現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型在全人群腫瘤登記生存分析中的應(yīng)用

李卓穎 蔣宇飛 譚玉婷 項(xiàng)永兵△

（1上海交通大學(xué)醫(yī)學(xué)院附屬仁濟(jì)醫(yī)院上海市腫瘤研究所癌基因及相關(guān)基因國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室 上海 200032；2上海市腫瘤研究所流行病學(xué)研究室 上海 200032）

腫瘤患者的生存率是評(píng)估一個(gè)地區(qū)或國(guó)家腫瘤綜合診治措施效果的重要指標(biāo)，一般可由臨床隨訪研究、醫(yī)院腫瘤登記管理數(shù)據(jù)和人群腫瘤登記資料計(jì)算而得。其中，人群腫瘤登記數(shù)據(jù)由于覆蓋一個(gè)固定人群，計(jì)算得到的腫瘤生存率代表性較好，能夠真實(shí)反映一個(gè)地區(qū)內(nèi)全部人群的腫瘤生存情況［1］。

生存率計(jì)算往往要回顧和整理過去一段時(shí)間的歷史資料，關(guān)鍵問題是選擇研究的觀察時(shí)間窗。兩種傳統(tǒng)的生存率計(jì)算方法需要長(zhǎng)時(shí)間的完整隨訪資料，納入觀察的對(duì)象多來源于多年前診斷的病例，無法及時(shí)反映腫瘤診治水平提高所帶來的生存率改善。隊(duì)列法（cohort method）僅納入完全隨訪的病例資料，時(shí)效性和精確度有一定局限性；完全法（complete method）在隊(duì)列法的基礎(chǔ)上加入了尚未完成隨訪的右截尾數(shù)據(jù)，估計(jì)的精確度有所提高，但時(shí)效性仍較差。Brenner等［2］在1996年提出現(xiàn)時(shí)法（period analysis），僅納入感興趣時(shí)間段內(nèi)觀察到的生存資料，包括在此時(shí)間段內(nèi)完成隨訪的左截尾數(shù)據(jù)和新近診斷的右截尾數(shù)據(jù)?，F(xiàn)時(shí)法排除了多年前的隨訪資料，提高了生存率估計(jì)的時(shí)效性，但由于納入計(jì)算的有效病例數(shù)也隨之減少，故生存率估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)誤有所增大，精確度不如完全法。因此，實(shí)際應(yīng)用中常面臨時(shí)效性和精確度的權(quán)衡，兩者往往難以兼顧。2006年，Brenner等［3］提出了現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型（model-based period analysis），在常規(guī)現(xiàn)時(shí)法的基礎(chǔ)上通過擬合廣義線性模型來考慮觀察時(shí)期對(duì)生存率的影響。該模型可在充分利用現(xiàn)有數(shù)據(jù)、保證精確度的前提下，提高生存率估計(jì)的時(shí)效性，還可以用于評(píng)估其他預(yù)后相關(guān)因素對(duì)生存率的影響。目前，現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型在歐美國(guó)家的腫瘤登記中已得到一定范圍的應(yīng)用［4-10］，但國(guó)內(nèi)至今尚無相關(guān)的研究報(bào)道。

鑒于此，本研究將系統(tǒng)介紹現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型的基本原理，并以上海市腫瘤登記處收集整理的胃癌歷史生存資料為例，簡(jiǎn)述其在R軟件中如何實(shí)現(xiàn)。

資料和方法

基本原理人群腫瘤登記數(shù)據(jù)最常用的生存率統(tǒng)計(jì)指標(biāo)有觀察生存率（observed survival rate，OSR）和相對(duì)生存率（relative survival rate，RSR）［11］。生存率的計(jì)算通常采用壽命表法，例如5年生存率由1～5年的一年區(qū)間生存概率累乘而得，一年區(qū)間生存概率由觀察區(qū)間內(nèi)實(shí)際的觀察死亡數(shù)（d）、期望死亡數(shù)（e）和區(qū)間內(nèi)的隨訪人數(shù)（l）計(jì)算而來［12］。隊(duì)列法、完全法、現(xiàn)時(shí)法的區(qū)別僅在于用于計(jì)算一年區(qū)間生存概率的數(shù)據(jù)在診斷時(shí)間和隨訪時(shí)間上的差異。

