El documento analiza los factores de confusión y su control mediante el análisis estratificado en SPSS. Explica qué son los factores de confusión, sus características y cómo pueden controlarse en el diseño del estudio o en el análisis. A continuación, presenta un ejemplo sobre el consumo de hamburguesas y colon irritable donde se identifica la mostaza como factor de confusión y se realiza un análisis estratificado por este factor.

1. Unidad X
Análisis estratificado con SPSS.
Ricardo Ruiz de Adana

2. Factores de confusión
• Se entiende por confusión un ERROR
EN LA ESTIMACIÓN DE LA MEDIDA
DEL EFECTO entre una exposición y la
enfermedad, debido a otra variable que
por estar asociada a la enfermedad y
exposición confunde los resultados.

3. Factores de confusión
• Un estudio para determinar el riesgo de cáncer de
boca (enfermedad) en expuestos al alcohol
(exposición o factor de estudio) tendría que
considerar al tabaco como variable confusora.
Alcohol (exposición) Cáncer boca (enfermedad)
Tabaco (confusora)

4. Características de una
variable confusora
• 1. La variable confusora es factor de riesgo
para la enfermedad en ausencia del resto de
variables incluida la exposición
• 2. La variable confusora no ha de ser una
variable intermedia en la cadena causal
• 3. La variable confusora ha de estar asociada
a la exposición o factor de estudio

5. Características de una
variable confusora
• Ejemplo
• El tabaco es un factor de riesgo para el
cáncer de boca, de forma independiente al
alcohol
• Para que el alcohol se asocie al cáncer de
boca no es necesario que el tabaco sea un
paso intermedio en la cadena causal
• Por último, el tabaco está asociado al
alcohol, en la población general , ya que los
fumadores suelen beber más

6. Interacción o factores
modificadores del efecto
• La interacción es la respuesta en
distinto grado a un mismo factor
dependiendo de los valores de un
determinada variable. Es un efecto
distinto a la simple suma de de dos
factores de riesgo

7. Ejemplo interacción
• El consumo de tabaco interactúa con la
toma de anticonceptivos orales
aumentando el riesgo de trombo
embolismo pulmonar

8. Control de factores de
confusión
• Los factores de confusión pueden ser
controlados mediante diferentes
técnicas, bien en la fase de diseño, bien
en la fase de análisis, sin embargo
estas técnicas requieren la
identificación de estos factores en la
fase de diseño.

9. Control de factores de
confusión
• En la fase de diseño
Restricción
– Consiste en especificar criterios de inclusión y
exclusión muy restrictivos con el objetivo de que
los sujetos incluidos sean lo mas homogéneos
posibles en relación a los factores que puedan
distorsionar las asociación entre causa-efecto.
– Esta técnica tiene el inconveniente que disminuye
la validez externa del estudio, ya que la población
estudiada está restringida y no suele ser
comparable con la población general.

10. Control de factores de
confusión
• En la fase de diseño
Técnicas de apareamiento ( matching).
– Se entiende por APAREAMIENTO a la
selección de una serie de comparación
(controles), que es idéntica o casi, a la
serie índice (casos) con respecto a uno o
más factores potenciales de confusión.

11. Control de factores de
confusión
• En la fase de diseño
Asignación aleatoria
– Nos permite controlar los factores de
confusión conocidos y no conocidos.
– Sólo es posible en ensayos clínicos.

12. Control de factores de
confusión
• Fase de análisis
– Estandarización de tasas.
– Análisis estratificado.
– Análisis multivariante.

