FAR 2001 del II Farmakoepidemiologi

Artikler til litteraturseminar med lærerveiledning

Systematisk tilnærming til informasjon

Kursansvarlig

Lars Småbrekke

Institutt for farmasi Avdeling for samfunnsfarmasi

Universitetet i Tromsø 2011

Still spørsmål Velg informasjons-kilder

Kritisk kildevurdering

Konkludere

Tilpasset problemet

Metode Resultater Diskusjon Konklusjon Overføringsverdi?

LÆRERVEILEDNING TIL LITTERATURSEMINAR Studentene har hovedansvaret for å gå gjennom spørsmålene til artikkelen og presentere dette for gruppen. Ansvaret for dette skal gå på omgang mellom studentene innen hver gruppe. Spørsmålene til artiklene er et utgangspunkt for diskusjon. Noen spørsmål er relativt åpent formulerte, og enkelte forslag til svar er sikkert mangelfulle. Gi i så fall beskjed om dette til Lars. Dersom noen ønsker å ta opp problemstillinger som ikke er dekket av spørsmålene, bør en være åpen for dette innom den tidsrammen som er satt. Studenten bør alltid tegne (på tavlen) en tidsakse som viser forløpet av studien og hva som skjer med personene i studien (n). Erfaring fra tidligere år viser at dette som regel gir en god forståelse av design og grunnlaget for analysen.

Seminar 1. Lærerveiledning Beckert S, Warnecke J et al. Efficacy of topical sulphonated shale oil in the treatment of venous leg ulcers: A randomized, controlled study. J Vasc Surgery 2006; 43: 94-100. 1. Hva vil forfatterne undersøke? Se siste setning i ”Background” i sammendraget og siste setning i innledningen. Det er ikke samsvar i det forfatterne skriver de to plassene. I siste setning i innledningen skriver forfatterne at formålet er å evaluere om topikal påføring av PSSO i tillegg til kompresjons- og fuktighetsbevarende behandling gir bedre tilheling av venøse leggsår (enn kompresjons- og fuktighetsbevarende behandling alene). 2. Hvilke behandlingsalternativer finnes? Forfatterne nevner kompresjons- og fuktighetsbevarende behandling, men skriver ellers lite om dette. 3. Hvilken studiedesign har forfatterne brukt? Hva er gullstandarden for sammenligning av ulike behandlingsalternativer? Randomisert, kontrollert, multisenter, blindet for den som skal evaluere behandlingseffekten. Gullstandard – RCT. 4. Beskriv forløpet av studien og hvilken n som inngår i analysen Lag tidslinje. 5. Hva betyr blokkrandomisering? Hvordan er randomiseringen styrt? Blokkrandomisering er trekking med en form for restriksjon som sikrer balanse mellom gruppene gjennom hele forsøket. Det betyr f. eks. at man når som helst kan gjøre en interimanalyse. Forfatterne skriver ikke noe om hvordan randomiseringen er styrt. 6. Hvilke endepunkter har forfatterne valgt? Hva vet du om validiteten til målemetodene? Primære endepunkter: 1) Kumulativ relativ reduksjon av sårarealet. 2) Komplett granulering og epitelisering etter behandlingsperioden. Sekundære endepunkter: Tidsforløp for smerte, nekrotisk sårvev, fibrenøs væske, behandlingssuksess og tolerabilitet. Forfatterne skriver ikke noe om validering av målemetodene. Granulering og epitelisering er delvis kvalitative vurderinger. Dette e ren stor utfordring når studien er gjort på 13 ulike sentra i to land. 7. Er det forskjell i prognostiske faktorer i behandlings- og kontrollgruppa? Se Tab. 1. Høyere kroppsvekt og større sår i PSSO gruppa. Bruke BMI som mål på overvekt. Flere med post trombotisk syndrom i PSSO gruppa. Kan diskuteres om dette er en annen tilstand. 8. Hvilket endepunkt har forfatterne brukt for å beregne utvalgsstørrelsen? Komplett granulering etter behandlingsperioden. De finner for øvrig ingen statiskisk signifikant effekt på denne variabelen. 9. Hvilken kommentar har du til formuleringen av de to preparatene som er brukt? Er du sikker på at blindingen er beholdt gjennom hele behandlingstiden? Vehikkelet er en gel. Vanskelig å få samme konsistens når man tilsetter 10 % olje. Betyr at det er vanskelig å beholde bindingen gjennom studien. 10. Har forfatterne evaluert blindingen? Nei. Bør alltid gjøres. Kvalitetene på blindingen er sentralt for hvordan man skal tolke resultatene.

11. Kommenter Tab. 3, 4 og 5 Tab. 3. Størrelsen på standard avvik. Tab. 4. NB antall missing. En linje med ”Ingen endring” burde vært med. Tab. 5. NB antall missing. 12. Hva var resultatene for de primære endepunktene? Relativ reduksjon av størrelsen på sårene signifikant større i behandlingsgruppa. Ingen forskjell i granulering eller komplett epitelisering. 14. Hva var resultatene for de sekundære endepunktene? Ingen forskjell i smerteskår, nekrotisk vev eller fibrinøs væske. 15. Har forfatterne presentert data som berettiger konklusjonen? Nei. 16. Hvilke feilkilder mener du er de mest alvorlige? Vanskelig å tolke resultatene når men ikke vet om blindingen har vært god nok. Stort frafall. Bare ett av de primære endepunktene signifikant forskjellig mellom gruppene. Bare ett av de sekundære endepunktene signifikant forskjellig mellom gruppene. Kan gjerne diskutere betydning av finansiering, få pasienter på mange sentra, svak diskusjon

