Уторак, КСНУМКС март КСНУМКС КСНУМКС: КСНУМКС

Мерење ефеката изложености

Оцените овај артикал
(КСНУМКС гласова)

Епидемиологија укључује мерење појаве болести и квантификовање повезаности између болести и изложености.

Мере појаве болести

Појава болести се може мерити помоћу фреквенције (броји) али га боље описује Стопе, који се састоје од три елемента: броја погођених особа (бројилац), броја људи у изворној или основној популацији (тј. ризичној популацији) из које потичу погођене особе и обухваћени временски период. Именилац стопе је укупно људско време које је искусила изворна популација. Стопе омогућавају информативнија поређења између популација различитих величина од самог бројања. Ризик, вероватноћа да ће појединац развити болест у одређеном временском периоду, је пропорција, у распону од 0 до 1, и није стопа по себи. Стопа напада, удео људи у популацији који су погођени у одређеном временском периоду, технички је мера ризика, а не стопа.

Морбидитет специфичан за болест укључује учесталост, који се односи на број особа код којих је новодијагностикована болест од интереса. Преваленција односи се на број постојећих предмета. морталитет односи се на број особа које су умрле.

Учесталост се дефинише као број новодијагностикованих случајева у одређеном временском периоду, док је стопа инциденције да ли је овај број подељен укупним личним временом које је доживјела изворна популација (табела 1). За рак, стопе се обично изражавају као годишње стопе на 100,000 људи. Стопе за друге чешће болести могу се исказати на мањи број људи. На пример, стопе урођених мана се обично изражавају на 1,000 живорођених. Кумулативна инциденција, проценат људи који су оболели у одређеном временском периоду, је мера просечног ризика за популацију. 

Табела 1. Мере појаве болести: Хипотетичка популација посматрана за петогодишњи период

Новооткривени случајеви

10

Раније дијагностиковани живи случајеви

12

Смрт, сви узроци*

5

Смрт, болест од интереса

3

Особе у становништву

100

Посматране године

5

Учесталост

КСНУМКС лица

Годишња стопа инциденције

Преваленција поена (на крају 5. године)

(10 + 12 - 3) = 19 особа

Преваленција периода (петогодишњи период)

(10 + 12) = 22 особе

Годишња стопа смртности

Годишња стопа морталитета

*Да бисмо поједноставили прорачуне, овај пример претпоставља да су се сви умрли догодили на крају петогодишњег периода тако да је свих 100 особа у популацији било живо пуних пет година.

Преваленција обухвата преваленција тачке, број случајева болести у одређеном тренутку, и преваленција периода, укупан број случајева болести за које се зна да су постојали у неком тренутку током одређеног периода.

морталитет, који се тиче смрти, а не новодијагностикованих случајева болести, одражава факторе који узрокују болест, као и факторе који се односе на квалитет медицинске неге, као што су скрининг, приступ медицинској нези и доступност ефикасних третмана. Сходно томе, напори за генерисање хипотеза и етиолошка истраживања могу бити информативнији и лакши за тумачење када се заснивају на инциденци, а не на подацима о морталитету. Међутим, подаци о морталитету су често доступнији за велике популације него подаци о инциденци.

Термин морталитет опште прихваћено да означава стопу смрти од свих узрока заједно, док стопа смртности је стопа смрти од једног специфичног узрока. За дату болест, стопа смртности (технички пропорција, а не стопа) је број особа које умиру од болести током одређеног временског периода подељен са бројем особа са болешћу. Допуна стопи смртних случајева је степен опстанка. Петогодишња стопа преживљавања је уобичајено мерило за хроничне болести као што је рак.

Појава болести може варирати међу подгрупама становништва или током времена. Мера болести за целу популацију, без разматрања било које подгрупе, назива се а сирова стопа. На пример, стопа инциденције за све старосне групе заједно је груба стопа. Стопе за појединачне старосне групе су старосне стопе. Да упоредимо две или више популација са различитим старосним дистрибуцијама, прилагођен узрасту (или, старосно стандардизовано) стопе треба израчунати за сваку популацију множењем сваке старосне стопе са процентом стандардне популације (нпр. једна од популација која се проучава, популација САД из 1970. године) у тој старосној групи, а затим сабирањем свих старосних група на произвести укупну стопу прилагођену старости. Стопе се могу прилагодити факторима који нису узраст, као што су раса, пол или пушачки статус, ако су познате стопе специфичне за категорију.

Надзор и евалуација дескриптивних података могу пружити назнаке етиологије болести, идентификовати подгрупе високог ризика које би могле бити прикладне за интервенције или програме скрининга и пружити податке о ефикасности таквих програма. Извори информација који су коришћени за активности надзора укључују изводе из матичне књиге умрлих, медицинске картоне, регистре рака, регистре других болести (нпр. регистре урођених мана, регистре бубрежних болести у завршној фази), регистре изложености на радном месту, евиденцију здравственог или инвалидског осигурања и накнаде за раднике записи.