13. Control factores de confusión
mediante SPSS

14. • Un equipo de investigadores cree que
las personas que toman hamburguesas
tienen mas probabilidades de padecer
colon irritable. Para confirmar la
hipótesis se diseña un estudio de
seguimiento con 1089 personas

17. Investigamos la asociación entre comer
hamburguesas y colon irritable
Pruebas de chi-cuadrado
Tabla de contingencia Comen hamburguesas * Colon irritable
Sig. asintótica Sig. exacta Sig. exacta
Recuento
Valor gl (bilateral) (bilateral) (unilateral)
Colon irritable Chi-cuadrado de Pearson 8,272b 1 ,004
Si No Total Corrección por
a 6,904 1 ,009
Comen hamburguesas Si 420 600 1020 continuidad
No 12 57 69 Razón de verosimilitud 8,470 1 ,004
Total 432 657 1089 Estadístico exacto de
,006 ,004
Fisher
Asociación lineal por
8,145 1 ,004
lineal
N de casos válidos 65
a. Calculado sólo para una tabla de 2x2.
b. 0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada
Estimación de riesgo es 14,78.
Intervalo de confianza
al 95%
Valor Inferior Superior
Razón de las ventajas
para Comen 3,325 1,762 6,274
hamburguesas (Si / No)
Para la cohorte Colon
2,368 1,408 3,980
irritable = Si
Para la cohorte Colon
,712 ,632 ,803
irritable = No
N de casos válidos 1089

18. • Los investigadores sospechan que el
verdadero causante del colon irritable
es la mostaza decidiéndose realizar un
análisis estratificado

19. • Si en un estudio se sospecha que un
factor es de confusión en el análisis
estratificado:
– La medida de RR u OR deben ser
significativamente distinta en el análisis
global y en el de los estratos
– No hay diferencias significativas de las
medidas de RR u OR en los estratos

20. Análisis estratificado

21. Resumen análisis estratificado
RR crudo: 2,3 Pruebas de chi-cuadrado
Sig. asintótica exacta exacta
Sig. Sig.
Tabla de contingencia Comen hamburguesas * Colon irritable * Toman mostaza Toman mostaza Valor gl (bilateral) (bilateral)
(unilateral)
Si ,000b
Chi-cuadrado de Pearson 1 ,996
Recuento
Corrección por
a
Colon irritable ,000 1 1,000
continuidad
Toman mostaza Si No Total Razón de verosimilitud
,000 1 ,996
Si Comen hamburguesas
Si 400 401 801 Estadístico exacto de
No 7 7 14 1,000 ,604
Fisher
Total 407 408 815 Asociación lineal por
No Comen hamburguesas
Si ,000 1 ,996
20 199 219 lineal
No 5 50 55 N de casos válidos 815
Total 25 249 274 No ,000c
Chi-cuadrado de Pearson 1 ,992
Corrección por
a ,000 1 1,000
continuidad
Estimación de riesgo
Razón de verosimilitud
,000 1 ,992
Intervalo de confianza
Estadístico exacto de
al 95% 1,000 ,615
Fisher
Toman mostaza Valor Inferior Superior
Si Razón de las ventajas Asociación lineal por
para Comen ,000 1 ,992
,998 ,347 2,870 lineal
hamburguesas (Si / No)
N de casos válidos 274
Para la cohorte Colon
,999 ,589 1,694 a.Calculado sólo para una tabla de 2x2.
irritable = Si
Para la cohorte Colon b.0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada es 6,99.
1,001 ,590 1,698
irritable = No
N de casos válidos 815 c.0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada es 5,02.
No Razón de las ventajas
para Comen 1,005 ,360 2,809
hamburguesas (Si / No)
Para la cohorte Colon
1,005 ,395 2,557
irritable = Si
Para la cohorte Colon
1,000 ,910 1,098
irritable = No
N de casos válidos 274

22. Estudian la asociación entre
mostaza y hamburguesas
Tabla de contingencia Comen hamburguesas * Toman mostaza Pruebas de chi-cuadrado
Recuento Sig. asintótica Sig. exacta Sig. exacta
Toman mostaza Valor gl (bilateral) (bilateral) (unilateral)
Chi-cuadrado de Pearson 116,414b 1 ,000
Si No Total
Comen hamburguesas Si 801 219 1020 Corrección por
a 113,342 1 ,000
No continuidad
14 55 69
Total Razón de verosimilitud 97,934 1 ,000
815 274 1089
Estadístico exacto de
,000 ,000
Fisher
Asociación lineal por
116,307 1 ,000
lineal
N de casos válidos 1089
a. Calculado sólo para una tabla de 2x2.
Estimación de riesgo
b. 0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada
Intervalo de confianza es 17,36.
al 95%
Valor Inferior Superior
Razón de las ventajas
para Comen 14,369 7,843 26,325
hamburguesas (Si / No)
Para la cohorte Toman
3,870 2,422 6,185
mostaza = Si
Para la cohorte Toman
,269 ,228 ,318
mostaza = No
N de casos válidos 1089