Seminar 2. Lærerveiledning Dahl V, Aarnes T. Sterilvannspapler gir analgesi ved fødsler. Tidsskr Nor Lægeforen 1991; 111: 1484-7 1. Hva vil forfatterne undersøke? Dette er uklart. I sammendraget skriver forfatterne først at de har undersøkt den analgetiske effekten av sterilvannspapler på skandinaviske kvinner i fødsel. Senere i sammendraget skriver forfatterne at metoden ikke hadde ugunstige effekter verken for mor eller barn, og at behandlingen ikke forlenget fødselen. Ergo – de uttaler seg også om forekomsten av perinatale komplikasjoner. I andre avsnitt i innledningen skriver forfatterne at målet med undersøkelsen ”har vært å reevaluere metoden og de faktorer som eventuelt påvirker dens effektivitet”. Diskuter hvilke variabler trengs for å belyse denne problemstillingen. Noen tips kan være:

• Stikksted. • Volum. • Doseringshyppighet. • Smerter på stikkstedet. • Smertelindring. • Varighet av smertelindring. • Variabler relatert til fødselsforløpet. • Variabler relatert til barnet ve og vel like etter fødselen. • Injeksjon av saltvann versus ”dry-needling”. • Er det umulig å finne placebo?

2. Hvilken studiedesign har forfatterne brukt? Hva er de største svakhetene med en slik design? Foreslå en alternativ design. Dette er en sammenligning av tre kohorter med fødende kvinner, der behandlingen blir valgt ut fra hvilken kalenderuke den fødende kommer til fødeavdelingen. Dette åpner for en bias basert på hvilket personell som er på vakt de aktuelle ukene, og tolkningen av data blir ytterligere komplisert ved at de som ikke ønsker å delta (kriterier for dette?) og de som føder for raskt blir ekskluderte. Forfatterne gir ingen definisjon på ”for rask fødsel”. Åpen studie. Randomisering til to grupper. Standard lystgassbehandling, eventuelt med tillegg av opioider som kontroll. Studien er ikke dimensjonert for å finne forskjell i perinatale komplikasjoner mellom gruppene. Kommer tilbake til dette i spørsmål 9. Perinatale komplikasjoner er et samlebegrep for ulike hendelser med ulike alvorlighetsgrader. Det er nødvendig å presisere dette! 3. Hvem inngår i studien og hvilken n inngår i analysen? Lag tidslinje. Uke 1. Sterilvannspapler. N=101. Uke 2. Tørrnål. N= 50 Uke 3. Kontrollgruppe. N = 117 Data er samlet på Aker sykehus. Aker hadde Norges største fødeavdeling på begynnelsen av 90-tallet. Hvorfor varierer antallet så mye fra uke til uke? Mest sannsynlig på grunn av eksklusjon, eller at mange i ”tørrnålsuka” ikke ønsket å delta. Forfatterne kommenterer ikke dette. Konsekvens? Sannsynligvis vil de medføre bias. 4. Hvilke endepunkter og konfunderende variabler har forfatterne målt?

• Maksimal smerteintensitet under ri før, under og fem minutter etter behandling med VAS skala. NB! Hvor lett er det å være objektiv og konsekvent under rier? Rapportert i artikkelen som kategoriske data.

• Tid til samme smerteintensitet fra behandlingsstart til smertene nådde samme intensitet som før behandlingen. Rapportert som kategoriske data.

• Paritet. Ikke rapportert. • Alder. Rapportert. • Injeksjonssted. Rapportert som kategoriske data. • Injisert volum. Rapportert som andel kvinner som fikk en, to eller flere injeksjoner. • Varighet av fødsel. Rapportert. • Bruk av annen analgesi. Rapportert, men ikke eksplisitt. • Grad av smertelindring i forhold til fødselsstadium. Rapportert. • Latensfasen for fødselen, og eventuelt behandling. Rapportert. • Aktiv fase av fødselen, og eventuelt behandling. Rapportert. • Markering av stikk. Rapportert. • Perinatale komplikasjoner. Ikke eksplisitt rapportert. • APGAR skår ett og fem minutter etter fødselen. Rapportert. • Mødrene spurt om de ønsket samme behandling ved senere fødsler. Rapportert. Ledende

spørsmål? Hva er konvensjonell fødselsanalgesi? Eksempelvis petidin og/eller epiduralanalgesi. Legg merke til at smertelindring blir målt på kontinuerlig skala, men at disse data blir kategorisert. Vi får ikke vite årsaken til at dette blir gjort. Kategorisering av kontinuerlige data gir tap av frihetsgrader og alltid tap av informasjon. Mister også statistisk styrke. Legg merke til at forfatterne ikke gir noen årsak til at de velger å kategorisere VAS målingene. 5. Gi en tolkning av figur 1. Kun gitt prosentandeler. Vet ikke hvor mange som inngår i målingene. Får ikke hele tall dersom man regner med antall inkluderte og angitte prosenter, men vi må anta at alle inkluderte inngår. Er dette målt under eller etter fødselen? Begge deler åpner for misklassifisering. Tenk over et mulig scenario: Se for deg en kvinne i fødsel med kraftige rier – så kommer en person med et papir med en VAS skala og ber kvinnen merke av på skalaen hvor sterke smerte hun har. Er figuren entydig? Inngår alle med > 50 % smertelindring blant dem som har > 25 % smertelindring? Det er iallfall en rimelig tolkning av figuren. Da kan vi sette opp følgende tabell. > 50 % 25-50 % < 25 % stv 58 20 23 101 tn 9 13 28 50 67 33 51 151 Vis kji-kvadrattest av data i fig. 1. Kji kvadrat = 15,89. Signifikant forskjell mellom gruppene. Diskuter krav til validitet for kji-kvadrat tester. (uavhengige observasjoner, minste forventet antall i cellene). Argument for kategorisering. VAS kan gi inntrykk av falsk nøyaktighet. Forventning om effekt. ”Eager to please”. Kan gi falsk positiv effekt. Forhold til alternativ behandling? Er forventning om effekt likt fordelt mellom gruppene? Vi får ikke informasjon om dette.