Мере удруживања

Епидемиологија покушава да идентификује и квантификује факторе који утичу на болест. У најједноставнијем приступу, појава болести код особа изложених сумњивом фактору упоређује се са појавом међу неекспонираним особама. Величина повезаности између изложености и болести може се изразити на било који начин апсолутан or релативан услови. (Такође погледајте „Студија случаја: Мере“).

Апсолутни ефекти се мере са стопе разлике разлике у ризику (табела 2). А разлика у стопи је једна стопа минус друга стопа. На пример, ако је стопа инциденције леукемије међу радницима изложеним бензену 72 на 100,000 човеко-година, а стопа међу неекспонираним радницима 12 на 100,000 човеко-година, онда је разлика у стопи 60 на 100,000 човеко-година. А разлика у ризику је разлика у ризицима или кумулативној инциденци и може се кретати од -1 до 1. 

 


Табела 2. Мере повезивања за кохортну студију

 

 

slučajevi

Особа-година у опасности

Стопа на 100,000

Изложен

100

20,000

500

Неекспонирани

200

80,000

250

укупан

300

100,000

300

Разлика у стопи (РД) = 500/100,000 - 250/100,000

= 250/100,000 годишње

(146.06/100,000 - 353.94/100,000)*

Стопа (или релативни ризик) (РР) =  

Приписиви ризик у изложеном (АРe) = 100/20,000 - 200/80,000

= 250/100,000 годишње

Проценат ризика који се може приписати у изложеним (АРe%) =

 Ризик који се може приписати становништву (ПАР) = 300/100,000 - 200/80,000

= 50/100,000 годишње

Проценат ризика који се може приписати популацији (ПАР%) =

 * У заградама 95% интервала поверења израчунатих коришћењем формула у пољима.


 

Релативни ефекти заснивају се на односима стопа или мерама ризика, уместо на разликама. А однос стопа је однос стопе у једној популацији према стопи у другој. Однос стопа се такође назива однос ризика, релативни ризик, релативна стопа, и учесталост (Или морталитет) однос стопа. Мера је бездимензионална и креће се од 0 до бесконачности. Када је стопа у две групе слична (тј. нема ефекта од изложености), тј однос стопа једнак је јединици (1). Изложеност која повећава ризик дала би однос стопе већи од јединице, док би заштитни фактор дао однос између 0 и 1. вишак релативног ризика је релативни ризик минус 1. На пример, релативни ризик од 1.4 се такође може изразити као вишак релативног ризика од 40%.

У студијама случај-контрола (такође назване студије о случајевима), идентификују се особе са болестима (случајеви) и идентификују се особе без болести (контроле или референти). Упоређене су претходне изложености две групе. Шансе да будете откривени случај се упоређују са изгледима да будете изложени контроли. Комплетан број изворних популација изложених и неизложених особа није доступан, тако да се стопе болести не могу израчунати. Уместо тога, изложени случајеви се могу упоредити са изложеним контролама израчунавањем од релативне шансеИли Однос квота (табела 3). 

 


Табела 3. Мере повезивања за студије случај-контрола: Изложеност дрвеној прашини и аденокарциному носне дупље и параназалних синуса

 

 

slučajevi

Контроле

Изложен

18

55

Неекспонирани

5

140

укупан

23

195

 

Релативне шансе (однос шансе) (ИЛИ) =

Проценат ризика који се може приписати у изложеним () =

Проценат ризика који се може приписати популацији (ПАР%) =

где = пропорција изложених контрола = 55/195 = 0.28

 

* У заградама 95% интервала поверења израчунатих коришћењем формула у оквиру на полеђини.

Извор: Прилагођено из Хаиес ет ал. 1986.


 

Релативне мере ефекта се користе чешће од апсолутних за извештавање о снази асоцијације. Апсолутне мере, међутим, могу пружити бољу индикацију утицаја удружења на јавно здравље. Мало релативно повећање уобичајене болести, као што је болест срца, може утицати на више особа (велика разлика у ризику) и имати већи утицај на јавно здравље него велико релативно повећање (али мала апсолутна разлика) код ретких болести, као нпр. ангиосарком јетре.

Тестирање значаја

Тестирање статистичке значајности се често врши на мерама ефекта како би се проценила вероватноћа да се уочени ефекат разликује од нулте хипотезе (тј. нема ефекта). Док многе студије, посебно у другим областима биомедицинских истраживања, могу изразити значај п-вредности, епидемиолошке студије су типично присутне интервали поверења (ЦИ) (такође се зове границе поверења). Интервал поузданости од 95%, на пример, је опсег вредности за меру ефекта који укључује процењену меру добијену из података студије и ону за коју постоји 95% вероватноћа укључивања праве вредности. Сматра се да је мало вероватно да вредности изван интервала укључују праву меру ефекта. Ако ЦИ за однос стопа укључује јединицу, онда нема статистички значајне разлике између група које се пореде.

