Ennen ja jälkeen testin todennäköisyys

kliinisessä käytännössä testin jälkeinen todennäköisyys on usein vain karkeasti arvioitu tai jopa arvattu. Tämä on yleensä hyväksyttävää löydettäessä patognomoninen merkki tai oire, jolloin on lähes varmaa, että kohdetila on läsnä; tai ilman löytää sine qua non merkki tai oire, jolloin on lähes varmaa, että kohdetila on poissa.

todellisuudessa ehdon olemassaolon Subjektiivinen todennäköisyys ei kuitenkaan koskaan ole täsmälleen 0 tai 100%. On kuitenkin olemassa useita systemaattisia menetelmiä tämän todennäköisyyden arvioimiseksi. Tällaiset menetelmät perustuvat yleensä siihen, että testi on aiemmin tehty vertailuryhmälle, jossa tilan esiintyminen tai puuttuminen on tiedossa (tai ainakin arvioitu toisella erittäin tarkaksi katsotulla testillä, kuten ”Gold standardilla”), jotta testin suoritustaso voidaan määrittää. Näitä tietoja käytetään myöhemmin minkä tahansa menetelmällä testatun yksilön testituloksen tulkitsemiseen. Vertailuryhmäpohjaisten menetelmien vaihtoehtona tai täydennyksenä voidaan verrata testitulosta samalle yksilölle aiemmin tehtyyn testiin, mikä on yleisempää seurantatesteissä.

tärkeimpiin systemaattisiin viiteryhmäpohjaisiin menetelmiin testin jälkeisen todennäköisyyden arvioimiseksi kuuluvat seuraavassa taulukossa esitetyt ja vertailtavat menetelmät, joita kuvataan tarkemmin alla olevissa yksittäisissä jaksoissa.

ennustearvoilla

Ennustearvoilla voidaan arvioida yksilön testin jälkeinen todennäköisyys jos testiä edeltävän todennäköisyyden voidaan olettaa olevan suurin piirtein yhtä suuri kuin esiintyvyys viiteryhmässä, josta on saatavilla sekä testituloksia että tietoa tilan (esimerkiksi ”Gold standardilla” mahdollisesti määritetyn sairauden) esiintymisestä tai puuttumisesta.

Jos testitulos on binääriluokitusta joko positiivisiin tai negatiivisiin testeihin, voidaan tehdä seuraava taulukko:

testiä edeltävä todennäköisyys voidaan laskea kaavasta seuraavasti:

Pretest probability = (True positive + False negative) / kokonaisnäyte

myös tässä tapauksessa positiivinen testin jälkeinen todennäköisyys (todennäköisyys sille, että tavoitetila on positiivinen, jos testi osoittautuu positiiviseksi) on numeerisesti yhtä suuri kuin positiivinen ennustearvo, ja negatiivinen testin jälkeinen todennäköisyys (todennäköisyys sille, että tavoitetila on negatiivinen, jos testi osoittautuu negatiiviseksi) täydentää numeerisesti negatiivista ennustearvoa ( = 1 -) olettaen jälleen, että testattava yksilö ei on muita riskitekijöitä, jotka johtavat siihen, että henkilö ottaa testin positiivisten ja negatiivisten ennustearvojen määrittämiseen käytetty vertailuryhmä poikkeaa testiä edeltävästä todennäköisyydestä.

yllä olevassa kaaviossa tämä positiivinen todennäköisyys testin jälkeen eli positiiviselle testitulokselle annetun tavoitetilan posttestitodennäköisyys lasketaan seuraavasti:

positiivinen positiivitodennäköisyys = tosi positiiviset / (tosi positiiviset + väärät positiiviset)

samoin:

testin jälkeinen todennäköisyys saada negatiivinen tulos lasketaan seuraavasti:

negatiivinen posttest-todennäköisyys = False negatives / (False negatives + True negatives)

yllä olevien yhtälöiden paikkansapitävyys riippuu myös siitä, että perusjoukosta otetussa otoksessa ei ole merkittävää otantaharhaa, jonka vuoksi ne ryhmät, joilla on ehto, ja ne, jotka eivät ole merkittävästi suhteettomia vastaavaan esiintyvyyteen ja ”ei-prevalenssiin” populaatiossa. Yllä olevat yhtälöt eivät siis päde pelkällä tapauskontrollitutkimuksella, jossa kerätään erikseen yksi ryhmä ehdon kanssa ja yksi ryhmä ilman sitä.