Hva vet vi om smerteopplevelse i forhold til paritet? Første fødsel er som regel mest smertefull. Hvordan er paritet fordelt mellom gruppene? Forfatterne har registrert dette, men de gir ikke leseren denne informasjonen! Kan være en konfounder! 6. Gi en tolkning av figur 2 Kun gitt prosentandeler. Vet ikke hvor mange som inngår i målingene. Får ikke hele tall dersom man regner med antall inkluderte og angitte prosenter. Må anta at alle inkluderte inngår, og at alle har fått injeksjon eller tørrnål både på mage og rygg. Her er det åpenbart ikke mulig å tolke fordelingen mellom gruppene på samme måte som i fig. 1, siden gruppa med > 50 % smertelindring (rygg) er størst. Da må vi tolke data i figuren som om de er registrerte i intervaller. I tillegg må vi forstå data slik at alle kvinnene fikk injeksjoner både på rygg og mage, og at antall injeksjoner var likt fordelt i forhold til varigheten av fødselen selv om vi ikke får informasjon om dette. > 50 % 25-50 % < 25 % rygg 70 19 12 101 supra pubisk 26 33 42 101 96 52 54 202 Vis kji-kvadrattest av data for sterilvannspapler i fig. 2. Kji kvadrat = 40,6. Signifikant forskjell mellom gruppene. Er kommentarene i figurteksten berettiget? 7. Gi en tolkning av figur 4 Kun gitt prosentandeler. Vet ikke hvor mange som inngår i målingene. Får ikke hele tall dersom man regner med antall inkluderte og angitte prosenter. Må anta at alle inkluderte inngår, og at alle har fått injeksjon eller nål både på mage og rygg. Her er det åpenbart ikke mulig å tolke fordelingen mellom gruppene på samme måte som i fig. 1, siden gruppa med > 50 % smertelindring er størst. Fase av fødselen > 50 % 25 – 50 % < 25 % latensfase 45 31 25 101 A1 65 19 17 101 A2 61 20 20 101 171 70 62 303 Forfatterne har åpenbart gjort en hypotesetest der forskjellen mellom gruppene ikke var statistisk signifikant. På tross av dette skriver de at det var mest smertelindring i A1. Se på tallene i figuren, særlig for fasene A1 og A2. Det er ikke stor forskjell mellom fasene, og det er ikke grunnlag for utsagnet om at smertelindringen er best tidlig i åpningsfasen. Ut fra statistiske og kliniske vurderinger er dette nonsens. Husk også at VAS data er kategorisert. Dette reduserer presisjonen, men vi vet ikke hvilken retning dette drar resultatet. Kji kvadrat = 9,31. p=0,054. Ikke signifikant forskjell mellom gruppene. Diskuter validitetskriterier. Er disse observasjonene uavhengige? Neppe!! Det er sannsynlig at en kvinne med dårlig effekt i latensfasen og i A1 også vil ha dårlig effekt i A2. Motsatt er det sannsynlig at en kvinne med god effekt i latensfasen og i A1 også vil ha god effekt i A2. Konsekvens? Testen er ikke gyldig på grunn av brudd på validitetskriteriene.

8. Gi en tolkning av data i tabell 1. Vurder antall i tabellen i forhold til antall inkluderte. Forfatterne kommenterer ikke at antallet er betydelig lavere enn antall inkluderte! Hvordan kan dette påvirke resultatet? Er kommentaren i tabellteksten berettiget? 9. Anta at forekomsten av perinatale komplikasjoner i Norge er 1 %. Hvor mange fødende må inngå i hver gruppe dersom man ønsker å påvise en tredobling i andel fødsler med komplikasjoner i sterilvannsgruppa? Hva er det forventede funnet i den aktuelle studien? Hvor stor økning i andel fødsler med perinatale komplikasjoner er akseptabel etter bruk av sterilvannspapler? Bruk en design med to grupper. Beregn nødvendig antall med et egnet hjelpemiddel, SPSS eller programvaren på denne linken: http://stat.ubc.ca/~rollin/stats/ssize/b2.html Velg signifikansnivå på 0,05 og styrke på 0,80. Da trenger man 769 personer i hver gruppe. Det forventede funnet i den aktuelle studien er ingen forskjell mellom gruppene, og konklusjonen om at metoden er uten innvirkning på mor og barn er ikke berettiget. En økning i perinatale komplikasjoner ved bruk av sterilvannspapler er uakseptabel. Det finns gode behandlingsalternativer! At en økt risiko er svært lite sannsynlig er en helt annen sak! 10. Hvilke feilkilder mener du er de mest alvorlige? Ulike former for bias. Inklusjon. Eksklusjon. ”Eager to please”. Recall bias (regner med at VAS ikke ble fylt ut under fødselen). Kategorisering av kontinuerlige data. Avhengige observasjoner som grunnlag for kji-kvadrat test. For få inkluderte til å vurdere eventuell endring i perinatale komplikasjoner.