Интервали поверења су информативнији од самих п-вредности. Величина п-вредности је одређена једним или оба разлога. Или је мера повезаности (нпр. однос стопа, разлика у ризику) велика или су популације које се проучавају велике. На пример, мала разлика у стопама болести примећена у великој популацији може дати високо значајну п-вредност. Разлози за велику п-вредност не могу се идентификовати само из п-вредности. Међутим, интервали поверења нам омогућавају да раздвојимо два фактора. Прво, величина ефекта се може уочити по вредностима мере ефекта и бројевима обухваћеним интервалом. Већи коефицијент ризика, на пример, указује на јачи ефекат. Друго, величина популације утиче на ширину интервала поверења. Мале популације са статистички нестабилним проценама стварају шире интервале поверења од веће популације.

Ниво поверења изабран да изрази варијабилност резултата („статистички значај“) је произвољан, али је традиционално био 95%, што одговара п-вредности од 0.05. Интервал поверења од 95% има вероватноћу од 95% да садржи праву меру ефекта. Повремено се користе и други нивои поверења, као што је 90%.

Изложености могу бити дихотомне (нпр. изложене и неекспониране) или могу укључивати много нивоа изложености. Мере ефекта (тј. одговор) могу да варирају у зависности од нивоа изложености. Евалуатинг експозиција-одговор односи су важан део тумачења епидемиолошких података. Аналог експозицији-одговор у студијама на животињама је „доза-одговор”. Ако се одговор повећава са нивоом изложености, већа је вероватноћа да ће повезаност бити узрочна него ако се не примећује никакав тренд. Статистички тестови за процену односа између изложености и одговора укључују Мантелов тест екстензије и тест тренда хи-квадрат.

стандардизација

Да би се узели у обзир други фактори осим примарне изложености од интереса и болести, могу бити мере повезивања стандардизован кроз технике стратификације или регресије. Стратификација значи поделу становништва на хомогене групе у односу на фактор (нпр. полне групе, старосне групе, пушачке групе). Односи ризика или коефицијент шанси се израчунавају за сваки стратум и израчунавају се укупни пондерисани просеци коефицијента ризика или односа шансе. Ове укупне вредности одражавају везу између примарне изложености и болести, прилагођене фактору стратификације, тј. повезаност са ефектима уклоњеног фактора стратификације.

A стандардизовани однос стопа (СРР) је однос две стандардизоване стопе. Другим речима, СРР је пондерисани просек односа стопа специфичних за стратум где су пондери за сваки стратум дистрибуција особа-време неекспониране групе или референтне групе. СРР за две или више група се могу поредити ако се користе исте тежине. Интервали поверења се могу конструисати за СРР као и за стопе.

стандардизовани однос морталитета (СМР) је пондерисани просек односа стопа специфичних за узраст где пондери (нпр. особа-време у ризику) долазе из групе која се проучава, а стопе потичу од референтне популације, што је супротно од ситуације у СРР. Уобичајена референтна популација је општа популација, чије стопе морталитета могу бити лако доступне и засноване на великим бројевима и стога су стабилније него коришћење стопа из неекспониране кохорте или подгрупе професионалне популације која се проучава. Коришћење пондера из кохорте уместо референтне популације назива се индиректна стандардизација. СМР је однос посматраног броја смртних случајева у кохорти и очекиваног броја, на основу стопа из референтне популације (однос се обично множи са 100 за презентацију). Ако не постоји веза, СМР је једнак 100. Треба напоменути да, пошто стопе потичу из референтне популације, а пондери долазе из студијске групе, два или више СМР обично нису упоредиви. Ова неупоредивост се често заборавља у тумачењу епидемиолошких података и могу се извући погрешни закључци.

Ефекат здравог радника

Веома је уобичајено да професионалне кохорте имају нижи укупни морталитет од опште популације, чак и ако су радници под повећаним ризиком за одабране узроке смрти од изложености на радном месту. Овај феномен, тзв ефекат здравог радника, одражава чињеницу да ће било која група запослених вероватно бити здравија, у просеку, од опште популације, што укључује раднике и особе неспособне за рад због болести и инвалидитета. Укупна стопа морталитета у општој популацији има тенденцију да буде виша од стопе код радника. Ефекат варира по јачини у зависности од узрока смрти. На пример, чини се да је мање важан за рак уопште него за хроничну опструктивну болест плућа. Један од разлога за то је тај што је вероватно да се већина карцинома не би развила из било какве предиспозиције према избору посла/каријере у основи рака у млађој доби. Ефекат здравог радника у датој групи радника има тенденцију да се смањи током времена.