todennäköisyysarvolla

edellä mainittuja menetelmiä ei voida käyttää, jos pretest-todennäköisyys poikkeaa esiintyvyydestä vertailuryhmässä, jota käytetään muun muassa testin positiivisen ennustearvon määrittämiseen. Tällainen ero voi syntyä, jos ennen testiä tehdään toinen testi tai jos diagnostiikkaan osallistuva henkilö katsoo, että on käytettävä toista esitodennäköisyyttä, koska hänellä on tietoa esimerkiksi erityisistä vaivoista, muista sairaushistorian elementeistä tai lääkärintarkastuksessa tehdyistä löydöksistä, joko laskemalla jokainen havainto testinä itsessään, jolla on oma herkkyytensä ja spesifisyytensä, tai ainakin tekemällä karkea arvio yksittäisestä testiä edeltävästä todennäköisyydestä.

näissä tapauksissa esiintyvyys viiteryhmässä ei ole täysin tarkka kuvaamaan yksilön testiä edeltävää todennäköisyyttä, ja näin ollen ennustearvo (positiivinen tai negatiivinen) ei ole täysin tarkka kuvaamaan yksilön testauksen jälkeistä todennäköisyyttä saada tavoitetila.

näissä tapauksissa jälkitodennäköisyys voidaan arvioida tarkemmin käyttämällä testin todennäköisyyssuhdetta. Todennäköisyyssuhde lasketaan testin herkkyydestä ja spesifisyydestä, joten se ei riipu esiintyvyydestä viiteryhmässä eikä myöskään muutu testiä edeltävän todennäköisyyden muuttuessa toisin kuin positiiviset tai negatiiviset ennustearvot (jotka muuttuisivat). Itse asiassa myös todennäköisyyssuhteesta määritetyn testin jälkeisen todennäköisyyden pätevyys ei ole altis otantaharhalle niiden osalta, joilla on ehto populaationäytteessä ja joita ei ole, ja se voidaan tehdä tapauskontrollitutkimuksena, johon kootaan erikseen ne, joilla on ehto ja joita ei ole.

testin jälkeisen todennäköisyyden estimointi testiä edeltävästä todennäköisyydestä ja todennäköisyyssuhteesta menee seuraavasti:

• Pretest odds = (Pretest probability / (1 – Pretest probability)
• Postttest odds = Pretest odds * Todennäköisyyssuhde

yllä olevassa yhtälössä positiivinen testin jälkeinen todennäköisyys lasketaan todennäköisyyssuhteella positiivinen ja negatiivinen testin jälkeinen todennäköisyys lasketaan todennäköisyyssuhteella negatiivinen.

• Posttest todennäköisyys = Posttest kertoimet / (Posttest kertoimet + 1)

Fagan-nomogrammi

relaatiota voidaan arvioida myös niin sanotulla Fagan-nomogrammilla (kuvassa oikealla) tekemällä suora viiva annetun testiä edeltävän todennäköisyyden pisteestä annettuun todennäköisyyssuhteeseen asteikoissaan, jotka puolestaan arvioivat testin jälkeisen todennäköisyyden pisteessä, jossa kyseinen suora leikkaa asteikkonsa.

testin jälkeistä todennäköisyyttä voidaan puolestaan käyttää testiä edeltävänä todennäköisyytenä lisätesteissä, jos se lasketaan edelleen samalla tavalla.

• ennen testiä ja sen jälkeen sattuvia todennäköisyyksiä koskeva kaavio, jossa vihreä käyrä (ylempi vasen puolisko) edustaa positiivista testiä ja punainen käyrä (alempi oikea puolisko) negatiivista testiä 90 prosentin herkkyydellä ja 90 prosentin spesifisyydellä, mikä vastaa todennäköisyyssuhdetta positiivinen 9 ja todennäköisyyssuhde negatiivinen 0,111. Vihreiden nuolten pituus kuvaa absoluuttisen (eikä suhteellisen) todennäköisyyden muutosta positiivisella testillä, ja punaiset nuolet kuvaavat absoluuttisen todennäköisyyden muutosta negatiivisella testillä.
  nuolten pituudesta voidaan nähdä, että pienillä testiä edeltävillä todennäköisyyksillä positiivinen testi antaa suuremman muutoksen absoluuttisessa todennäköisyydessä kuin negatiivinen testi (ominaisuus, joka on yleensä voimassa niin kauan kuin spesifisyys ei ole paljon suurempi kuin herkkyys). Vastaavasti suurilla testiä edeltävillä todennäköisyyksillä negatiivinen testi antaa suuremman muutoksen absoluuttisessa todennäköisyydessä kuin positiivinen testi (ominaisuus, joka on yleensä voimassa niin kauan kuin herkkyys ei ole paljon suurempi kuin spesifisyys).