Seminar 3 Bakken IJ, Skjeldestad FE, Nordbø SA. Chlamydia trachomatis infections increase the risk for ectopic pregnancy: A population-based, nested case control study. Sex Trans Dis 2007; 34(3): 166-9. Bakgrunn Ektopisk svangerskap er en potensielt livstruende tilstand. Insidensen i Norge er redusert i løpet av de siste årene, og er nå om lag 1,4 % av alle svangerskap. Data fra tverrsnittstudier har antydet at tidligere gjennomgått infeksjon med genital Chlamydia trachomatis (”Klamydia”) er assosiert til økt risiko for ektopisk svangerskap. Siden klamydia ikke er en uvanlig sykdom blant kvinner i Europa og Nord-Amerika (Prevalens 5-12 % og en årlig innsidens på om lag 5 % blant kvinner mellom 16-24 år), er det av stor interesse å fastslå om og eventuelt hvor mye en slik infeksjon øker risikoen for et ektopisk svangerskap. Data fra tidligere studier er inkonklusive. Til lærer: Momenter til diskusjon følger som underpunkter til det enkelte spørsmålet. Spørsmål til diskusjon

1. Hva vil forfatterne undersøke? a. Se siste setningen i innledningen. Forfatterne vil undersøke om

klamydia er assosiert med økt risiko for ektopisk svangerskap. 2. Hvilken studiedesign har forfatterne brukt?

a. Nested case-control. Se nedenfor om detaljer for dette designet. b. A nested case-control study is a type of case-control study that draws

its cases and controls from a cohort population that has been followed for a period of time. Explanation A nested-case control study depends on the pre-existence of a cohort that has been followed over time. This cohort, at its inception or during the course of follow-up, has had exposure information and/or biospecimens collected of interest to the investigator. The investigator identifies cases of disease that occurred in the cohort during the follow-up period. The investigator also identifies disease-free individuals within the cohort to serve as controls. Using previously collected data and obtaining additional measurements of exposures from available biospecimens, the investigator compares the exposure frequencies in cases and controls as in a non-nested case-control study.

Expansion Nested case-control studies are carried out when it is either too costly or not feasible to perform additional biospecimen analyses on an entire cohort. Such data may be newly thought of, after the initial exposure measurements had been made, as was the case in the above example. These studies may have some important advantages over standard case-control studies. Nested studies 1) can utilize the exposure and confounder data originally collected before the onset of the disease, thus reducing potential recall bias and temporal ambiguity, and 2) include cases and controls drawn from the same cohort, decreasing the likelihood of selection bias. The nested case-control study is thus considered a strong observational study, comparable to its parent cohort study in the likelihood of an unbiased association between an exposure and an outcome. A concern, usually minor, is that the remaining nondiseased persons from whom the controls are selected when it is decided to do the nested study, may not be fully representative of the original cohort due to death or losses to follow-up.

3. Hvilket datamateriale inngår i studien?

a. Data fra to databaser. En hvor kvinner med genital klamydia fra Sør-Trøndelag i tidsrommer 1990-2003 er registrerte. En annen hvor kvinner med ektopiske svangerskap er registrerte.

4. Hvordan er kasus identifiserte? a. Uttrekk fra databasen over ektopiske svangerskap. Dato for dette

svangerskapet er ”referanseåret”. Hvis kvinnen var registrert med minst en klamydiainfeksjon før dette, ble hun definert som et ”kasus”.

5. Hvordan er informasjon om infeksjonsstatus samlet? a. Uttrekk fra databasen om klamydiainfeksjon.

6. Hva er sensitiviteten for uttrekk fra slike databaser? a. Ukjent, men sannsynligvis høy for ektopiske svangerskap. Trolig

lavere for klamydiainfeksjon. Problemet er relatert til koding av diagnosekoder. Det er ikke sikkert at alle med denne infeksjonen blir

kodet korrekt. Forfatterne diskuterer ikke dette problemet i det hele tatt.

7. Fra hvilken populasjon er kontrollene trukket? Hvilke metodologiske utfordringer kan dette gi?

a. Se ovenfor om designet. 8. Hvorfor velger forfatterne flere kontroller for hvert kasus?

a. Flere kontroller øker styrken. 9. Beskriv hvordan kasus og kontroller er matchet.

a. Kvinner bosatt i Sør-Trøndelag uten ektopiske svangerskap innenfor alder +/- 1 år, tidspunkt for første klamydiatest, antall tidligere klamydiatester. Matchet eksakt opp til og med 5 tester. Ved flere tester behandlet som en gruppe.

10. Hvorfor deler forfatterne de inkluderte i tre ulike aldersgrupper under resultatpresentasjonen?

a. Sporadisk testing for de eldste. b. Ikke komplett test historikk for de som var født før 1970. c. Andre genitale infeksjoner viktigere for de eldste, for eksempel

gonoré. 11. Hvorfor finner forfatterne ikke noen assosiasjon mellom tidligere

klamydiainfeksjon og de eldste aldersgruppene? a. Se spm. 10.

12. List mulig kilder for bias og diskuter mulig betydning av disse. a. Risiko for bias er liten i denne studien. Gitt kriteriene for uttrekk av

kontroller, er det liten risiko for systematiske forskjeller i testing mellom gruppene.

b. Det er mange i gruppen med klamydiainfeksjon. Lite trolig at bortfall av de med ektopisk svangerskap gjør at de gjenværende ikke er representative for gruppen som helhet.

13. List mulige konfoundere og diskuter mulig betydning av disse. a. Seksuell praksis. Mange partnere assosiert med økt risiko. b. Bruk av p-piller. Assosiert med økt risiko.