Пропорционална смртност

Понекад потпуна табела кохорте (тј. ризично радно време) није доступна и постоје информације само о смртима или неким подскуповима смрти које је доживела кохорта (нпр. смрти међу пензионерима и активним запосленима, али не и међу радницима који су напустили радни однос пре него што су стекли право на пензију). Рачунање особа-година захтева посебне методе за бављење проценом личног времена, укључујући методе животних табела. Без информација о укупном времену за све чланове кохорте, без обзира на статус болести, СМР и СРР се не могу израчунати. Уместо тога, пропорционални односи морталитета (ПМР) се могу користити. ПМР је однос посматраног броја смртних случајева услед специфичног узрока у поређењу са очекиваним бројем, заснован на пропорцији укупних смртних случајева услед специфичног узрока у референтној популацији, помноженог са бројем укупних смртних случајева у студији група, помножено са 100.

Пошто удео смртних случајева од свих узрока заједно мора бити једнак 1 (ПМР=100), неки ПМР могу изгледати као вишак, али су заправо вештачки надувани због стварних дефицита у другим узроцима смрти. Слично томе, неки очигледни дефицити могу само да одражавају стварне ексцесе других узрока смрти. На пример, ако апликатори пестицида из ваздуха имају велики стварни вишак смртних случајева услед несрећа, математички захтев да је ПМР за све узроке заједно једнак 100 може довести до тога да неки од узрока смрти изгледају мањкаво чак и ако је смртност превелика. Да би ублажили овај потенцијални проблем, истраживачи заинтересовани првенствено за рак могу израчунати пропорционалне стопе морталитета од рака (ПЦМРс). ПЦМР упоређују уочени број смртних случајева од рака са бројем који се очекује на основу пропорције укупних смртних случајева од рака (а не свих смртних случајева) за рак од интереса у референтној популацији помноженог укупним бројем смртних случајева од рака у студијској групи, помноженог са 100. Дакле, на ПЦМР неће утицати аберација (вишак или дефицит) у узроку смрти који није од рака, као што су несреће, болести срца или немалигне болести плућа.

ПМР студије се могу боље анализирати коришћењем коефицијенти морталитета (МОРс), у суштини анализирајући податке као да су из студије случај-контрола. „Контроле“ су смрти из подскупа свих смрти за које се сматра да нису повезане са изложеношћу која се проучава. На пример, ако је главни интерес студије био рак, односи шансе за смртност би се могли израчунати упоређујући изложеност међу смртним случајевима од рака са изложеношћу међу смртним случајевима од кардиоваскуларних болести. Овај приступ, као и ПЦМР, избегава проблеме са ПМР који настају када флуктуација у једном узроку смрти утиче на очигледан ризик другог једноставно зато што укупни ПМР мора бити једнак 100. Избор контролних узрока смрти је, међутим, критичан . Као што је горе поменуто, они не смеју бити повезани са изложеношћу, али могући однос између изложености и болести можда није познат за многе потенцијалне контролне болести.

Приписиви ризик

Постоје доступне мере које изражавају количину болести која би се могла приписати изложености да је уочена повезаност између изложености и болести узрочна. Тхе приписиви ризик у изложеним (АРe) је стопа болести код изложених минус стопа код неекспонираних. Пошто се стопе болести не могу мерити директно у студијама случај-контрола, АРe може се израчунати само за кохортне студије. Сродна, интуитивнија мера, проценат ризика који се може приписати у изложеним (АРe%), може се добити из било којег дизајна студије. Тхе АРe% је проценат случајева који се јављају у изложеној популацији који се може приписати изложености (види табелу 2 и табелу 3 за формулу). Тхе АРe% је однос стопе (или однос шансе) минус 1, подељен односом стопе (или односом шансе), помножен са 100.

ризик који се може приписати популацији (ПАР) и проценат ризика који се може приписати популацији (ПАР%), или етиолошка фракција, изражавају количину болести у укупној популацији коју чине изложене и неекспониране особе, односно због изложености ако је уочена повезаност узрочна. ПАР се може добити из кохортних студија (табела 28.3), а ПАР% се може израчунати иу кохортним иу студијама случај-контрола (табела 2 и табела 3).

Репрезентативност

Постоји неколико мера ризика које су описане. Сваки претпоставља основне методе за бројање догађаја и представнике ових догађаја у дефинисану групу. Када се резултати упореде у различитим студијама, разумевање коришћених метода је од суштинског значаја за објашњење свих уочених разлика.

 

Назад

Читати 7452 пута Последња измена у понедељак, 07. новембра 2011

" ОДРИЦАЊЕ ОД ОДГОВОРНОСТИ: МОР не преузима одговорност за садржај представљен на овом веб порталу који је представљен на било ком другом језику осим енглеског, који је језик који се користи за почетну производњу и рецензију оригиналног садржаја. Одређене статистике нису ажуриране од продукција 4. издања Енциклопедије (1998).“

Садржај

Референце за епидемиологију и статистику

Ахлбом, А. 1984. Критеријуми узрочне повезаности у епидемиологији. У Хеалтх, Дисеасе, анд Цаусал Екпланатионс ин Медицине, уредник Л Норденфелт и БИБ Линдахл. Дордрецхт: Д Реидел.