23. Estudian la asociación entre
mostaza y colon irritable
Tabla de contingencia Toman mostaza * Colon irritable
Pruebas de chi-cuadrado
Recuento
Sig. asintótica Sig. exacta Sig. exacta
Colon irritable Valor gl (bilateral) (bilateral) (unilateral)
Si No Total Chi-cuadrado de Pearson 142,731b 1 ,000
Toman mostaza Si 407 408 815 Corrección apor
No 25 249 274 141,030 1 ,000
continuidad
Total 432 657 1089 Razón de verosimilitud 165,663 1 ,000
Estadístico exacto de
,000 ,000
Fisher
Asociación lineal por
142,600 1 ,000
lineal
N de casos válidos 1089
a. Calculado sólo para una tabla de 2x2.
Estimación de riesgo b. 0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada
es 108,69.
Intervalo de confianza
al 95%
Valor Inferior Superior
Razón de las
ventajas para Toman 9,936 6,440 15,327
mostaza (Si / No)
Para la cohorte
5,473 3,743 8,003
Colon irritable = Si
Para la cohorte
,551 ,509 ,596
Colon irritable = No
N de casos válidos 1089

24. • A la vista de los resultados anteriores
se descarta que comer hamburguesas
sea un factor de riesgo de colon irritable
siendo la variable confusora el consumo
de mostaza que se asocia al consumo
de hamburguesas y al colon irritable

25. Control factores de confusión
e interacción mediante SPSS

26. • Un equipo de investigadores cree que
la ingesta habitual de benzodiacepinas
aumenta la probabilidad de presentar
temblor esencial. Para confirmar la
hipótesis se diseña un estudio de
seguimiento con 1330 personas

29. Investigamos la asociación entre consumo
de benzodiacepinas y tenblor
Pruebas de chi-cuadrado
Tabla de contingencia Tratamiento benzodiacepinas * Temblor
Sig. asintótica Sig. exacta Sig. exacta
Recuento
Valor gl (bilateral) (bilateral) (unilateral)
Temblor Chi-cuadrado de Pearson 67,144b 1 ,000
Si No Total Corrección apor
Tratamiento Si 160 320 480 66,003 1 ,000
continuidad
benzodiacepinas No 121 729 850 Razón de verosimilitud 64,903 1 ,000
Total 281 1049 1330 Estadístico exacto de
,000 ,000
Fisher
Asociación lineal por
67,094 1 ,000
lineal
N de casos válidos 1330
a. Calculado sólo para una tabla de 2x2.
b. 0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada
es 101,41.
Estimación de riesgo
Intervalo de confianza
al 95%
Valor Inferior Superior
Razón de las ventajas
para Tratamiento 3,012 2,299 3,947
benzodiacepinas (Si / No)
Para la cohorte Temblor =
2,342 1,902 2,883
Si
Para la cohorte Temblor =
,777 ,726 ,833
No
N de casos válidos 1330

30. • Los investigadores sospechan que las
benzodiacepinas y la dieta podrian
interactuar entre si decidiéndose
realizar un análisis estratificado

31. • Si en un estudio se sospecha que una
variable interactua con otra sin confusión en
el análisis estratificado:
– La medida de RR u OR deben ser
significativamente distintas en el análisis global de
al menos una de las medidas de RR u OR de los
estratos
– Hay diferencias significativas de las medidas de
RR u OR en los estratos
– La variable no es confusora (no esta asociada al
factor de estudio ni al criterio de evaluación)