以估計(jì)患者的5年RSR為例，現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型［3］是在常規(guī)現(xiàn)時(shí)法［2］算法的基礎(chǔ)上，以隨訪年份i（分類變量，計(jì)算5年生存率時(shí)1≤i≤5）和觀察時(shí)期（j連續(xù)型變量，第1個(gè)觀察時(shí)期j=0，往后逐漸加1）為自變量，以每個(gè)觀察區(qū)間內(nèi)的實(shí)際觀察死亡數(shù)（d i，j）為因變量，擬合一個(gè)廣義線性模型。誤差結(jié)構(gòu)取Poisson分布，連接函數(shù)定義為為基 于 模 型 的 估 計(jì) 死 亡 數(shù) ，分別表示期望死亡數(shù)（來自當(dāng)?shù)厝巳簤勖恚┖蛥^(qū)間內(nèi)隨訪人數(shù)。模型擬合時(shí)把有效觀察人數(shù)的自然對(duì)數(shù)作為偏移項(xiàng)（offset），省略截距項(xiàng)。下述模型可以用于描述超額死亡數(shù)與隨訪年份及觀察時(shí)期的關(guān)系：

其中，αi表示第i個(gè)隨訪年份的回歸系數(shù)，β表示每增加1個(gè)觀察時(shí)期的回歸系數(shù)。則每一年的區(qū)間生存概率r i，j=exp(-exp(αi+j×β))；第j個(gè)觀察時(shí)期的5年生 存 率上述公式也適用于觀察生存率的計(jì)算，只需將di*，j設(shè)為0即可。

生存率標(biāo)準(zhǔn)誤（standard error，SE）的估計(jì)可使用 delta法［13］，設(shè)var(αi)、var(β)、cov(αi，αk)和cov(αi，β)分別為αi和β的方差和協(xié)方差矩陣，則第j個(gè)觀察時(shí)期5年生存率的SE為：

實(shí)例分析上海是我國(guó)最早開展城市人群腫瘤登記報(bào)告工作的地區(qū)，積累了長(zhǎng)期、標(biāo)準(zhǔn)、規(guī)范、完整的腫瘤登記資料［14］。我們利用1972—1986年上海市區(qū)的胃癌生存資料，以兩個(gè)簡(jiǎn)單實(shí)例說明現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型計(jì)算相對(duì)生存率的基本過程以及對(duì)協(xié)變量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)的方法。實(shí)例1以1977—1981年為感興趣時(shí)期，采用隊(duì)列法、完全法、現(xiàn)時(shí)法和現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型分別計(jì)算上海市區(qū)男女性胃癌的5年RSR及其SE，并與之后實(shí)際觀察到的生存率進(jìn)行比較（圖1）。實(shí)例2利用現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型檢驗(yàn)胃癌的5年RSR在1978—1980年、1981—1983年和1984—1986年3個(gè)觀察時(shí)期間的趨勢(shì)變化是否存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（圖1）。RSR的計(jì)算采用EdererⅡ法［11，15］，隨訪截止時(shí)間定義為1986年12月31日。所有統(tǒng)計(jì)分析采用R 4.0.3版本進(jìn)行，計(jì)算前需預(yù)先安裝并調(diào)用Brenner等編寫的R拓展包“Period R”［16（］文獻(xiàn) 中 下 載 地 址 ：https：//krebsregister.saarland.de/daten-auswertungen-veroeffentlichungen/softw are/periodr-english/）。實(shí)例1和實(shí)例2所采用的生存數(shù)據(jù)如圖1所示（完整程序見電子附加材料）。

結(jié) 果

實(shí)例1傳統(tǒng)的隊(duì)列法、完全法和現(xiàn)時(shí)法均可使用“PeriodR”拓展包實(shí)現(xiàn)，該拓展包的核心是period函數(shù)，其基本語句如下：

period（data，k，surv.m，surv.f，perbeg，perend，method=""，agedist=NULL）

其中，data為患者隨訪資料；k為隨訪時(shí)間（年）；surv.m和surv.f分別為男女性0～99歲的條件一年生存概率，由人群壽命表計(jì)算得到；perbeg和perend是納入分析的起始年份和截止年份；method表示相對(duì)生存率的計(jì)算方法，默認(rèn)使用Hakulinen法［17］，也可選擇EdererⅡ法［15］；agedist命令可進(jìn)行年齡調(diào)整，可在此加上標(biāo)準(zhǔn)腫瘤患者的年齡構(gòu)成［18］來計(jì)算年齡標(biāo)化生存率。

