÿäãèãàòëàð âÿ òÿäãèãàò ìåòîäëàðû 
 
153
Fǝsil 6