INTRODUCTIONThe evidence that neuro

INTRODUCTION
The evidence that neuroinflammation contributes to the pathogenesis of Parkinson’s disease is compelling.1 Microglial reaction2 and upregulation of inflammatory mediators3 are evident in the brains of patients with Parkinson’s disease, and a variety of non-steroidal anti-inflammatory drugs (NSAIDS) pro- vide neuroprotection in animal models.4-6 Although there is abundant epidemiological evidence of a pro- tective role for NSAIDs in the development of Alzhei- mer’s disease, there have been relatively few observational studies of NSAID use and the risk of Par- kinson’s disease. Most of these studies have found use of non-aspirin NSAIDs to be associated with a decreased risk of Parkinson’s disease,7-15 but one reported an increased risk.16 Aspirin use has been asso- ciated with a decreased risk of Parkinson’s disease in three studies,10 14 15 and either no effect or increased risk in three others.8 12 17 Information on the relation between duration of NSAID use and risk of Parkin- son’s disease is limited by the relatively short follow- up of most studies.
Analysis of drug effects in non-randomised studies requires careful consideration for the potential of con- founding. There are many chronic conditions asso- ciated with NSAID use, and an imbalance in these comorbidities between patients with Parkinson’s dis- ease and reference subjects may obscure the associa- tion between Parkinson’s disease and NSAIDs. Furthermore, Parkinson’s disease may cause pain and discomfort years before its diagnosis,18-20 creating an association with NSAIDs based on symptoms of the disease itself—a bias known as confounding by indication.
We investigated the relation between use of aspirin and non-aspirin NSAIDs and Parkinson’s disease in a large cohort of men with detailed prospective informa- tion on drug use and over 25 years of follow-up, with a methodological strategy designed to illustrate the influ- ence of confounding.
METHODS
The Physicians’ Health Study was a randomised trial of aspirin (325 mg every other day) and β carotene (50 mgon alternate days) for the primary prevention of cardio- vascular disease and cancer among 22 071 US male physicians. Detailed descriptions of the study design and findings have been published.21 22 At study entry in 1982, participants were between 40 and 84 years; had no history of cardiovascular disease, cancer, or other serious illness; and had no indication for or con- traindication to aspirin or non-aspirin NSAIDs. All participants were tolerant to a three month run-in phase of aspirin treatment. Baseline information was self reported and collected by a mailed questionnaire that asked about risk factors for disease as well as life- style variables. Ninety two per cent of the participants identified their ethnicity as white. Participants were sent follow-up questionnaires asking about study out- comes and other medical information, twice in the first year and then yearly. The aspirin arm was discontin- ued after an average of five years of follow-up because of a 44% risk reduction in myocardial infarction in the aspirin group.21 Post-trial follow-up is ongoing.23 We used follow-up information to 4 March 2008 in our analysis.Ascertainment of Parkinson’s disease
We identified all participants who reported a new diag- nosis of Parkinson’s disease on their annual survey between 1982 and 2008. To evaluate the accuracy of the self reporting of Parkinson’s disease, we performed a validation study using the available medical records of 73 participants who indicated a new diagnosis of Parkinson’s disease.24 In the Physicians’ Health Study, medical records were obtained for each reported study outcome (cardiac event, transient ischaemic attack, stroke, cancer, pulmonary embolism or death). A physician (JAD) evaluated the medical records of participants who reported Parkinson’s dis- ease before developing an outcome event. The records were then reviewed independently by two physicians with training in neurology (TK and GL).
The clinical diagnosis of Parkinson’s disease was considered valid if record review revealed one or more of
 Established diagnosis of Parkinson’s disease in the medical record or Parkinson’s disease as cause of death on the death certificate
 Current use of medication for Parkinson’s disease such as dihydroxyphenylalanine (DOPA) or a DOPA agonist
 Neurological examination with physical findings consistent with parkinsonism (at least two of rest tremor, rigidity, bradykinesia, and postural instability) with no evidence of a secondary cause of parkinsonism such as stroke, history of encephalitis, brain tumour, or neuroleptic treatment in the year before disease onset. Patients who developed dementia or severe dysautonomia within the first year of diagnosis were not considered valid cases of Parkinson’s disease
 Patient with a diagnosis of Parkinson’s disease who was followed by a neurologist or a movement disorders specialist.
Of the 73 patients with available medical records, the self reported diagnosis of Parkinson’s disease was found to be valid in 90% (66 patients). In 7% it was not possible to exclude a secondary cause of parkinsonism, and in only 3% was the diagnosis of Parkinson’s disease incorrect.
Ascertainment of controls
A participant was considered a control if he was free of self reported Parkinson’s disease at the time of the diag- nosis of the case (index date) and remained free of the disease for five years from the index date (to avoid the possibility of subclinical disease). However, we consid- ered participants a control if they died within five years of the index date from a cause other than Parkinson’s disease to avoid bias. We used information from the questionnaire closest to the index date to define comor- bidities and covariates for cases and controls. If this questionnaire was missing, information was imputed from prior questionnaires.
To better understand the influence of comorbidity in our analysis, we created two case-controls sets. In the first set, eligible controls were of the same age as the case. In the second set, participants were matched by age and by scores for confounding variables (compris- ing a modified Charlson comorbidity score, a score for indicators of NSAID use, and a score for side effects of NSAID use). Controls were selected from the study population in this manner: (a) we matched each case to all potential controls by age at baseline, (b) the date of the case diagnosis of Parkinson’s disease was assigned to each potential control as the index date, (c) the comorbidity score and two NSAID scores were calcu- lated for each control at the time of the index date, and (d) up to five matched controls were randomly chosen from all potential controls with the same confounder scores as the case.
Definition of confounder scores
The comorbidity score was calculated using a modified version of the Charlson comorbidity index, a scoring system for common comorbid conditions that is weighted according to mortality risk.25 As participants in the Physicians’ Health Study were apparently healthy at baseline, the score reflected total comorbid- ities accumulated between study entry and the index date. Myocardial infarction, stroke, and cancer were study end points and were confirmed by medical record review. Other conditions were self reported by the study participants. The Charlson index cate- gorises renal and liver disease as mild or as moderate to severe. Because we could not determine disease severity, we categorised all liver disease as mild and all renal disease as moderate to severe, as has been done in other modifications of the Charlson index.26 Solid tumours that were localised at presentation received a score of 2, while those that were metastatic received a score of 6.