• ennen ja jälkeen testin todennäköisyyksien suhde eri todennäköisyyssuhteen positiivisiin (ylempi vasen puolisko) ja eri todennäköisyyssuhteen negatiivisiin (alempi oikea puolisko).

on mahdollista laskea todennäköisyyssuhteet testeille, joissa on jatkuvia arvoja tai enemmän kuin kaksi tulosta, mikä on samanlainen kuin dikotomisten tulosten laskeminen. Tätä varten lasketaan erillinen todennäköisyyssuhde jokaiselle testituloksen tasolle, ja sitä kutsutaan intervalli-tai osittekohtaisiksi todennäköisyyssuhteiksi.

ExampleEdit

henkilö seulottiin ulosteen piilevän veren testillä (FOB), jotta voitiin arvioida kyseisen henkilön todennäköisyys saada suolistosyövän tavoitetila, ja tulos oli positiivinen (verta havaittiin ulosteessa). Ennen testiä kyseisellä henkilöllä oli testiä edeltävä todennäköisyys sairastua esimerkiksi suolistosyöpään 3% (0,03), mikä olisi voitu arvioida esimerkiksi kyseisen henkilön sairaushistorian, tutkimusten ja aiempien testien perusteella.

herkkyys, spesifisyys jne. FOB testi perustettiin populaationäytteellä 203 henkilöä (ilman tällaista perinnöllisyyttä), ja putosi seuraavasti:

tästä voidaan määrittää testin todennäköisyyssuhteet:

1. Todennäköisyyssuhde positiivinen = herkkyys / (1-spesifisyys) = 66.67% / (1 − 91%) = 7.4
2. Todennäköisyyssuhde negatiivinen = (1-herkkyys) / spesifisyys = (1 − 66.67%) / 91% = 0.37

• Pretest todennäköisyys (tässä esimerkissä) = 0.03
• Pretest kertoimet = 0.03 / (1 – 0.03) = 0.0309
• Positive posttest kertoimet = 0.0309 * 7.4 = 0.229
• positiivinen posttest-todennäköisyys = 0.229 / (0.229 + 1) = 0.186 tai 18.6%

siten, että yksilö on testin jälkeen todennäköisyys (tai” testin jälkeen riski”) on 18,6% saada suolistosyöpä.

esiintyvyys perusotoksessa lasketaan seuraavasti:

• prevalenssi = (2 + 1) / 203 = 0.0148 tai 1.48%

yksilön todennäköisyys ennen testiä oli yli kaksi kertaa suurempi kuin populaationäytteen todennäköisyys, vaikka yksilön todennäköisyys testin jälkeen oli alle kaksi kertaa suurempi kuin populaationäytteen todennäköisyys (joka on arvioitu testin positiivisella ennustearvolla 10%), toisin kuin se, mikä olisi tuloksena epätarkemmalla menetelmällä, jossa suhteelliset riskit yksinkertaisesti kerrottaisiin.

erityisiä epätarkkuuslähteitä

erityisiä epätarkkuuslähteitä käytettäessä todennäköisyyssuhdetta testin jälkeisen todennäköisyyden määrittämiseen ovat häiriöt taustatekijöihin tai aikaisempiin testeihin tai testitavoitteiden päällekkäisyys, kuten jäljempänä selitetään:

häiriöitä testeditin kanssa

testin jälkeistä todennäköisyyttä, joka on arvioitu testiä edeltävästä todennäköisyyssuhteesta, on käsiteltävä varoen yksilöillä, joilla on muita taustatekijöitä (kuten riskitekijöitä) kuin yleisväestöllä, sekä yksilöillä, joille on tehty aikaisempia testejä, koska tällaiset tekijät tai testit voivat vaikuttaa myös itse testiin ennalta arvaamattomilla tavoilla aiheuttaen silti epätarkkoja tuloksia. Esimerkki riskitekijä lihavuus on, että lisää vatsan rasvaa voi vaikeuttaa tunnustella vatsan elinten ja vähentää päätöslauselmaa vatsan ultraäänitutkimuksessa, ja samoin, jäännös barium kontrasti edellisestä röntgenkuvaus voi häiritä myöhemmin vatsan tutkimukset, itse asiassa vähentää herkkyyksiä ja erityispiirteet tällaisten myöhempien testien. Toisaalta interferenssin vaikutus voi mahdollisesti parantaa myöhempien testien tehoa verrattuna vertailuryhmän käyttöön, esimerkiksi jotkut vatsatutkimukset ovat helpompia, kun ne tehdään alipainoisille.