以隊(duì)列法計(jì)算1977—1981年男性胃癌的5年RSR為例，納入1972—1981年的隨訪數(shù)據(jù)，并將研究對(duì)象限定在診斷時(shí)間為1972—1976年的患者。語句如下：

cohortm<-period(subset(stomach,dy>=1972&dy<=1976&sex==1),5,probm,probf,1972,1981,method="edererII")

完全法、現(xiàn)時(shí)法和實(shí)際觀察到的生存率計(jì)算與之類似，只需修改perbeg和perend兩個(gè)參數(shù)，并根據(jù)情況限制研究對(duì)象的診斷年份和性別即可。

基于現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型的實(shí)際操作過程主要分為以下4個(gè)步驟：

（1）采用常規(guī)現(xiàn)時(shí)法計(jì)算1～5年的一年區(qū)間生存概率，從中提取每個(gè)隨訪年份（1～5年）和觀察時(shí)期（本例設(shè)定1977—1981年每年各為一個(gè)觀察時(shí)期）的觀察死亡數(shù)d（obs）、期望死亡數(shù)e（exp）和區(qū)間內(nèi)隨訪人數(shù)l（py）。然后計(jì)算d（*dstar）和有效觀察人數(shù)的對(duì)數(shù)并與隨訪年份（iy）和觀察時(shí)期（jcp）組成數(shù)據(jù)框“model1.df”。

（2）自定義一個(gè)連接函數(shù)“modperiod.link”，即用“glm”函數(shù)擬合Poisson模型，連接函數(shù)取剛剛自定義的"modperiod.link"，模型中包含2個(gè)自變量：隨訪年份y（分類變量，1≤y≤5）和觀察時(shí)期cp（連續(xù)型變量，0≤cp≤4），有效觀察人數(shù)的對(duì)數(shù)（at_risk）作為偏移項(xiàng)，模型命名為“model1.fit”。

圖1 隊(duì)列法、完全法、現(xiàn)時(shí)法和現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型在計(jì)算生存率和進(jìn)行趨勢(shì)檢驗(yàn)時(shí)應(yīng)用的生存數(shù)據(jù)Fig 1 Survival data used by cohort method，complete method，period and model-based period analysis for survival estimation and trend test

（3）生存率估計(jì)：從“model1.fit”中導(dǎo)出隨訪年份和觀察時(shí)期的回歸系數(shù)（y1-y5和cp），計(jì)算最近的觀察時(shí)期（1981年，cp=4）的1～5年一年區(qū)間生存概率，然后累乘即得到現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型估計(jì)的最新5年RSR。

（4）使用Delta法計(jì)算5年RSR的標(biāo)準(zhǔn)誤。

計(jì)算結(jié)果如表1所示。采用隊(duì)列法、完全法、現(xiàn)時(shí)法和現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型計(jì)算得到的1977—1981年上海市區(qū)胃癌5年RSR分別為：男性12.77%、13.76%、14.27%和16.41%，女性11.51%、12.04%、12.35%和14.74%。由現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型估算的結(jié)果與后來實(shí)際觀察到的男女性胃癌5年RSR（16.46%和14.23%）最為接近。實(shí)際觀察值所對(duì)應(yīng)的數(shù)據(jù)集為圖1的“實(shí)際觀察值”部分，即在隨訪中可以計(jì)算的生存率。從生存率估計(jì)值的精確度來看，完全法估算結(jié)果的標(biāo)準(zhǔn)誤最小。

表1 1977—1981年上海市區(qū)胃癌5年相對(duì)生存率的估計(jì)值與實(shí)際觀測(cè)值的比較Tab 1 Comparison of estimated and later observed 5-year relative survival ratesfor gastric cancer in urban Shanghai，1977-1981

實(shí)例2實(shí)例2與實(shí)例1中現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型的計(jì)算過程基本一致，區(qū)別在于除隨訪年份和觀察時(shí)期外，模型中還納入了性別和年齡組這兩個(gè)協(xié)變量。

