一、成组病例对照资料分析
（一）资料整理的构架
成组病例对照研究资料可按表29-2所示的四格表整理。
表29-2 病例对照研究资料整理表
| 暴露史或特征 | 病例 | 对照 | 合计 |
| 有 | a | b | a+b=n1 |
| 无 | c | d | c+d=n0 |
| 合计 | a+c=m1 | b+d-m0 | a+b+c+d=T |
从表29-2可见，病例对照研究对比的是病例组的曾暴露率即a/a+c和对照组的曾暴露率b/b+d。如a/a+c＞b/b+d，并经统计学检验证实差异有统计学意义，则暴露与疾病有联系。
（二）资料分析
1．比较病例组和对照组的暴露比，并作x2检验。最简单的情况是因素与结局都只分为“有”或“无”两类，结果可归纳2×2表（表29-4）。
2．测定这两个比的差异有无统计学意义，可用一般四格表x2检验或修正x2检验。若两组差异有统计学意义，说明该暴露因素与疾病存在联系，则进一步求比值比。
3．求比值比某因素与某疾病如存在联系，则进一步估计其联系的强度。联系强度可用比值比（odds ratio,缩写为OR）估计。
比值（odds）是指某事物发生的概率与不发生的概率之比。从表29-4资料中，病例组和对照组有暴露史与无暴露史的概率分别为a/m1、c/m1、b/m0和d/m0
病例组的比值=a/m1/c/m1=a/c
对照组的比值=b/m0/d/m0=b/d
则比值比（odds ratio）=a/c/b/d=ad/bc
即 OR=ad/bc 公式（29.2）
当OR＞1时，说明病例组的暴露频率大于非病例组的，即暴露有较高的发病危险十性十；反之，当OR＜1时，说明病例组的暴露概率低于非病例组的，即暴露有保护作用。疾病与暴露联系愈密切，比值比的数值愈大。
4．计算比值比的可信限由于比值比是对这种联系程度的一个点估计，但是估计值总是有其变异十性十，计算出这个变异的区间有助于进一步了解联系的十性十质及程度，因此，需对OR值估计其可信区间。一般采用95%的可信限。
（29.3）
Z为正态离差值，
OR 95%可信限Z=1.96
OR 90%可信限Z=1.645
OR可信区间的计算除了有助于估计变异范围的大小外，还有助于检验OR值的判断意义，如区间跨越大，则判断暴露与疾病危险联系强度的作用小。
实例Doll和Hill在1950年报告吸烟与肺癌关系的病例对照研究结果如表29-3。
表29-3 吸烟与肺癌关系
| 吸烟史 | 肺癌病人 | 对照 | 合计 |
| 有 | 688 | 650 | 1338 |
| 无 | 21 | 59 | 80 |
| 合计 | 709 | 709 | 1418 |
1.x2检验
自十由度=1，P＜0.001
2．计算比值比OR
3．计算OR95%可信限
故OR95%可信限为1.83～4.90
二、1:1配比病例对照资料分析
在病例对照研究中，常常应用配比方法，即将病例与对照按1:1或1:R配成对，在调查或分析时均将此一组病例和对照作为一组而不要拆开。配比对照的目的是排除混杂因素的影响。
（一）资料整理构架
将资料按下列格式整理（表29-4）。
（二）显着十性十检验
检验暴露史是否与疾病有联系。
表29-4 配比病例对照研究资料整理构架
| 对照 | 病例 | 合计（配比数） | |
| 有暴露史 | 无暴露史 | ||
| 有暴露史 | a | b | a+b |
| 无暴露史 | c | d | c+d |
| 合计（配比数） | a+c | B+d | a+b+c+d=T |
（29.4）
其校正公式为
公式（29.5）
自十由度=1
（三）计算比值比OR
OR=c/b 公式（29.6）
(四)计算比值比的可信限
公式（29.7）
实例Sartwell等研究了美国口服避孕药与妇女患血栓栓塞的关系。共调查了175对病例与对照。对象是在1964～1968年从五个美国城市选择的15～44岁妇女，并以1:1配对方法选择对照。然后调查她们在入院前一个月内是否使用避孕药，其调查结果见表29-5。
表29-5 口服避孕药史与血栓栓塞关系的配对研究
| 对照 | 病例 | 共配对数 | |
| 有用避孕药史 | 无用避孕药史 | ||
| 有用避孕药史 | 10 | 13 | 23 |
| 无用避孕药史 | 57 | 95 | 152 |
| 共配对数 | 67 | 108 | 175 |
1．X2检验
自十由度=1P＜0.001
2．计算比值比OR
OR=c/d=57/13=4.4
3．计算OR95%可信限
故OR95%可信限为2.5～7.6
以上结果说明，所研究的美国某种避孕药暴露史与妇女患血栓栓塞有联系。其比值比95%可信限为2.5～7.6。