testien päällekkäisyys

lisäksi laskelmien paikkansapitävyys mahdollisen testiä edeltävän todennäköisyyden perusteella riippuu siitä, että kyseiset kaksi testiä eivät ole merkittävästi päällekkäisiä testattavan kohdeparametrin suhteen, kuten verikokeet aineista, jotka kuuluvat yhteen ja samaan häiriintyneeseen metaboliareittiin. Esimerkki tällaisen päällekkäisyyden ääripäästä on, kun herkkyys ja spesifisyys on osoitettu ”substanssi X”: n toteavalle verikokeelle ja samoin ”substanssi Y”: n havaitsemiselle. Jos itse asiassa ”substanssi X” ja ”substanssi Y” ovat yksi ja sama aine, kahden peräkkäisen kokeen tekemisellä yhdelle ja samalle aineelle ei välttämättä ole lainkaan diagnostista arvoa, vaikka laskelma näyttääkin osoittavan eroa. Edellä kuvatusta interferenssistä poiketen testien päällekkäisyyksien lisääntyminen vain heikentää niiden tehoa. Lääketieteellisessä ympäristössä diagnostista pätevyyttä lisätään yhdistämällä eri modaliteettien testejä, jotta vältyttäisiin huomattavilta päällekkäisyyksiltä esimerkiksi verikokeiden, koepalan ja röntgenkuvan yhdistelmässä.

menetelmät epätarkkuuksien poistamiseksi

jotta tällaiset epätarkkuuden lähteet voitaisiin välttää käyttämällä todennäköisyyssuhteita, optimaalinen menetelmä olisi koota suuri vertailuryhmä vastaavista yksilöistä, jotta voidaan määrittää erilliset ennustearvot testin käytölle tällaisilla yksilöillä. Kuitenkin enemmän tietoa yksilön sairaushistoria, lääkärintarkastus ja edellinen testi jne. tämä yksilö erilaistuu, ja on yhä vaikeampaa löytää vertailuryhmä, joka määrittää räätälöidyt ennustearvot, jolloin testin jälkeisen todennäköisyyden estimointi ennustearvoilla on mitätöntä.

toinen menetelmä tällaisten epätarkkuuksien poistamiseksi on testituloksen arviointi diagnostisten kriteerien yhteydessä, kuten seuraavassa jaksossa kuvataan.

suhteellisella riskillä

testin jälkeinen todennäköisyys voidaan joskus arvioida kertomalla testiä edeltävä todennäköisyys testin antamalla suhteellisella riskillä. Kliinisessä käytännössä tätä käytetään yleensä arvioitaessa potilaan sairaushistoriaa, jossa” testi ” on yleensä kysymys (tai jopa oletus) erilaisista riskitekijöistä, esimerkiksi sukupuolesta, tupakoinnista tai painosta, mutta se voi olla merkittävä testi, kuten henkilön asettaminen punnitusasteikkoon. Suhteellisia riskejä käytettäessä tuloksena oleva todennäköisyys on yleensä pikemminkin verrannollinen siihen, että yksilö kehittää tilan tietyn ajan kuluessa (samalla tavalla kuin esiintyvyys populaatiossa), sen sijaan, että se olisi yksilön todennäköisyys saada tila nykyhetkessä, mutta voi välillisesti olla estimaatti jälkimmäisestä.

riskisuhdetta voidaan käyttää jokseenkin samalla tavalla kuin suhteellista riskiä.

yksi riskitekijä

suhteellisen riskin määrittämiseksi altistuneen ryhmän riski jaetaan altistumattoman ryhmän riskillä.