Америчка конференција владиних индустријских хигијеничара (АЦГИХ). 1991. Процена изложености за епидемиологију и контролу опасности, уредили СМ Раппапорт и ТЈ Смитх. Цхелсеа, Мицх.: Левис.

Армстронг, БК, Е Вајт и Р Сарачи. 1992. Принципи мерења изложености у епидемиологији. Окфорд: Окфорд Унив. Притисните.

Асхфорд, НА, ЦИ Спадафор, ДБ Хаттис и ЦЦ Цалдарт. 1990. Праћење радника ради изложености и болести. Балтимор: Јохнс Хопкинс Унив. Притисните.

Акелсон, О. 1978. Аспекти конфузије у епидемиологији здравља на раду. Сцанд Ј Ворк Енвирон Хеалтх 4:85-89.

—. 1994. Неки новији развоји у епидемиологији занимања. Сцанд Ј Ворк Енвирон Хеалтх 20 (посебно издање):9-18.

Аиртон-Парис, ЈА. 1822. Пхармацологиа.

Баббие, Е. 1992. Пракса друштвених истраживања. Белмонт, Калифорнија: Вадсвортх.

Беауцхамп, ТЛ, РР Цоок, ВЕ Фаиервеатхер, ГК Раабе, ВЕ Тхар, СР Цовлес и ГХ Спивеи. 1991. Етичке смернице за епидемиологе. Ј Цлин Епидемиол 44 Суппл. И:151С-169С.

Белл, Б. 1876. Парафински епителиом скротума. Единбург Мед Ј 22:135.

Блондин, О и Ц Виау. 1992. Адукти бензо(а)пирен-крвних протеина код дивљих дрваца који се користе као биолошки чувари загађења животне средине полицикличним ароматичним угљоводоницима. Арцх Енвирон Цонтам Токицол 23:310-315.

Буцк, Ц. 1975. Попперова филозофија за епидемиологе. Инт Ј Епидемиол 4:159-168.

Кућиште, РАМ и МЕ Хоскер. 1954. Тумор на мокраћној бешици као професионална болест у гумарској индустрији у Енглеској и Велсу. Брит Ј Превент Соц Мед 8:39-50.

Цхецковаи, Х, НЕ Пеарце и ДЈ Цравфорд-Бровн. 1989. Методе истраживања у епидемиологији рада. Њујорк: Окфорд Унив. Притисните.

Цлаисон, ДБ. 1962. Хемијска карциногенеза. Лондон: ЈА Цхурцхилл.

Цлаитон, Д. 1992. Настава статистичких метода у епидемиологији. У епидемиологији. Шта треба да знате и шта бисте могли да урадите, уредили Ј Олсен и Д Трицхопоулос. Окфорд: Окфорд Унив. Притисните.

Цлаитон, Д и М Хиллс. 1993. Статистички модели у епидемиологији. Њујорк: Окфорд Унив. Притисните.

Цорнфиелд, Ј. 1954. Статистички односи и докази у медицини. Ам Стат 8:19-21.

Савет за међународне организације медицинских наука (ЦИОМС). 1991. Међународне смернице за етички преглед епидемиолошких студија. Женева: ЦИОМС.

Цзаја, Р и Ј Блаир. 1996. Пројектовање анкета. Тхоусанд Оакс, Калифорнија: Пине Форге Пресс.

Долл, Р. 1952. Узроци смрти међу радницима на гасу са посебним освртом на рак плућа. Брит Ј Инд Мед 9:180-185.

—. 1955. Смртност од рака плућа код радника азбеста. Брит Ј Инд Мед 12:81-86.

Дроз, ПО и ММ Ву. 1991. Стратегије биолошког мониторинга. У Процјени изложености за епидемиологију и контролу опасности, уредили СМ Раппапорт и ТЈ Смитх. Цхелсеа, Мицх.: Левис.

Гамбле, Ј и Р Спиртас. 1976. Класификација послова и коришћење комплетне историје рада у епидемиологији занимања. Ј Мед 18:399-404.

Гарднер, МЈ и ДГ Алтман. 1989. Статистицс Витх Цонфиденце. Интервали поверења и статистичке смернице. Лондон: БМЈ Публисхинг Хоусе.

Гарфинкел, Л. 1984. Цлассицс ин онцологи; Е. Цуилер Хаммонд, сц. Ца-Цанцер Јоурнал фор Цлиницианс. 38(1): 23-27

Гиере, РН. 1979. Разумевање научног расуђивања. Њујорк: Холт Рајнхарт и Винстон.

Глицкман, ЛТ. 1993. Студије природне изложености код кућних љубимаца: стражари за карциногене животне средине. Вет Цан Соц Невслттр 17:5-7.