14. Forfatterne finner at flere positive klamydiatester er assosiert med økende risiko for ektopisk svangerskap. Hvilken betydning mener du dette funnet har i forhold til forfatternes arbeidshypotese?

a. De viser at det trolig er et ”dose – respons” forhold mellom antall infeksjoner og risiko for ektopisk svangerskap. Ut fra biologiske forklaringsmodeller er dette også plausibelt.

15. Er forfatternes konklusjon om fordoblet risiko for ektopisk svangerskap etter klamydiainfeksjon berettiget?

a. Ja. Forfatterne redegjør godt for identifisering av kasus og hvordan de velger ut kontroller. Risikoen er liten for både bias og konfounding.

Chlamydia Trachomatis Infections Increase the Risk for EctopicPregnancy: A Population-Based, Nested Case–Control Study

INGER JOHANNE BAKKEN, PHD,* FINN EGIL SKJELDESTAD, MD, PHD,* AND SVEIN ARNE NORDBØ, MD†

Background: Chlamydia trachomatis (CT) as a risk factor for ec-topic pregnancy (EP) has mainly been established through seroepide-miologic cross-sectional studies.

Goal: The goal of this study was to obtain EP risk estimates forwomen diagnosed with CT using women with negative tests as thereference group.

Methods: We linked prospectively collected CT laboratory data(1990–2003) to EP hospital data (discharge and outpatient registries)in a nested case–control study. Six hundred sixteen women with CTtest(s) before first EP were eligible as cases. Three controls werematched to each case for year of birth, age at first test, and number ofprior tests.

Results: Previous CT infection was associated with elevated EPrisk (odds ratio [OR], 1.4; 95% confidence interval [CI], 1.0–2.0). Instratified analysis, the association was only significant for the youngestwomen (born 1970–1984) who had a nearly complete CT testinghistory (OR, 2.1; 95% CI, 1.3–3.2).

Conclusion: A history of diagnosed CT infection is associated witha 2-fold increased EP risk.

GENITAL INFECTIONS CAUSED BY Chlamydia trachomatisare common among young, sexually active women in Europeancountries1 and in the United States.2,3 These infections are most oftenasymptomatic but have potential long-term effects on fecundity.4

The link between genital C. trachomatis infections and ectopicpregnancy has mainly been established through seroepidemiologiccross-sectional studies in which selected groups of patients withectopic pregnancy have been compared with women with normalpregnancies5–11 or with nonpregnant controls.12–14

Two previous prospective registry-based studies from the UnitedStates15 and Denmark16 report ectopic pregnancy after a diagnosedC. trachomatis infection. In the U.S. study, women with multipleinfections were found to have a higher risk for ectopic pregnancycompared with women with a single infection. In the Danish study,however, women with a positive test result were found to be atlower risk for subsequent ectopic pregnancy.

The aim of the present population-based, nested case–controlstudy was to assess C. trachomatis as a risk factor for ectopicpregnancy.

Materials and Methods

The study was carried out in Sør-Trøndelag County, central Nor-way. Of the county’s 270,000 inhabitants, approximately 150,000 areliving in the major city, Trondheim.

Data Sources

A unique 11-digit personal identification number is given to allNorwegians at birth and to new residents of Norway. In the currentstudy, we used 2 databases, both containing the personal identifierand data on residency.

In Sør-Trøndelag County, a single laboratory is responsible forall C. trachomatis diagnostics.17 The C. trachomatis databasecontains information on all tests (date, diagnostic method, and testoutcome) in Sør-Trøndelag from November 1990 to December2003 with person as the unit of analysis. The database compriseddata from 90,309 women, of whom 61,283 were residents ofSør-Trøndelag. Data on specimens collected within 60 days froma previous test were excluded from analysis.

The database on ectopic pregnancy covers all women hospital-ized with this diagnosis in 1970 to 2004 at the 2 hospitals in thecounty (Orkdal Hospital and Trondheim University Hospital).Diagnoses of ectopic pregnancy were identified through hospitalin- and outpatient registries. All medical records were reviewed,and only women with a verified diagnosis of ectopic pregnancywere eligible as cases.18

Laboratory Methods

Several methods were used for C. trachomatis detection throughoutthe study period.17 Briefly, the IDEIA Chlamydia Test (CelltechDiagnostics/Novo BioLabs/DAKO) was replaced by PACE 2 Gen-probe in 1992, whereas Amplicor (Roche Molecular Systems) be-came the routine detection method in 1999.

Case and Control Definition

From November 1, 1990, to December 31, 2004, 792 womenhad their first diagnosis of ectopic pregnancy. We linked theectopic pregnancy database to the C. trachomatis database bymeans of the personal identifier.

The reference year was the year of the case’s ectopic pregnancy.When at least one prior C. trachomatis test was registered beforethe ectopic pregnancy date, we selected 3 controls from the C.

IJB has a research scholarship from the Norwegian Foundation forHealth and Rehabilitation (EXTRA funds) through The Norwegian Sup-port Organization for Infertility.

Correspondence: Inger Johanne Bakken, PhD, Department of Epidemi-ology, SINTEF Health Research, N-7465 Trondheim, Norway. E-mail:inger.bakken@sintef.no

Received for publication February 1, 2006, and accepted May 5, 2006.

From the *Department of Epidemiology, SINTEF Health Research,Trondheim, Norway; and the †Department of Medical

Microbiology, Trondheim University Hospital, Trondheim, Norway

Sexually Transmitted Diseases, March 2007, Vol. 34, No. 3, p.166–169DOI: 10.1097/01.olq.0000230428.06837.f7Copyright © 2007, American Sexually Transmitted Diseases AssociationAll rights reserved.