第（1）步仍然是采用常規(guī)現(xiàn)時(shí)法計(jì)算1～5年的一年區(qū)間生存概率，從中提取觀察死亡數(shù)（obs）、期望死亡數(shù)（exp）和區(qū)間內(nèi)隨訪人數(shù)（py），并計(jì)算模型所需變量。

第（2）步是模型擬合，用“glm”函數(shù)擬合Poisson模型，連接函數(shù)取自定義的"modperiod.link"，模型中包含4個(gè)自變量：隨訪年份y（分類變量，1≤y≤5）、觀察時(shí)期cp（0≤cp≤2，0=1978—1980年，1=1981—1983年，2=1984—1986年）、性別sex（1=男性，2=女性）以及年齡組agr（1=0～44歲、2=45～64歲，3=65～99歲）。有效觀察人數(shù)（at_risk）的對(duì)數(shù)作為偏移項(xiàng)，模型命名為“model2.fit”。

第（3）步使用拓展包“l(fā)mtest”對(duì)回歸系數(shù)cp進(jìn)行Waldχ2檢驗(yàn)。

χ2檢驗(yàn)結(jié)果顯示，χ2=19.91，P<0.001。表明在調(diào)整性別和年齡組的影響之后，胃癌的5年RSR在1978—1980年、1981—1983年和1984—1986年這3個(gè)觀察時(shí)期間的趨勢(shì)變化有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

討 論

人群腫瘤登記是腫瘤防治的一項(xiàng)基礎(chǔ)性工作，通過定期收集、整理、分析和報(bào)告登記地區(qū)內(nèi)惡性腫瘤的發(fā)病、現(xiàn)患、死亡、生存等情況，準(zhǔn)確反映登記地區(qū)的腫瘤流行情況和變化趨勢(shì)，為腫瘤的病因?qū)W研究和防治工作提供基礎(chǔ)數(shù)據(jù)和決策依據(jù)［1，19］。估計(jì)腫瘤患者的生存率及進(jìn)行相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)，是全人群腫瘤登記工作的一項(xiàng)重要常規(guī)工作［1，20］。由于一般人群隨年齡增長(zhǎng)有一定的“自然”死亡概率，不同地區(qū)、年代、性別、年齡組的死亡概率也不一樣，為合理評(píng)價(jià)惡性腫瘤造成的超額死亡危險(xiǎn)，方便生存率在不同人群間的比較，除了一般的觀察生存率（OSR）之外，人群腫瘤登記數(shù)據(jù)的生存率計(jì)算指標(biāo)通常還包括相對(duì)生存率RSR及其統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)［11，20］。RSR等 于 觀 察 生 存 率 與 期 望 生 存 率（expected survival rate，ESR）之比［11］。ESR代表該地區(qū)同時(shí)期、同性別及同年齡組一般人群的“自然”生存概率，可由當(dāng)?shù)匾话闳巳簤勖碛?jì)算得到。根據(jù)期望生存率算法上的細(xì)微差別，相對(duì)生存率的估計(jì)通常有4種方法，即EdererⅠ［21］、EdererⅡ［15］和Hakulinen的兩種方法［17］，其中EdererⅡ是目前最常用的方法［22］。RSR反映了理論上腫瘤作為唯一死因時(shí)該特定人群的凈生存率（net survival rate），可直接在不同人群間進(jìn)行比較。

從上世紀(jì)五十年代到九十年代末，人們估計(jì)腫瘤生存率時(shí)通常僅納入有完整隨訪資料的病例（隊(duì)列法）。1996年Brenner等［2］提出了現(xiàn)時(shí)法，作為生存率傳統(tǒng)估計(jì)方法的有益補(bǔ)充，尤其是針對(duì)腫瘤長(zhǎng)期生存資料的統(tǒng)計(jì)分析。常規(guī)的現(xiàn)時(shí)法只需稍微修改計(jì)算一年區(qū)間生存概率的時(shí)間段即可實(shí)現(xiàn)，目前已有基于SAS、Stata和R的宏程序或拓展包可使用［23-25］。國(guó)內(nèi)對(duì)該方法的應(yīng)用主要有河南省林州市1988—2004年胃癌、食管癌的5年RSR分析［26-28］；復(fù)旦大學(xué)附屬腫瘤醫(yī)院2002—2006年乳腺癌5年RSR分析［29］；以及浙江省臺(tái)州市2009—2013年多種常見腫瘤的5年RSR分析［30］。上述研究均發(fā)現(xiàn)現(xiàn)時(shí)法的生存率估計(jì)結(jié)果與之后實(shí)際的觀測(cè)值最為接近。