32. Análisis estratificado

33. Resumen análisis estratificado
RR crudo: 2,3
Pruebas de chi-cuadrado
Tabla de contingencia Tratamiento benzodiacepinas * Temblor * Tipo de dieta
Sig. asintóticaSig. exacta Sig. exacta
Recuento
Tipo de dieta Valor gl (bilateral) (bilateral) (unilateral)
Temblor Pobre grasasChi-cuadrado de Pearson 65,554b 1 ,000
Tipo de dieta Si No Total Corrección por
a 64,053 1 ,000
Pobre grasas Tratamiento Si 100 201 301 continuidad
benzodiacepinas No 51 451 502 Razón de verosimilitud 63,699 1 ,000
Total 151 652 803 Estadístico exacto de
Normal Tratamiento Si ,000 ,000
60 119 179 Fisher
benzodiacepinas No 70 278 348 Asociación lineal por
65,473 1 ,000
Total 130 397 527 lineal
N de casos válidos 803
Normal Chi-cuadrado de Pearson11,429c 1 ,001
Estimación de riesgo Corrección por
a 10,719 1 ,001
continuidad
Intervalo de confianza
al 95% Razón de verosimilitud 11,107 1 ,001
Tipo de dieta Valor Inferior Superior Estadístico exacto de
,001 ,001
Pobre grasas Razón de las ventajas Fisher
para Tratamiento 4,400 3,021 6,408 Asociación lineal por
benzodiacepinas (Si / No) 11,408 1 ,001
lineal
Para la cohorte Temblor =
3,270 2,409 4,439 N de casos válidos 527
Si
Para la cohorte Temblor = a. Calculado sólo para una tabla de 2x2.
,743 ,683 ,809
No b. 0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada es 56,60.
N de casos válidos 803
c. 0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada es 44,16.
Normal Razón de las ventajas
para Tratamiento 2,002 1,334 3,006
benzodiacepinas (Si / No)
Para la cohorte Temblor =
1,666 1,242 2,236
Si
Para la cohorte Temblor =
,832 ,741 ,935
No
N de casos válidos 527

34. Analizamos si temblor y dieta
están relacionados
Tabla de contingencia Tipo de dieta * Temblor Pruebas de chi-cuadrado
Recuento Sig. asintótica Sig. exacta Sig. exacta
Temblor Valor gl (bilateral) (bilateral) (unilateral)
Si No Total
Chi-cuadrado de Pearson 6,565b 1 ,010
Tipo de Pobre grasas 151 652 803 Corrección apor
6,217 1 ,013
dieta Normal continuidad
130 397 527
Total Razón de verosimilitud 6,490 1 ,011
281 1049 1330
Estadístico exacto de
,011 ,007
Fisher
Asociación lineal por
6,560 1 ,010
lineal
N de casos válidos 1330
a. Calculado sólo para una tabla de 2x2.
b. 0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada
Estimación de riesgo es 111,34.
Intervalo de confianza
al 95%
Valor Inferior Superior
Razón de las ventajas
para Tipo de dieta ,707 ,542 ,922
(Pobre grasas / Normal)
Para la cohorte Temblor
,762 ,620 ,938
= Si
Para la cohorte Temblor
1,078 1,016 1,143
= No
N de casos válidos 1330

35. Analizamos relación entre dieta y
benzodiacepinas Pruebas de chi-cuadrado
Tabla de contingencia Tratamiento benzodiacepinas * Tipo de dieta
Sig. asintótica Sig. exacta Sig. exacta
Recuento Valor gl (bilateral) (bilateral) (unilateral)
Tipo de dieta Chi-cuadrado de Pearson 1,708b 1 ,191
Pobre grasas Normal Total Corrección por
a 1,559 1 ,212
Tratamiento Si 301 179 480 continuidad
benzodiacepinas No 502 348 850 Razón de verosimilitud 1,713 1 ,191
Total 803 527 1330 Estadístico exacto de
,199 ,106
Fisher
Asociación lineal por
1,707 1 ,191
lineal
N de casos válidos 1330
a. Calculado sólo para una tabla de 2x2.
b. 0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada
Estimación de riesgo es 190,20.
Intervalo de confianza
al 95%
Valor Inferior Superior
Razón de las ventajas
para Tratamiento 1,166 ,926 1,467
benzodiacepinas (Si / No)
Para la cohorte Tipo de
1,062 ,972 1,160
dieta = Pobre grasas
Para la cohorte Tipo de
,911 ,791 1,049
dieta = Normal
N de casos válidos 1330

