R语言 | 生存分析之R包survival的单变量和多变量Cox回归

Posted 2021-04-18 生物空间站

生存分析之R包survival的单变量和多变量Cox回归

续前文 （Survival Analysis）。

在前文初步简介了生存分析的概念，以及展示了一种生存分析模型的使用。Kaplan-Meier是一种非参数的单变量分析方法，通过估计生存率以及中位生存时间，以生存曲线方式展示生存特征。通常，中位生存时间越长，或者曲线变化幅度平缓则代表着预后较好。Kaplan-Meier分析和对数秩检验（Log-rank test）的结合使用可用于比较两组或多组的生存曲线是否存在显著差异，评估关键的预后因素。

另一种方法是Cox回归模型（或称Cox比例风险回归模型，Cox proportional hazards regression model），它既适用于定量预测变量也适用于类别变量。此外，Cox回归模型扩展了生存分析方法：尽管Kaplan-Meier分析非常流行，但其一种局限性是只能用于单变量分析，相比之下，Cox回归模型可分析多种风险因素对生存的影响。

本篇继续简介Cox回归模型，及其在R语言中的计算方法。

    

Cox回归模型简介

  

Cox回归是医学研究中常用的统计回归模型，其原理是将生存时间与协变量联系起来（Cox, 1972）。例如在医学领域，期望寻求找出哪个（或哪些）协变量对患者的生存时间具有最重要的影响，Cox回归模型将建立患者的生存率和几个解释变量之间的关系，评估这些因素对生存时间的效应。

Cox回归模型无需生存时间有任何特定的分布，其假设不同变量对生存的影响随时间变化是恒定的，并且在特定范围内是累加的。

 

Cox回归执行式

Cox回归的执行式如下：

式中：t表示生存时间；h(t)是由一组p个协变量(x₁,x₂,…,x_p)确定的风险函数（hazard function）；系数(b₁,b₂,…,b_p)量化了协变量的影响（例如，效应的大小）；h₀称为基线风险（baseline hazard），如果所有x_i=0（即exp(x_i)=1），则它对应于风险值；h(t)中的“t”提醒我们，风险可能随时间而变化。

将上述公式进行对数转换后，可以变换为形似线性方程的结构：

因此，Cox回归模型可以视为风险与变量x_i的对数的多元线性回归，其中基线风险是一个随时间变化的“截距”项。

 

偏回归系数与风险的关系

Cox回归模型涉及检查每个自变量的系数，如b1、b2等，称之为偏回归系数。正回归系数意味着该变量值较高的患者存在高风险，即预后较差；负回归系数意味着该变量值较高的患者预后较好。

将偏回归系数作为自然对数的幂，即e^b，写作exp(b)，称为风险比（hazard ratio，HR）。因此，当HR>1（即b>0），意味着该变量值较高的患者存在高风险，即预后较差；当HR<1（即b<0），意味着该变量值较高的患者预后较好。

在临床上，也常将HR>1的自变量称之为坏的预后因子，将HR<1的自变量称之为好的预后因子。

    

R包survival的Cox回归模型

  

类似前文，R包survival中也提供了执行Cox回归模型的方法，本篇继续以survival包的方法为例展示。

 

示例数据

survival包的内置数据集lung，为NCCTG（North Central Cancer Treatment Group）的肺癌患者临床资料数据。

library(survival)
 
#示例数据，详情 ?lung
data(lung)
head(lung)

该数据集中记录了228例晚期肺癌患者的生存时间（time，单位为天）、生存状态（status，1为在世，2为去世）以及其它状态特征，例如年龄（age）、性别（sex，1为男性，2为女性）等，详情?lung查看帮助文档中的简介即可。

 

单变量Cox回归（对于分类变量）

首先期望比较男性与女性肺癌患者的生存率是否具有显著不同，此时可通过单变量Cox回归来解决。（单变量生存分析中的另一种常用方法Kaplan-Meier分析，可）

指定指定数据集中的生存时间（time）、患者生存状态（status）以及分组（sex，性别）等执行单变量Cox回归。

注：尽管分组是分类变量，但仍需要以1、2等连续的离散数值表示。

#单变量 Cox 回归，详情 ?coxph
#生存时间与性别（分类变量）的关系
cox_sex <- coxph(Surv(time, status) ~ sex, data = lung)
cox_sex
 
summary(cox_sex)
 