現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型需要結(jié)合壽命表法［12］和相對(duì)生存率［11］的基本概念來定義和擬合廣義線性模型，且標(biāo)準(zhǔn)誤的計(jì)算［13，16］也不同于常規(guī)方法，操作過程相對(duì)較為復(fù)雜。國(guó)內(nèi)有學(xué)者簡(jiǎn)要介紹過現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型的基本原理［31-32］，但目前尚無應(yīng)用該方法進(jìn)行腫瘤生存數(shù)據(jù)分析的研究報(bào)道?，F(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型相比于常規(guī)現(xiàn)時(shí)法的最大優(yōu)勢(shì)在于可納入較長(zhǎng)年份的生存資料，在保證時(shí)效性的同時(shí)提高生存率估計(jì)的精確度。為方便與其他方法比較，本文實(shí)例1僅納入了5年的生存資料，并以1年作為一個(gè)觀察時(shí)期，每個(gè)計(jì)算區(qū)間內(nèi)的有效觀察例數(shù)較少，故估計(jì)的精確度不如完全法。在實(shí)際應(yīng)用中，由于單獨(dú)一年的生存資料容易受腫瘤登記數(shù)據(jù)延遲等情況的影響而不夠穩(wěn)定，通常以3或5年作為1個(gè)觀察時(shí)期區(qū)間（即假定腫瘤生存率在這3或5年內(nèi)穩(wěn)定不變）。國(guó)際上在應(yīng)用現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型時(shí)一般以10～20年的生存資料進(jìn)行建模［4-10］。本文實(shí)例2由于資料有限，僅以3年作為一個(gè)觀察時(shí)期，分析了上海市胃癌5年RSR在3個(gè)觀察時(shí)期（9年）間的趨勢(shì)變化。Brenner等［33］利用芬蘭腫瘤登記處1978—2004年的登記資料進(jìn)行比較分析，發(fā)現(xiàn)建模時(shí)間窗為10年時(shí)可得到與實(shí)際觀測(cè)值較為接近的生存率估計(jì)值，同時(shí)標(biāo)準(zhǔn)誤相比常規(guī)現(xiàn)時(shí)法可減少近一半；但建模時(shí)間窗延長(zhǎng)到15年時(shí)估計(jì)效果反而變差?？紤]到現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型建立在“生存率在各個(gè)觀察時(shí)期之間均勻變化”這一假設(shè)前提之下，當(dāng)納入計(jì)算的時(shí)間跨度較長(zhǎng)時(shí)，生存率的實(shí)際變化往往并不均勻。腫瘤新診療技術(shù)的推廣應(yīng)用往往會(huì)在數(shù)年后反映在患者生存率的變化上。同樣，人群腫瘤篩查項(xiàng)目的開展可使早期檢出率上升，患者的生存時(shí)間延長(zhǎng)，從而表現(xiàn)為其生存率的快速提高。因此，建模時(shí)間窗并非越長(zhǎng)越好，在實(shí)際應(yīng)用中應(yīng)根據(jù)腫瘤部位和當(dāng)?shù)啬[瘤防控實(shí)際情況進(jìn)行適當(dāng)調(diào)整。

除了直接計(jì)算生存率之外，現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型的另一個(gè)優(yōu)勢(shì)是可以納入其他與預(yù)后相關(guān)的協(xié)變量，如性別、年齡、腫瘤分期等，從而調(diào)整這些混雜因素對(duì)生存率的影響或進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)，以評(píng)估各個(gè)協(xié)變量對(duì)于生存率的作用。通過對(duì)模型中各個(gè)協(xié)變量的回歸系數(shù)進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)來反映該協(xié)變量對(duì)RSR的作用是否有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。由于目前尚無公認(rèn)的、適用于RSR的多因素分析方法，實(shí)際應(yīng)用中通常只能對(duì)病例進(jìn)行分層，在犧牲精確度的情況下分別在不同亞組人群中計(jì)算RSR并直接比較?，F(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型可以在不損失樣本量的基礎(chǔ)上調(diào)整混雜因素并進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，不失為常規(guī)分層比較方法的一種有益補(bǔ)充。