166

trachomatis database. Women residing in Sør-Trøndelag with nodiagnosis of ectopic pregnancy were eligible as controls. Controlswere matched to cases for year of birth (�1 year), month and yearof first registered C. trachomatis test (�1 month), and number ofprior C. trachomatis tests (cases: number of tests before the ectopicpregnancy, controls: number of tests by the end of the referenceyear). Among eligible controls, we chose those with the date of thefirst C. trachomatis test closest to the date of the first test for thecase. The number of prior tests was matched exactly up to 5 tests,whereas 6 or more tests were treated as one category.

Statistical Analysis

The data were analyzed using SPSS for Windows, version 11.0(SPSS, Chicago, IL). We chose the nested case–control design to beable to match for testing pattern (age at first test and number of testsbefore reference year). Odds ratios for matched data were calculatedby using conditional logistic regression. �2 tests were used for lineartrend. For all analyses, P values �0.05 were considered significant.

Approvals

The study was approved by the Regional Committee for Med-ical Research Ethics, Central Norway, and the Norwegian DataInspectorate. Authorization for the use of laboratory data and dataretrieved from medical records was obtained from the NorwegianDirectorate for Health and Social Affairs.

Results

Study Population

Among the 792 women presenting with their first ectopic preg-nancy from December 1990 to December 2004, 616 (78%) had had atleast one prior C. trachomatis test. The proportion of patients withprevious tests for C. trachomatis and thus included as cases increasedfor the younger cohorts (1950–1959 cohorts: 72 of 129 [56%];1960–1969 cohorts: 351 of 451 [78%]; 1970–1984 cohorts: 193 of212 [91%]). The number of tests for each case also increased for theyounger cohorts, with just one registered test for 44% of cases born1950–1959, decreasing to 24% of cases born 1970–1984 (Table 1).

The success of the matching procedure is displayed in Table 2.Cases and controls were similar in age at the end of the study, age

at first test, number of prior tests, and time from first test to end ofthe study. Furthermore, there was no difference between cases andcontrols in time from last test until the end of the study.

Prior Positive Chlamydia trachomatis Tests

Overall, 11.0% (68 of 616) of cases and 8.5% (157 of 1,848) ofcontrols were registered with at least one positive test before thereference date (Table 3). The proportion of cases and controls regis-tered with a prior positive test was higher in the younger cohorts.

Among women born 1950–1959 and 1960–1969, there was nodifference in the cumulative prevalence of prior positive testsbetween cases and controls. Among women born 1970 and later,however, 24.9% (48 of 193) of cases were registered with at leastone prior C. trachomatis infection(s) compared with 15.1% (88 of579) of controls.

In a conditional logistic regression model, women with at least oneC. trachomatis infection had an odds ratio of 1.4 (95% confidenceinterval [CI], 1.0–2.0) for ectopic pregnancy compared with womenwith no positive tests (Table 3, model 1). Model 2 suggests a dose–response relationship between previous C. trachomatis infectionsmeasured as the number of positive tests and subsequent ectopicpregnancy (�2 for trend, P � 0.03).

Because data on C. trachomatis tests were not available beforeNovember 1990, completeness of testing history differed betweenbirth cohorts. Table 3 displays the association between ectopic preg-nancy and outcome of chlamydia test(s) for the cohorts born 1950–1959, 1960–1969, and 1970–1984 (Table 3, models 3–6). Amongthe younger women, a stronger relationship between previous infec-tions and ectopic pregnancy was found (odds ratio, 2.1; 95% CI,1.3–3.2) (Table 3, model 5). Furthermore, a statistically significantdose–response relationship was observed (Table 3, model 6).

Discussion

The present population-based, nested case–control study hasdemonstrated that women with ectopic pregnancy have higherodds for a history of chlamydial infection than women withoutectopic pregnancy.

The study includes all women having their first ectopic preg-nancy and all procedures for C. trachomatis diagnostics over a13-year time period within in a well-defined geographic region(county). Loss of ectopic pregnancy patients was minimal for 2main reasons. First, all ectopic pregnancies in Norway are treatedin hospitals,18 ensuring high quality of case ascertainment. Second,the Trondheim University Hospital serves as regional hospital forcentral Norway, and treatment of ectopic pregnancy patients res-ident in Sør-Trøndelag in other counties is very rare (data from thenational discharge and outpatient registry, not shown).

A single laboratory covers all C. trachomatis analyses within theregion,17 providing complete recording of diagnostics over the entirestudy period. By matching controls to cases for year of birth, age atfirst test, and number of tests before reference year of case ascertain-ment, we eliminated potential bias resulting from differential testing.

We have previously shown that 85% of women in Sør-Trøn-delag had been tested for C. trachomatis at least once before theage of 25 and that general testing rates are high.17 The patients inthe present study had the same testing pattern as the general femalepopulation because 91% of patients born 1970 and later wereregistered with at least one prior C. trachomatis test before theirectopic pregnancy.

We observed a stronger relationship between prior C. tracho-matis infections and ectopic pregnancy when we restricted theanalyses to women born 1970 and later, whereas no associationwas found among women born 1950–1959 and 1960–1969. Rou-

TABLE 1. Characteristics of Ectopic Pregnancy Cases andMatched Controls by Birth Cohort: Chlamydia trachomatis TestsBefore Reference Year, Numbers, and Percentages(in parentheses)

PreviousChlamydia Tests 1950–1959 1960–1969 1970–1984

Cases N � 72 N � 351 N � 1931 32 (44.4) 117 (33.3) 46 (23.8)2 23 (31.9) 87 (24.8) 45 (23.3)3 5 (6.9) 51 (14.5) 30 (15.5)4 5 (6.9) 46 (13.1) 21 (10.9)5� 7 (9.7) 50 (14.2) 51 (26.4)

Controls* N � 216 N � 1,053 N � 5791 96 (44.4) 351 (33.3) 138 (23.8)2 69 (31.9) 261 (24.8) 135 (23.3)3 15 (6.9) 153 (14.5) 90 (15.5)4 15 (6.9) 138 (13.1) 63 (10.9)5� 21 (9.7) 150 (14.2) 153 (26.4)

*Controls matched for age, month, and year of first chlamydia testand number of chlamydia tests before reference year.