Глицкман, ЛТ, ЛМ Домански, ТГ Магуире, РР Дубиелзиг и А Цхург. 1983. Мезотелиом код паса кућних љубимаца повезан са изложеношћу њихових власника азбесту. Енвиронментал Ресеарцх 32:305-313.

Глоине, СР. 1935. Два случаја сквамозног карцинома плућа који се јавља у азбестози. Туберцле 17:5-10.

—. 1951. Пнеумокониоза: Хистолошки преглед обдукционог материјала у 1,205 случајева. Ланцет 1:810-814.

Гренланд, С. 1987. Квантитативне методе у прегледу епидемиолошке литературе. Епидемиол Рев 9:1-30.

—. 1990. Рандомизација, статистика и каузални закључак. Епидемиологи 1:421-429.

Хартинг, ФХ и В Хессе. 1879. Дер Лунгенкребс, дие бергкранкхеит ин ден Сцхнеебергер Грубен. Виертељахрссцхр Герицхтл Мед Оффентл Гесундхеитсвесен ЦАПС 30:296-307.

Хаиес, РБ, ЈВ Раатгевер, А де Бруин и М Герин. 1986. Рак носне шупљине и параназалних синуса и изложеност формалдехиду. Инт Ј Цанцер 37:487-492.

Хаиес, ХМ, РЕ Тароне, ХВ Цасеи и ДЛ Хуксолл. 1990. Вишак семинома примећен код службених америчких војних паса у Вијетнаму. Ј Натл Цанцер Инст 82:1042-1046.

Хернберг, С. 1992. Увод у епидемиологију рада. Цхелсеа, Мицх.: Левис.
Хилл, АБ. 1965. Животна средина и болест: асоцијација или узрочност? Проц Роиал Соц Мед 58:295-300.

Хуме, Д. 1978. Трактат о људској природи. Оксфорд: Цларендон Пресс.

Хунгерфорд, ЛЛ, ХЛ Траммел и ЈМ Цларк. 1995. Потенцијална корисност података о тровању животиња за идентификацију изложености људи токсинима из животне средине. Вет Хум Токицол 37:158-162.

Јеиаратнам, Ј. 1994. Трансфер опасних индустрија. У Професионални рак у земљама у развоју, уредник НЕ Пеарце, Е Матос, Х Ваинио, П Боффетта, и М Когевинас. Лион: ИАРЦ.

Кархаусен, ЛР. 1995. Сиромаштво Поперове епидемиологије. Инт Ј Епидемиол 24:869-874.

Когевинас, М, П Боффетта и Н Пеарце. 1994. Професионална изложеност канцерогенима у земљама у развоју. У Професионални рак у земљама у развоју, уредник НЕ Пеарце, Е Матос, Х Ваинио, П Боффетта, и М Когевинас. Лион: ИАРЦ.

ЛаДоу, Ј. 1991. Смртоносна миграција. Тецх Рев 7:47-53.

Лаурелл, АЦ, М Нориега, С Мартинез и Ј Виллегас. 1992. Партиципативно истраживање здравља радника. Соц Сци Мед 34:603-613.

Лилиенфелд, АМ и ДЕ Лилиенфелд. 1979. Век студија случаја-контроле: напредак? Хрон Дис 32:5-13.

Лоевенсон, Р анд М Биоцца. 1995. Партиципативни приступи у истраживању медицине рада. Мед Лаворо 86:263-271.

Линцх, КМ и ВА Смитх. 1935. Плућна азбестоза. ИИИ Карцином плућа у азбест-силикози. Ам Ј Цанцер 24:56-64.

Мацлуре, М. 1985. Поппериан рефутатион ин епидемиолги. Ам Ј Епидемиол 121:343-350.

—. 1988. Побијање у епидемиологији: Зашто иначе? У Цаусал Инференце, уредник КЈ Ротхман. Цхестнут Хилл, Масс.: Епидемиологи Ресоурцес.

Мартин, СВ, АХ Меек и П Виллеберг. 1987. Ветеринарска епидемиологија. Дес Моинес: Иова Стате Унив. Притисните.

МцМицхаел, АЈ. 1994. Позвани коментар -"Молекуларна епидемиологија": Нови пут или нови сапутник? Ам Ј Епидемиол 140:1-11.

Мерлетти, Ф анд П Цомба. 1992. Епидемиологија рада. У настави епидемиологије. Шта треба да знате и шта бисте могли да урадите, уредили Ј Олсен и Д Трицхопоулос. Окфорд: Окфорд Унив. Притисните.

Миеттинен, ОС. 1985. Теоријска епидемиологија. Принципи истраживања појаве у медицини. Њујорк: Џон Вили и синови.

Невелл, КВ, АД Росс и РМ Реннер. 1984. Хербициди фенокси и пиколинске киселине и аденокарцином танког црева код оваца. Ланцет 2:1301-1305.