#结果提取，例如
#names(summary(cox_sex))
summary(cox_sex)$coefficients  #变量的回归系数、p 值等
summary(cox_sex)$logtest  #Likelihood ratio test 的统计量、p 值等
summary(cox_sex)$waldtest  #Wald test 的统计量、p 值等
summary(cox_sex)$sctest  #Score (logrank) test 的统计量、p 值等

结果的下方，给出了三种类型的检验p值（Likelihood ratio test、Wald test、Score (logrank) test），它们所示的是整个回归方程的显著性，均显示p=0.001，结果非常显著，表明两组（男性和女性）患者之间的生存率具有显著差异。

评估变量的效应，查看上方的自变量的偏回归系数等指标。在单变量Cox回归中，单个自变量的显著性p值和整个回归方程p值是一致的。coef为偏回归系数，exp(coef)即代表了HR，这里HR<1，代表了随数值增大而风险降低。由于1代表了男性，2代表了女性，所以男性患者（组1）比女性患者（组2）的生存期更短，有理由认为男性肺癌患者比女性肺癌患者具有更差的预后，猜测原因可能与男性更多存在吸烟史有关（数据集中没体现）。

 

构建好的Cox回归模型可进一步用于预测患者风险。

如下示例，显示男性患者的风险明显大于女性患者。

#通过构建好的 Cox 回归模型执行风险预测
lung$risk_sex <- predict(cox_sex, type = 'risk')
head(lung$risk_sex)
 
library(ggplot2)
 
ggplot(lung, aes(factor(sex), risk_sex, color = factor(sex), label = risk_sex)) +
geom_point() +
scale_color_manual(values = c('blue', 'red'), limits = c('1', '2'), labels = c('male', 'female')) +
theme(panel.background = element_rect(fill = 'transparent', color = 'black'), 
    panel.grid = element_blank()) +
geom_text(vjust = -0.5, show.legend = FALSE)

 

对于生存曲线，可通过survminer包绘制，比较男性和女性患者的生存率。

注：以下过程实际上执行了一个，借助Kaplan-Meier的结果绘制生存曲线。

library(survminer)
 
#生存曲线和累积风险曲线
KM <- survfit(Surv(time, status) ~ sex, data = lung)  #先执行一个 Kaplan-Meier 分析
 
ggsurvplot(KM, conf.int = TRUE, palette = c('blue', 'red'), risk.table = TRUE, pval = TRUE)
ggsurvplot(KM, conf.int = TRUE, palette = c('blue', 'red'), fun = 'cumhaz')

曲线中同时显示了置信区间以及分位数时间段的生存患者数量等，便于我们比较。但需要注意的是，这里显示的p值实际上是Kaplan-Meier分析的p值，同样是非常显著的。

通过生存曲线以及风险曲线，可以直观看出男性肺癌患者比女性肺癌患者具有更差的预后，体现在生存曲线下降更快以及风险曲线上升更快。

 

单变量Cox回归（对于连续变量）

由于通常认为癌症与年龄密切相关，即老年人口存在更高的风险，因此年龄因素也是不可忽略的。接下来试图通过单变量Cox回归来探索患者生存时间与年龄的关系。

指定指定数据集中的生存时间（time）、患者生存状态（status）以及多个自变量（sex，性别以及age，年龄）等执行多变量Cox回归。

#生存时间与年龄（连续变量）的关系
cox_age <- coxph(Surv(time, status) ~ age, data = lung)
cox_age
 
summary(cox_age)

结果显示p<0.05，表明患者的生存时间确实与年龄存在关联。并由于exp(coef)>1，即代表了HR>1，表明风险随患者年龄增加而增加，高龄人群对应了更差的预后。

 

因为这种连续变量的情况下难以绘制生存曲线，我们不妨绘制散点图查看年龄和生存时间的关系。（以下表示方式可能有些不妥，但只是用于探索趋势，所以散点图+简单的线性回归线似乎仍是可行的）

#生存时间与年龄的散点图
ggplot(lung, aes(age, time, color = factor(status), shape = factor(status))) +
geom_point() +
scale_shape_manual(values = c(1, 16), limits = c('1', '2')) +
theme(panel.background = element_rect(fill = 'transparent', color = 'black'),
    panel.grid = element_blank()) +
geom_smooth(method = lm, se = FALSE, show.legend = FALSE)

通过观察，患者生存时间表现出随年龄增长而下降的趋势（关注status=2的趋势，这些是已经去世的患者；status=1是仍在世的患者，暂且忽略），同样透露着高龄人群存在更高风险。