Vol. 34 ● No. 3 167C. TRACHOMATIS INFECTION AND SUBSEQUENT ECTOPIC PREGNANCY

tine testing for asymptomatic C. trachomatis infections started ona large scale in 1985 but electronic data recording of diagnosticperformance was not introduced before November 1990. Thus, thehistory of C. trachomatis infection is the most complete for thecohorts born 1970 and later. In the youngest cohorts, fewer thanone in 10 patients were without previous C. trachomatis tests andhad to be excluded from the study as opposed to nearly half thepatients born 1950–1959. Another explanation for the lack of anassociation among women born before 1970 is that infectionscaused by Neisseria gonorrhoeae are likely to have played animportant role in the pathogenesis of ectopic pregnancy in this agegroup. By the late 1980s, gonorrheal infections were nearly erad-

icated in Norway,19 and the younger cohorts have therefore notbeen exposed to such infections.

Because this is a registry study, we did not have access to dataon potential confounders such as sexual behavior, the use of oralcontraceptives, or douching. Sexual behavioral characteristics and,to a lesser degree, also the use of hormonal contraceptives are mostlikely reflected in increased risk for sexually transmitted infectionsas seen in C. trachomatis exposure in the current study. Further-more, douching is not of interest to our analyses, because douchingis rarely practiced by Norwegian women.

We found a significant dose–response relationship between thenumber of prior infections and the risk for ectopic pregnancy using

TABLE 2. Matching Characteristics of Cases and Controls by Birth Cohort

1950–1959 1960–1969 1970–1984

No. of womenCases 72 351 193Controls 216 1,053 579

Age at ectopic pregnancy (cases)/referenceyear (controls) in years (SD)

Cases 37.5 (2.6) 31.9 (3.9) 25.8 (4.0)Controls 37.5 (2.6) 31.9 (3.9) 25.8 (4.0)

Age at first registered Chlamydiatrachomatis test in years (SD)

Cases 35.0 (2.3) 27.5 (3.2) 20.3 (2.9)Controls 35.0 (2.3) 27.5 (3.2) 20.5 (2.8)

Number of tests before ectopic pregnancy(cases)/by the end of reference year(controls) (SD)

Cases 2.1 (1.4) 2.7 (1.9) 3.7 (3.0)Controls 2.1 (1.3) 2.7 (2.0) 3.5 (2.6)

Time from inclusion to end of ectopicpregnancy year (cases)/reference year(cases) in months (SD)

Cases 35.8 (24.2) 59.4 (41.5) 71.7 (42.6)Controls 36.1 (24.0) 59.7 (41.4) 71.9 (42.3)

Time from last test to end of ectopicpregnancy year (cases)/reference year(controls) in months (SD)

Cases 20.2 (17.8) 29.6 (27.6) 30.7 (28.2)Controls 19.5 (16.4) 30.1 (28.6) 28.5 (27.5)

SD indicates standard deviation.

TABLE 3. Conditional Logistic Regression Analyses of Ectopic Pregnancy by Previous Chlamydial Infection

Model No. Cohorts IncludedPrevious Chlamydia

trachomatis Infections Cases (%) Controls (%)Odds Ratio

(95% confidence interval)

1 All 0 548 (89.0) 1,691 (91.5) Reference1� 68 (11.0) 157 (8.5) 1.40 (1.01–1.95)

2 All 0 548 (89.0)* 1,691 (91.5) Reference1 56 (9.1)* 138 (7.5) 1.32 (0.94–1.87)2� 12 (1.9)* 19 (1.0) 2.13 (1.00–4.53)

3 1950–1959 0 71 (98.6) 208 (96.3) Reference1� 1 (1.4) 8 (3.7) 0.35 (0.04–2.95)

4 1960–1969 0 332 (94.6) 992 (94.2) Reference1� 19 (5.4) 61 (5.8) 0.93 (0.53–1.60)

5 1970–1984 0 145 (75.1) 491 (84.8) Reference1� 48 (24.9) 88 (15.2) 2.05 (1.33–3.16)

6 1970–1984 0 145 (75.1)† 491 (84.8) Reference1 37 (19.2)† 71 (12.3) 1.95 (1.22–3.10)2� 11 (5.7)† 17 (2.9) 2.55 (1.13–5.72)

*Statistical significant linear trend, P � 0.03 (�2 test for linear trend).†Statistical significant linear trend, P � 0.002 (�2 test for linear trend).

168 Sexually Transmitted Diseases ● March 2007BAKKEN ET AL

women with negative tests results as reference. These resultsconfirm the findings from a U.S. study in which women withmultiple C. trachomatis infections were at higher risk for ectopicpregnancy compared with women with a single infection.15 Ourhistorical prospective, nested case–control study resembles thestudy design applied by Hillis15 in that women with previousinfections were followed in an historical prospective design for anevent of ectopic pregnancy regardless of other pregnancy out-comes. In a recently published Danish registry linkage study,16

women with a positive test were found to be at lower risk forsubsequent ectopic pregnancy compared with women with onlynegative tests. In the Danish study, there are several issues that allmay have caused underestimation of the risk of ectopic pregnancy.Only women with proven fertility were included to the analyses,testing histories were incomplete because most women were reg-istered with only one test, the observation period for fertilityoutcomes extended the time period for registration of chlamydiaexposure by 10 years, and antigen tests with low performance wereused. In our study, the oldest cohort (1950–1959) had incompletetesting histories and an odds ratio of 0.35 for ectopic pregnancy byhistory of a positive chlamydia test, which is close to the overallhazard ratio of 0.55 as published by the Danish group.