36. • A la vista de los resultados anteriores las
conclusiones son:
• La ingesta de benzodiacepinas es una factor
de riesgo para padecer temblor esencial en
todos los casos
• La dieta no es un factor de confusion
• La dieta interactua con la ingesta de
benzodiacepinas siendo mayor el riesgo de
temblor si se sigue una dieta pobre en grasas

37. • En un estudio de cohortes se estudia la
relación entre la ingesta de AINES y
ulcera gastroduodenal. Para confirmar
la hipótesis se diseña un estudio de
seguimiento con 800 personas

40. Investigamos la asociación entre AINES y
ulcera gastroduodenal
Pruebas de chi-cuadrado
Tabla de contingencia Antinflmatorios no esterioideos * ULCERA
Sig. asintótica Sig. exacta Sig. exacta
Recuento Valor gl (bilateral) (bilateral) (unilateral)
ULCERA Chi-cuadrado de Pearson 13,777b 1 ,000
Si No Total Corrección por
a 13,052 1 ,000
Antinflmatorios no Si 100 400 500 continuidad
esterioideos No 30 270 300 Razón de verosimilitud 14,615 1 ,000
Total 130 670 800 Estadístico exacto de
,000 ,000
Fisher
Asociación lineal por
13,760 1 ,000
lineal
N de casos válidos 800
a. Calculado sólo para una tabla de 2x2.
b. 0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada
es 48,75.
Estimación de riesgo
Intervalo de confianza
al 95%
Valor Inferior Superior
Razón de las ventajas
para Antinflmatorios no 2,250 1,455 3,480
esterioideos (Si / No)
Para la cohorte
2,000 1,365 2,931
ULCERA = Si
Para la cohorte
,889 ,839 ,942
ULCERA = No
N de casos válidos 800

41. • Los investigadores sospechan que el
tomar café puede ser un factor de
confusion y/o modificador de efecto
decidiéndose realizar un análisis
estratificado

42. • Si una variable no es factor de
confusion ni modificadora del efecto en
el análisis estratificado:
– La medida de RR u OR no deben ser
significativamente distinta en el análisis
global y en el de los estratos
– No hay diferencias significativas de las
medidas de RR u OR en los estratos

43. Análisis estratificado

44. Resumen análisis estratificado
RR crudo: 2 Pruebas de chi-cuadrado
Sig. asintótica Sig. exacta Sig. exacta
Tabla de contingencia Antinflmatorios no esterioideos * ULCERA * CAFE CAFE Valor gl (bilateral) (bilateral) (unilateral)
Si Chi-cuadrado de Pearson 2,803b 1 ,094
Recuento Correcciónapor
2,113 1 ,146
ULCERA continuidad
CAFE Si No Total Razón de verosimilitud 2,975 1 ,085
Si Antinflmatorios no Si 20 81 101 Estadístico exacto de
esterioideos ,123 ,070
No 6 55 61 Fisher
Total 26 136 162 Asociación lineal por
2,786 1 ,095
No Antinflmatorios no Si lineal
80 319 399
esterioideos N de casos válidos 162
No 24 215 239
No Chi-cuadrado de Pearson 10,973c 1 ,001
Total 104 534 638
Correcciónapor
10,252 1 ,001
continuidad
Razón de verosimilitud 11,640 1 ,001
Estimación de riesgo
Estadístico exacto de
Intervalo de confianza ,001 ,001
Fisher
al 95%
CAFE Valor Inferior Superior
Asociación lineal por
10,956 1 ,001
Si Razón de las ventajas lineal
para Antinflmatorios no 2,263 ,854 5,997 N de casos válidos 638
esterioideos (Si / No)
Para la cohorte a. Calculado sólo para una tabla de 2x2.
2,013 ,856 4,735
ULCERA = Si b. 0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada es 9,79.
Para la cohorte
,889 ,783 1,010 c. 0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada es
ULCERA = No
N de casos válidos 162 38,96.
No Razón de las ventajas
para Antinflmatorios no 2,247 1,379 3,659
esterioideos (Si / No)
Para la cohorte
1,997 1,303 3,060
ULCERA = Si
Para la cohorte
,889 ,833 ,948
ULCERA = No
N de casos válidos 638