jos otetaan huomioon vain yksi yksilön riskitekijä, testin jälkeinen todennäköisyys voidaan arvioida kertomalla suhteellinen riski kontrolliryhmän riskillä. Kontrolliryhmä edustaa yleensä altistunutta väestöä, mutta jos hyvin pieni osa altistuneesta väestöstä altistuu, yleisväestön esiintyvyyden voidaan usein olettaa olevan sama kuin kontrolliryhmän esiintyvyyden. Tällöin testin jälkeinen todennäköisyys voidaan arvioida kertomalla suhteellinen riski yleisväestön riskillä.

esimerkiksi Yhdistyneessä kuningaskunnassa 55-59-vuotiaiden naisten rintasyöpätapausten on arvioitu olevan noin 280 tapausta 100 000: ta kohti vuodessa, ja riskitekijä, joka liittyy suuren annoksen ionisoivaa säteilyä rintaan (esimerkiksi muiden syöpien hoitona), antaa suhteellisen riskin sairastua rintasyöpään 2, 1-4, 0: ssa verrattuna tutkimattomaan. Koska vain pieni osa väestöstä altistuu, voidaan olettaa, että esiintyvyys altistamattomassa väestössä on sama kuin yleisväestössä. Tämän jälkeen voidaan arvioida, että Yhdistyneessä kuningaskunnassa 55-59-vuotiaalla naisella, joka on altistunut suuriannoksiselle ionisoivalle säteilylle, pitäisi olla vuoden aikana 588-1120 rintasyöpäriski 100 000: sta (eli 0,6-1,1 prosenttia).

Moniriskitekijät

teoreettisesti kokonaisriski useiden riskitekijöiden esiintyessä voidaan karkeasti arvioida kertomalla kullakin suhteellisella riskillä, mutta se on yleensä paljon epätarkempi kuin todennäköisyyssuhteiden käyttäminen, ja se tehdään yleensä vain siksi, että se on paljon helpompi suorittaa, kun annetaan vain suhteellisia riskejä, verrattuna esimerkiksi siihen, että lähdetiedot muunnetaan herkiksi ja erityisiksi ja lasketaan todennäköisyyssuhteilla. Samoin kirjallisuudessa esitetään usein todennäköisyyssuhteiden sijaan suhteelliset riskit, koska edellinen on intuitiivisempi. Suhteellisten riskien kertomisen epätarkkuuden lähteitä ovat:

• suhteellisiin riskeihin vaikuttaa sairauden esiintyvyys viiteryhmässä (toisin kuin todennäköisyyssuhteet, jotka eivät ole), ja tämä ongelma johtaa siihen, että testin jälkeisten todennäköisyyksien pätevyys heikkenee, kun ero vertailuryhmän esiintyvyyden ja testiä edeltävän todennäköisyyden välillä kasvaa yksittäisen henkilön osalta. Kaikki tunnetut riskitekijät tai henkilön aiemmat testit aiheuttavat lähes aina tällaisen eron, mikä vähentää suhteellisten riskien käyttöä arvioitaessa useiden riskitekijöiden tai testien kokonaisvaikutusta. Useimmat lääkärit eivät ota asianmukaisesti huomioon näitä esiintyvyyseroja tulkitessaan testituloksia, mikä voi aiheuttaa tarpeettomia testaus-ja diagnostisia virheitä.
• useiden suhteellisten riskien kertominen on epätarkkuuden lähde, kun otetaan huomioon vain positiiviset testit, koska se on omiaan yliarvioimaan kokonaisriskin verrattuna todennäköisyyssuhteiden käyttöön. Tämä yliarviointi voidaan selittää sillä, että menetelmällä ei pystytä kompensoimaan sitä, että kokonaisriski ei voi olla yli 100 prosenttia. Tämä yliarviointi on melko pieni pienten riskien osalta, mutta se on suurempi korkeampien arvojen osalta. Esimerkiksi Yhdistyneessä kuningaskunnassa naisten riski sairastua rintasyöpään Alle 40-vuotiaana on noin 2 prosenttia. Myös Ashkenazi-juutalaisilla tehdyt tutkimukset ovat osoittaneet, että BRCA1: n mutaatio aiheuttaa 21,6: n suhteellisen riskin sairastua rintasyöpään Alle 40-vuotiailla naisilla, ja BRCA2: n mutaatio antaa 3: n suhteellisen riskin.3 kehittyvästä rintasyövästä Alle 40-vuotiailla naisilla. Näiden tietojen perusteella voidaan arvioida, että naisella, jolla on BRCA1-mutaatio, olisi noin 40 prosentin riski sairastua rintasyöpään Alle 40-vuotiaana ja naisella, jolla on BRCA2-mutaatio, noin 6 prosentin riski. Kuitenkin melko epätodennäköisessä tilanteessa, jossa on sekä BRCA1-että BRCA2-mutaatio, yksinkertaisesti kertominen molemmilla suhteellisilla riskeillä johtaisi yli 140 prosentin riskiin sairastua rintasyöpään ennen 40-vuotiasta, mikä ei voi olla totta.