Олсен, Ј, Ф Мерлетти, Д Снасхалл и К Вуилстеек. 1991. Трагање за узроцима болести у вези са радом. Увод у епидемиологију на радном месту. Оксфорд: Окфорд Медицал Публицатионс, Окфорд Унив. Притисните.

Пеарце, Н. 1992. Методолошки проблеми временских варијабли у кохортним студијама занимања. Рев Епидмиол Мед Соц Санте Публ 40 Суппл: 43-54.

—. 1996. Традиционална епидемиологија, савремена епидемиологија и јавно здравље. Ам Ј Публиц Хеалтх 86(5): 678-683.

Пеарце, Н, Е Матос, Х Ваинио, П Боффетта и М Когевинас. 1994. Професионални рак у земљама у развоју. Научне публикације ИАРЦ-а, бр. 129. Лион: ИАРЦ.

Пеарце, Н, С Де Сањосе, П Боффетта, М Когевинас, Р Сарацци и Д Савитз. 1995. Ограничења биомаркера изложености у епидемиологији рака. Епидемиологи 6:190-194.

Пооле, Ц. 1987. Иза интервала поверења. Ам Ј Публиц Хеалтх 77:195-199.

Потт, П. 1775. Цхирургицал Обсерватионс. Лондон: Хавес, Цларке & Цоллинс.

Процеедингс оф тхе Цонференце он Ретроспецтиве Ассессмент оф Професионал Екпосурес ин Епидемиологи, Лион, 13-15 Април, 1994. 1995. Лион: ИАРЦ.

Рамаззини, Б. 1705. Де Морбис Артифицум Диатрива. Типис Антонии Цаппони. Мутинае, МДЦЦ. Лондон: Ендрју Бел и други.

Раппапорт, СМ, Х Кромхоут и Е Симански. 1993. Варијација изложености између радника у хомогеним групама изложености. Ам Инд Хиг Ассоц Ј 54(11):654-662.

Реиф, ЈС, КС Ловер и ГК Огилвие. 1995. Изложеност становања магнетним пољима и ризик од лимфома паса. Ам Ј Епидемиол 141:3-17.

Реинолдс, ПМ, ЈС Реиф, ХС Рамсделл и ЈД Тессари. 1994. Излагање паса травњацима третираним хербицидима и излучивање 2,4-дихлорофеноксисирћетне киселине урина. Цанц Епидем, Биомарк анд Превентион 3:233-237.

Робинс, ЈМ, Д Блевинс, Г Риттер и М Вулфсохн. 1992. Г-процена ефекта профилактичке терапије за пнеумоцистис царинии пнеумонију на преживљавање пацијената са сидом. Епидемиологи 3:319-336.

Ротхман, КЈ. 1986. Савремена епидемиологија. Бостон: Литтле, Бровн & Цо.

Сараци, Р. 1995. Епидемиологија: јуче, данас, сутра. У предавањима и актуелним темама из епидемиологије. Фиренца: Европски образовни програм из епидемиологије.

Сцхаффнер, КФ. 1993. Откриће и објашњење у биологији и медицини. Чикаго: Унив. Цхицаго Пресс.

Сцхлесселман, ЈЈ. 1987. “Доказ” узрока и последице у епидемиолошким студијама: Критеријуми за процену. Превент Мед 16:195-210.

Сцхулте, П. 1989. Интерпретација и саопштавање резултата медицинских теренских истраживања. Ј Оццуп Мед 31:5889-5894.

Сцхулте, ПА, ВЛ Боал, ЈМ Фриедланд, ЈТ Валкер, ЛБ Цонналли, ЛФ Маззуцкелли и Љ Фине. 1993. Методолошка питања у комуникацији о ризику радницима. Ам Ј Инд Мед 23:3-9.

Сцхвабе, ЦВ. 1993. Актуелна епидемиолошка револуција у ветеринарској медицини. ИИ део. Превент Вет Мед 18:3-16.

Сеидман, Х, ИЈ Селикофф и ЕЦ Хаммонд. 1979. Краткотрајна радна изложеност азбесту и дуготрајно посматрање. Анн НИ Ацад Сци 330:61-89.

Селикофф, ИЈ, ЕЦ Хаммонд и Ј Цхург. 1968. Изложеност азбесту, пушење и неоплазија. ЈАМА 204:106-112.

—. 1964. Изложеност азбесту и неоплазија. ЈАМА 188, 22-26.

Сиемиатицки, Ј, Л Рицхардсон, М Герин, М Голдберг, Р Девар, М Деси, С Цампбелл и С Вацхолдер. 1986. Асоцијације између неколико места рака и девет органских прашина: Резултати студије случај-контрола која генерише хипотезе у Монтреалу, 1979-1983. Ам Ј Епидемиол 123:235-249.

Симонато, Л. 1986. Професионални ризик од рака у земљама у развоју и приоритети за епидемиолошка истраживања. Представљен на Међународном симпозијуму о здрављу и животној средини у земљама у развоју, Хаиццо.