45. • A la vista de los resultados anteriores se
concluye:
• Tanto en personas que toman café como no
el riesgo de ulcera por AINES es el mismo
• Se descarta que el café sea una variable
confusora dado que el riesgo global es el
mimo que en los estratos
• Se descarta interacción entre café y AINES
ya que el riesgo es el mismo en cada estrato

46. • En un estudio de cohortes se estudia la
relación entre la ingesta de alcohol y
cardiopatia isquemica. Para confirmar la
hipótesis se diseña un estudio de
seguimiento con 800 personas

49. Investigamos la asociación entre ingesta de
alcohol y cardiopatía isquemica
Pruebas de chi-cuadrado
Tabla de contingencia BEBE * ENFERMEDAD CORONARIA
Sig. asintótica Sig. exacta Sig. exacta
Recuento Valor gl (bilateral) (bilateral) (unilateral)
ENFERMEDAD Chi-cuadrado de Pearson 10,513b 1 ,001
CORONARIA Corrección apor
8,817 1 ,003
si No Total continuidad
BEBE si 15 16 31 Razón de verosimilitud 10,973 1 ,001
No 4 30 34 Estadístico exacto de
,002 ,001
Total 19 46 65 Fisher
Asociación lineal por
10,351 1 ,001
lineal
N de casos válidos 65
a. Calculado sólo para una tabla de 2x2.
b. 0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada
Estimación de riesgo es 9,06.
Intervalo de confianza
al 95%
Valor Inferior Superior
Razón de las ventajas
7,031 1,997 24,759
para BEBE (si / No)
Para la cohorte
ENFERMEDAD 4,113 1,529 11,066
CORONARIA = si
Para la cohorte
ENFERMEDAD ,585 ,407 ,840
CORONARIA = No
N de casos válidos 65

50. • Los investigadores sospechan que el
consumo de tabaco puede ser un factor
de confusión y/o modificador del efecto

51. • Si una variable es factor de confusión y
modificadora del efecto en el análisis
estratificado:
– La medida de RR u OR deben ser
significativamente distinta en el análisis global y
en el de los estratos
– Hay diferencias significativas de las medidas de
RR u OR en los estratos
– La variable confusora (esta asociada al factor de
estudio ni al criterio de evaluación)