(viimeksi mainittu) yliarvioinnin vaikutus voidaan kompensoida muuntamalla riskit kertoimiksi ja suhteelliset riskit kertoimiksi. Tämä ei kuitenkaan korvaa (edellä mainittua) vaikutusta, joka aiheutuu yksittäisen henkilön ennen testiä antaman todennäköisyyden ja viiteryhmän esiintyvyyden välisestä erosta.

menetelmä, jolla kompensoidaan molemmat edellä mainitut epätarkkuuden lähteet, on määrittää suhteelliset riskit monimuuttujaregressioanalyysillä. Jotta voidaan kuitenkin pitää paikkansa, sellaisiksi todetut suhteelliset riskit on kerrottava kaikilla muilla riskitekijöillä samassa regressioanalyysissä ja ilman, että regressioanalyysin lisäksi lisätään muita tekijöitä.

lisäksi suhteellisten riskien kertomisessa on sama riski, että mukana olevien riskitekijöiden tärkeät päällekkäisyydet puuttuvat, samoin kuin todennäköisyyssuhteita käytettäessä. Myös erilaiset riskitekijät voivat toimia synergiassa, jolloin esimerkiksi kahdella tekijällä, joiden suhteellinen riski on 2, on suhteellinen kokonaisriski 6, Kun molemmat ovat läsnä, tai ne voivat estää toisiaan, jokseenkin samalla tavalla kuin todennäköisyyssuhteiden avulla kuvattu häiriö.

diagnostisten kriteerien ja kliinisten ennustussääntöjen mukaan

useimmissa merkittävissä sairauksissa on vahvistettu diagnostiset kriteerit ja/tai kliiniset ennustussäännöt. Diagnostisten kriteerien tai kliinisten ennustussääntöjen laatiminen koostuu monien sellaisten testien kattavasta arvioinnista, joita pidetään tärkeinä arvioitaessa kiinnostavan tilan todennäköisyyttä, joskus myös siitä, miten se jaetaan alaryhmiin, ja milloin ja miten tilaa hoidetaan. Tällainen määritys voi sisältää ennustearvojen, todennäköisyyssuhteiden sekä suhteellisten riskien käytön.

esimerkiksi systeemisen lupus erythematosuksen ACR-kriteerit määrittelevät diagnoosin siten, että 11 löydöksestä on vähintään neljä, joista jokaista voidaan pitää testin tavoitearvona, jolla on oma herkkyytensä ja spesifisyytensä. Tässä tapauksessa näiden kohdeparametrien testejä on arvioitu, kun niitä käytetään yhdessä, ottaen huomioon esimerkiksi niiden väliset häiriöt ja kohdeparametrien päällekkäisyydet.näin on pyritty välttämään epätarkkuuksia, joita muuten voisi syntyä, jos yritetään laskea taudin todennäköisyys käyttämällä yksittäisten testien todennäköisyyssuhteita. Sen vuoksi, jos taudille on vahvistettu diagnostiset kriteerit, on yleensä asianmukaisinta tulkita kyseisen tilan mahdollista testin jälkeistä todennäköisyyttä näiden kriteerien yhteydessä.

on myös olemassa riskinarviointityökaluja useiden riskitekijöiden yhdistetyn riskin arvioimiseksi, kuten Framinghamin sydäntutkimuksen verkkotyökalu sepelvaltimotaudin tulosten arvioimiseksi käyttämällä useita riskitekijöitä, mukaan lukien ikä, sukupuoli, veren rasva-arvot, verenpaine ja tupakointi, joka on paljon tarkempi kuin kertomalla kunkin riskitekijän yksittäiset suhteelliset riskit.

silti kokenut lääkäri voi arvioida testin jälkeisen todennäköisyyden (ja sen motivoimat toimet) laajalla tarkastelulla, johon kuuluvat kriteerit ja säännöt muiden aiemmin kuvattujen menetelmien lisäksi, sekä yksilölliset riskitekijät että tehtyjen testien tulokset.