类似地，通过已构建好的Cox回归模型执行风险预测，同样可以清楚地看到，患者风险随年龄增加而增加。

#通过构建好的 Cox 回归模型执行风险预测
lung$risk_age <- predict(cox_age, type = 'risk')
head(lung$risk_age)
 
ggplot(lung, aes(age, risk_age, color = age, shape = factor(status))) +
geom_point() +
scale_color_gradientn(colors = c('green', 'yellow', 'red')) +
scale_shape_manual(values = c(1, 16), limits = c('1', '2')) +
theme(panel.background = element_rect(fill = 'transparent', color = 'black'),
    panel.grid = element_blank())

 

多变量Cox回归

再来看一种考虑多组变量的情况。现在我们同时考虑性别和年龄与患者生存时间的关系，通过多变量Cox回归来解决。

指定指定数据集中的生存时间（time）、患者生存状态（status）以及将多个自变量（sex，性别以及age，年龄）等同时作为协变量执行多变量Cox回归。

#多变量 Cox 回归，详情 ?coxph
#多变量时，直接在执行式中以“+”相连即可
cox2 <- coxph(Surv(time, status) ~ sex+age, data = lung)
cox2
 
summary(cox2)

类似的，结果中给出了三种类型的检验p值（Likelihood ratio test、Wald test、Score (logrank) test），它们所示的是整个回归方程的显著性。根据p≤0.001可认为回归方程是统计学显著的，说明在多个自变量中包含了对生存时间具有影响的因素。

在多变量情况下，若评估各个自变量的相对效应，同样可关注上方偏回归系数那一栏，多变量情况下，比较各个自变量的回归p值。性别（sex）更为显著的，表明性别是患者之间生存期不同的主要因素，患者年龄次之，但作为协变量的情况下表现不明显（p>0.05）。

随后再审查偏回归系数等指标，关注exp(coef)信息，和上文中分别使用性别（sex）和年龄（age）的单变量Cox回归具有一致的趋势。性别（sex）的exp(coef)<1（即HR<1）,年龄的exp(coef)>1（即HR>1），表明男性肺癌患者比女性肺癌患者具有更差的预后，高龄人群可能存在更高的风险。

 

通过已构建好的Cox回归模型执行风险预测，观察两种自变量协同作用对患者风险的效应。可以看到，男性患者（sex=1）比女性患者（sex=2）具有更高的风险，并且均表现出随年龄增加而增加的趋势。

#通过构建好的 Cox 回归模型执行风险预测
lung$risk_sex_age <- predict(cox2, type = 'risk')
head(lung$risk_sex_age)
 
ggplot(lung, aes(age, risk_sex_age, color = factor(sex), shape = factor(status))) +
geom_point() +
scale_color_manual(values = c('blue', 'red'), limits = c('1', '2')) +
scale_shape_manual(values = c(1, 16), limits = c('1', '2')) +
theme(panel.background = element_rect(fill = 'transparent', color = 'black'),
    panel.grid = element_blank())

 

此外，还可通过survminer包绘制森林图，比较多变量的效应。

如下示例，对本次多变量Cox回归中的性别（sex）和年龄（age）的HR值以及p值等进行可视化。

#森林图，详情 ?ggforest
ggforest(cox2, main = 'hazard ratio', refLabel = 'reference', noDigits = 2)

 

关于多变量Cox回归中自变量的选择

对于多变量的情况，通常会考虑这样一个问题，就是选择怎样的变量组合是最合适的？以下提供几点参考。

首先可以根据各个自变量的p值进行评估，如果p值特别地大（非常不显著的情况），则表明这个变量作为协变量时效应不明显，可以考虑剔除它。

对比多个Cox模型的AIC值（Akaike信息准则）等信息。AIC会在给定模型的复杂性与其拟合优度之间进行权衡，可以将AIC值视为对应了模型的准确性，AIC值越小的模型表明越有可能准确地预测新数据。

#AIC 值获取，以上述结果为例
extractAIC(cox2)

简约性原则也是必需考虑的，也就是避免使用太多的自变量，尽可能使模型简约更利于解释。

    

参考资料

  

https://www.xlstat.com/en/solutions/features/cox-proportional-hazards-models

https://www.r-bloggers.com/cox-proportional-hazards-model/

http://dwoll.de/rexrepos/posts/survivalCoxPH.html

Cox DR (1972). Regression models and life tables (with discussion). J R Statist Soc B 34: 187–220

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