Смитх, ТЈ. 1987. Процена изложености за професионалну епидемиологију. Ам Ј Инд Мед 12:249-268.

Сосколне, ЦЛ. 1985. Епидемиолошка истраживања, интересне групе и процес прегледа. Ј Публ Хеалтх Полици 6(2):173-184.

—. 1989. Епидемиологија: Питања науке, етике, морала и права. Ам Ј Епидемиол 129(1):1-18.

—. 1993. Увод у недолично понашање у науци и научне дужности. Ј Екпос Анал Енвирон Епидемиол 3 Суппл. 1:245-251.

Сосколне, ЦЛ, Д Лилиенфелд, и Б Блацк. 1994. Епидемиологија у правним поступцима у Сједињеним Државама. Ин Тхе Идентифицатион анд Цонтрол оф Енвиронментал анд Оццупатионал Дисеасес. Напредак у модерној токсикологији животне средине: део 1, уредили МА Меллман и А Уптон. Принцетон: Принцетон Сциентифиц Публисхинг.

Стеллман, СД. 1987. Цонфоундинг. Превент Мед 16:165-182.

Суарез-Алмазор, МЕ, ЦЛ Сосколне, К Фунг, и ГС Јхангри. 1992. Емпиријска процена утицаја различитих збирних мера изложености током радног века на процену ризика у референтним студијама професионалног рака. Сцанд Ј Ворк Енвирон Хеалтх 18:233-241.

Тхрусфиелд, МВ. 1986. Ветеринарска епидемиологија. Лондон: Буттервортх Хеинеманн.

Трицхопоулос, Д. 1995. Достигнућа и изгледи епидемиологије. У предавањима и актуелним темама из епидемиологије. Фиренца: Европски образовни програм из епидемиологије.

Ван Дамме, К, Л Цателеин, Е Хеселтине, А Хуици, М Сорса, Н ван Ларебеке и П Винеис. 1995. Индивидуална осетљивост и превенција професионалних болести: научна и етичка питања. Ј Екп Мед 37:91-99.

Винеис, П. 1991. Процена узрочности у епидемиологији. Тхеор Мед 12:171-181.

Винеис, П. 1992. Употреба биохемијских и биолошких маркера у епидемиологији занимања. Рев Епидмиол Мед Соц Санте Публ 40 Суппл 1: 63-69.

Винеис, П и Т Мартоне. 1995. Интеракције генетичке и животне средине и изложеност канцерогенима на ниском нивоу. Епидемиологи 6:455-457.

Винеис, П и Л Симонато. 1991. Пропорција карцинома плућа и бешике код мушкараца насталих из занимања: систематски приступ. Арцх Енвирон Хеалтх 46:6-15.

Винеис, П и ЦЛ Сосколне. 1993. Процена и управљање ризиком од рака: етичка перспектива. Ј Оццуп Мед 35(9):902-908.

Винеис, П, Х Бартсцх, Н Цапорасо, АМ Харрингтон, ФФ Кадлубар, МТ Ланди, Ц Малавеилле, ПГ Схиелдс, П Скиппер, Г Таласка и СР Танненбаум. 1994. Метаболички полиморфизам Н-ацетилтрансферазе генетски заснованог и ниског нивоа изложености канцерогенима животне средине. Натуре 369:154-156.

Винеис, П, К Цантор, Ц Гонзалес, Е Линге и В Валлиатхан. 1995. Професионални рак у развијеним земљама и земљама у развоју. Инт Ј Цанцер 62:655-660.

Вон Волкманн, Р. 1874. Уебер Тхеер-унд Русскребс. Клинисцхе Воцхенсцхрифт 11:218.

Вокер, АМ и М Блетнер. 1985. Упоређивање несавршених мера експозиције. Ам Ј Епидемиол 121:783-790.

Ванг, ЈД. 1991. Од нагађања и оповргавања до документације о професионалним болестима на Тајвану. Ам Ј Инд Мед 20:557-565.

—. 1993. Употреба епидемиолошких метода у проучавању болести изазваних токсичним хемикалијама. Ј Натл Публ Хеалтх Ассоц 12:326-334.

Ванг, ЈД, ВМ Ли, ФЦ Ху и КХ Фу. 1987. Професионални ризик и развој премалигних лезија коже код произвођача параквата. Брит Ј Инд Мед 44:196-200.

Веед, ДЛ. 1986. О логици каузалног закључивања. Ам Ј Епидемиол 123:965-979.

—. 1988. Узрочни критеријуми и поперско побијање. У Цаусал Инференце, уредник КЈ Ротхман. Цхестнут Хилл, Масс.: Епидемиологи Ресоурцес.

Воод, ВБ и СР Глоине. 1930. Плућна азбестоза. Ланцет 1:445-448.

Виерс, Х. 1949. Асбестосис. Постград Мед Ј 25:631-638.