52. Análisis estratificado

53. Resumen análisis estratificado Pruebas de chi-cuadrado
RR crudo: 4,1 FUMA Valor gl
Sig. asintótica
(bilateral)
Sig. exacta
(bilateral)
Sig. exacta
(unilateral)
si Chi-cuadrado de Pearson 9,632b 1 ,002
Tabla de contingencia BEBE * ENFERMEDAD CORONARIA *
FUMA Corrección por
a 7,520 1 ,006
continuidad
Recuento Razón de verosimilitud 10,937 1 ,001
ENFERMEDAD Estadístico exacto de
,003 ,002
CORONARIA Fisher
FUMA si No Total Asociación lineal por
si BEBE si 9,349 1 ,002
14 8 22 lineal
No 1 11 12 N de casos válidos 34
Total 15 19 34 No Chi-cuadrado de Pearson ,036c 1 ,849
No BEBE si 1 8 9 Corrección por
a ,000 1 1,000
No 3 19 22 continuidad
Total 4 27 31 Razón de verosimilitud ,037 1 ,847
Estadístico exacto de
1,000 ,673
Estimación de riesgo Fisher
Asociación lineal por
Intervalo de confianza ,035 1 ,851
lineal
al 95%
FUMA Valor Inferior Superior N de casos válidos 31
si Razón de las ventajas a. Calculado sólo para una tabla de 2x2.
19,250 2,083 177,915
para BEBE (si / No)
Para la cohorte b. 0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada es 5,29.
ENFERMEDAD 7,636 1,139 51,205 c. 2 casillas (50,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada es
CORONARIA = si
Para la cohorte 1,16.
ENFERMEDAD ,397 ,222 ,707
CORONARIA = No
N de casos válidos 34
No Razón de las ventajas
,792 ,071 8,807
para BEBE (si / No)
Para la cohorte
ENFERMEDAD ,815 ,097 6,830
CORONARIA = si
Para la cohorte
ENFERMEDAD 1,029 ,774 1,368
CORONARIA = No
N de casos válidos 31

54. Analizamos relación entre CI y
fumar
Tabla de contingencia FUMA * ENFERMEDAD CORONARIA
Pruebas de chi-cuadrado
Recuento
ENFERMEDAD Sig. asintótica Sig. exacta Sig. exacta
CORONARIA Valor gl (bilateral) (bilateral) (unilateral)
si No Total Chi-cuadrado de Pearson 7,638b 1 ,006
FUMA si 15 19 34 Corrección apor
6,203 1 ,013
No 4 27 31 continuidad
Total 19 46 65 Razón de verosimilitud 8,043 1 ,005
Estadístico exacto de
,007 ,006
Fisher
Asociación lineal por
7,520 1 ,006
lineal
N de casos válidos 65
a. Calculado sólo para una tabla de 2x2.
Estimación de riesgo b. 0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada
es 9,06.
Intervalo de confianza
al 95%
Valor Inferior Superior
Razón de las ventajas
5,329 1,528 18,588
para FUMA (si / No)
Para la cohorte
ENFERMEDAD 3,419 1,271 9,199
CORONARIA = si
Para la cohorte
ENFERMEDAD ,642 ,462 ,891
CORONARIA = No
N de casos válidos 65

55. Analizamos la relación entre
fumar y alcohol
Tabla de contingencia FUMA * BEBE Pruebas de chi-cuadrado
Recuento Sig. asintótica Sig. exacta Sig. exacta
BEBE Valor gl (bilateral) (bilateral) (unilateral)
si No Total Chi-cuadrado de Pearson 8,272b 1 ,004
FUMA si 22 12 34 Corrección apor
6,904 1 ,009
No continuidad
9 22 31
Total Razón de verosimilitud 8,470 1 ,004
31 34 65
Estadístico exacto de
,006 ,004
Fisher
Asociación lineal por
8,145 1 ,004
lineal
N de casos válidos 65
a. Calculado sólo para una tabla de 2x2.
b. 0 casillas (,0%) tienen una frecuencia esperada inferior a 5. La frecuencia mínima esperada
es 14,78.
Estimación de riesgo
Intervalo de confianza
al 95%
Valor Inferior Superior
Razón de las ventajas
4,481 1,573 12,768
para FUMA (si / No)
Para la cohorte BEBE = si 2,229 1,219 4,076
Para la cohorte BEBE =
,497 ,299 ,826
No
N de casos válidos 65

56. • A la vista de los resultados anteriores se
concluye:
• El tabaco actúa como factor de confusión y
modificador del efecto del consumo de
alcohol sobre la cardiopatía isquemia
• El tabaco interacciona con el alcohol y en
fumadores es un factor de riesgo mas fuerte
• En no fumadores los resultados sugieren que
es un factor de protección RR= 0,8 de
cardiopatía, sin embargo nuestros resultados
no son estadísticamente significativos