本文實(shí)例2結(jié)果顯示，調(diào)整性別和年齡組的影響之后，胃癌的5年RSR在1978—1980年、1981—1983年和1984—1986年這3個(gè)觀察時(shí)期間的趨勢(shì)變化有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。與我們的實(shí)例2類似，Pulte等［7］利用現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型分析了德國(guó)肝膽系統(tǒng)腫瘤在2002—2005年、2006—2009年和2010—2013年3個(gè)觀察時(shí)期間的趨勢(shì)變化，結(jié)果提示其5年RSR在這3個(gè)時(shí)期之間顯著上升。除了對(duì)觀察時(shí)期進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)以分析生存率的時(shí)間趨勢(shì)之外，國(guó)外也有學(xué)者利用現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型檢驗(yàn)性別、地區(qū)等因素對(duì)生存率的作用。例如：Eberle等［34］利用現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型分析了2002—2010年德國(guó)肺癌人群的腫瘤登記數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在調(diào)整年齡、病理學(xué)類型和TNM分期后，女性肺癌5年RSR仍顯著高于男性；Majek等［35］的研究結(jié)果顯示，2002—2006年德國(guó)男女性結(jié)直腸癌患者的5年RSR分別為61.9%和64.5%，在調(diào)整年齡、分期等因素后，女性患者的預(yù)后仍然好于男性患者；Pulte等［7］利用現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型對(duì)德國(guó)和美國(guó)的腫瘤登記資料進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)美國(guó)人群的肝細(xì)胞癌5年RSR顯著高于德國(guó)人群。另外，在分析腫瘤登記生存資料時(shí)，腫瘤的年齡組劃分通常采用以下標(biāo)準(zhǔn)：15～44歲、45～54歲、55～64歲、65～74歲和75歲及以上［18］。由于本文實(shí)例2的目的在于介紹現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型如何對(duì)觀察時(shí)期進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)，年齡組和性別僅作為模型中的兩個(gè)協(xié)變量進(jìn)行調(diào)整，因此我們只對(duì)年齡組進(jìn)行了簡(jiǎn)單的3組劃分。在實(shí)際應(yīng)用中可根據(jù)腫瘤部位和專業(yè)知識(shí)進(jìn)行相應(yīng)的年齡組劃分。除了將年齡組作為協(xié)變量納入模型進(jìn)行調(diào)整之外，還可進(jìn)行年齡的標(biāo)準(zhǔn)化處理。Period R拓展包提供了簡(jiǎn)單易行的年齡標(biāo)化方法，只需在第一步進(jìn)行常規(guī)現(xiàn)時(shí)法計(jì)算時(shí)加上標(biāo)準(zhǔn)人口的年齡構(gòu)成即可［16，25］。

綜上所述，在分析全人群腫瘤生存資料時(shí)，現(xiàn)時(shí)法統(tǒng)計(jì)模型可充分利用現(xiàn)有資料，在保證精確度的前提下，提高生存率估計(jì)的時(shí)效性，并且能夠考慮其他協(xié)變量對(duì)生存率的影響，可作為傳統(tǒng)生存率計(jì)算方法的有益補(bǔ)充。但由于該方法涉及到較復(fù)雜的統(tǒng)計(jì)模型，且需要根據(jù)實(shí)際數(shù)據(jù)對(duì)程序中多個(gè)參數(shù)進(jìn)行定義和修改，因此在進(jìn)行人群腫瘤登記資料的生存分析時(shí)，應(yīng)根據(jù)實(shí)際情況決定是否選用此方法并謹(jǐn)慎解釋結(jié)果。

作者貢獻(xiàn)聲明李卓穎 查閱文獻(xiàn)，課題實(shí)施，編寫程序，分析數(shù)據(jù)和結(jié)果解釋，論文撰寫和修訂。蔣宇飛，譚玉婷 方法學(xué)討論，結(jié)果解釋，論文修改。項(xiàng)永兵 課題設(shè)計(jì)，獲取資助，原始數(shù)據(jù)整理，方法學(xué)討論，結(jié)果解釋，論文修改和定稿。

利益沖突聲明所有作者均聲明不存在利益沖突。