Over the time period of our study, the incidence of ectopicpregnancy decreased by nearly 50%,18 whereas prevalence of C.trachomatis at first test has been increasing among women 15 to 24years of age.17 Similarly, an ecologic study from Australia hasshown that when the number of diagnosed chlamydial infectionsincreased over the years 1990 to 2001, ectopic pregnancy rateswere constant and hospitalizations for pelvic inflammatory diseasefell.20 Although women with ectopic pregnancy more frequentlyhad been exposed to prior chlamydial infection in our study, theproportion of women with such infection who subsequently werediagnosed with an ectopic pregnancy was low. That is, for the1970–1984 cohort, the cumulative incidence of ectopic pregnancyat age 25 was 4.3 (95% CI, 1.6–6.9) per 1,000 among women withone or more positive tests and 3.2 (95% CI, 2.3–4.1) per 1,000among women with negative tests, only (data not shown). On theother hand, within the 1970–1984 cohort, 75% of the women withectopic pregnancy had never been diagnosed with chlamydia de-spite frequent testing.

In conclusion, our data showed that women with prior C. tra-chomatis infection are at a 2-fold risk for ectopic pregnancy.

References

1. Fenton KA, Lowndes CM. Recent trends in the epidemiology ofsexually transmitted infections in the European Union. Sex TransmInfect 2004; 80:255–263.

2. Sexually Transmitted Disease Surveillance 2003 Supplement, ChlamydiaPrevalence Monitoring Project. Atlanta: U.S. Department of Health

and Human Services, Centers for Disease Control and Prevention,October 2004.

3. Centers for Disease Control and Prevention. Sexually TransmittedDisease Surveillance 2004. Atlanta: US Department of Health andHuman Services, September 2005.

4. Farquhar CM. Ectopic pregnancy. Lancet 2005; 366:583–591.5. Brunham RC, Binns B, McDowell J, et al. Chlamydia trachomatis infec-

tion in women with ectopic pregnancy. Obstet Gynecol 1986; 67:722–726.

6. Chow JM, Yonekura ML, Richwald GA, et al. The association be-tween Chlamydia trachomatis and ectopic pregnancy. A matched-pair, case–control study. JAMA 1990; 263:3164–3167.

7. Coste J, Laumon B, Bremond A, et al. Sexually transmitted diseases asmajor causes of ectopic pregnancy: Results from a large case–control study in France. Fertil Steril 1994; 62:289–295.

8. Ødland JO, Ånestad G, Rasmussen S, et al. Ectopic pregnancy andchlamydial serology. Int J Gynaecol Obstet 1993; 43:271–275.

9. Osser S, Persson K. Chlamydial antibodies and deoxyribonucleic acidin patients with ectopic pregnancy. Fertil Steril 1992; 57:578–582.

10. Phillips RS, Tuomala RE, Feldblum PJ, et al. The effect of cigarettesmoking, Chlamydia trachomatis infection, and vaginal douching onectopic pregnancy. Obstet Gynecol 1992; 79:85–90.

11. Tuomivaara LM. Ectopic pregnancy and genital infections: A case–control study. Ann Med 1990; 22:21–24.

12. Brunham RC, Peeling R, Maclean I, et al. Chlamydia trachomatis-associated ectopic pregnancy: Serologic and histologic correlates.J Infect Dis 1992; 165:1076–1081.

13. Sherman KJ, Daling JR, Stergachis A, et al. Sexually transmitteddiseases and tubal pregnancy. Sex Transm Dis 1990; 17:115–121.

14. Svensson L, Mårdh PA, Ahlgren M, et al. Ectopic pregnancy andantibodies to Chlamydia trachomatis. Fertil Steril 1985; 44:313–317.

15. Hillis SD, Owens LM, Marchbanks PA, et al. Recurrent chlamydialinfections increase the risks of hospitalization for ectopic pregnancyand pelvic inflammatory disease. Am J Obstet Gynecol 1997; 176:103–107.

16. Andersen B, Østergaard L, Puho E, et al. Ectopic pregnancies andreproductive capacity after Chlamydia trachomatis positive and neg-ative test results: A historical follow-up study. Sex Transm Dis 2005;32:377–381.

17. Bakken IJ, Nordbø SA, Skjeldestad FE. Chlamydia trachomatis testingpatterns and prevalence of genital chlamydial infection among youngmen and women in central Norway 1990–2003: A population-basedregistry study. Sex Transm Dis 2005; 33:26–30.

18. Bakken IJ, Skjeldestad FE. Time trends in ectopic pregnancies in aNorwegian county 1970–2004: A population-based study. HumanReproduction 2006; In press.

19. Gonore-situasjonen i Norge i 2002 �in Norwegian�. The NorwegianInstitute of Public Health. Available at: http://www.fhi.no/artikler/?id�28727. Accessed January 30, 2006.

20. Chen MY, Fairley CK, Donovan B. Discordance between trends inchlamydia notifications and hospital admission rates for chlamydiarelated diseases in New South Wales, Australia. Sex Transm Infect2005; 81:318–322.

Vol. 34 ● No. 3 169C. TRACHOMATIS INFECTION AND SUBSEQUENT ECTOPIC PREGNANCY