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

แนะนำ
หลัก neuroinflammation ที่จัดสรรไปพยาธิกำเนิดของโรคพาร์กินสัน compelling.1 Microglial reaction2 และ upregulation ของ mediators3 อักเสบจะเห็นได้ชัดในสมองของผู้ป่วยโรคพาร์กินสัน และหลากหลายไม่แก้อักเสบยา (NSAIDS) pro - vide neuroprotection ในรูปแบบสัตว์4-6 มีมากมายความหลักฐานของบทบาท tective โปรสำหรับ NSAIDs ในการพัฒนาของโรค Alzhei แมร์ มีการศึกษาค่อนข้างน้อยสังเกตการณ์ของผลไม้ มักใช้และความเสี่ยงของโรคพาร์ kinson ส่วนใหญ่ของการศึกษาเหล่านี้ได้พบการใช้ NSAIDs ไม่ใช่แอสไพรินจะสัมพันธ์กับความเสี่ยงที่ลดลงของโรคพาร์กินสัน7-15 แต่หนึ่งรายงาน risk.16 เพิ่มการใช้แอสไพรินแล้ว asso-ciated กับความเสี่ยงที่ลดลงของโรคพาร์กินสันในการศึกษา 3, 10 14 15 และไม่มีผล หรือความเสี่ยงที่เพิ่มขึ้นใน others.8 3 12 ความสัมพันธ์ระหว่างระยะเวลาของผลไม้ มักใช้และความเสี่ยงของโรค Parkin สน 17 ข้อมูลถูกจำกัด ด้วยตามสายค่อนข้างสั้นส่วนใหญ่ศึกษา
วิเคราะห์ผลของยาในการศึกษาแบบ randomised ไม่ต้องพิจารณาอย่างถี่ถ้วนสำหรับศักยภาพของคอน - ก่อตั้ง มีหลายโรคเรื้อรัง asso-ciated กับผลไม้ มักใช้ และความไม่สมดุลใน comorbidities เหล่านี้ระหว่างผู้ป่วยกับโรคที่ง่ายและอ้างอิงเรื่องของพาร์กินอาจบดบังแอซโซเซียสเตรชันระหว่างโรคพาร์กินสันและ NSAIDs นอกจากนี้ โรคพาร์กินสันอาจทำให้เกิดความเจ็บปวด และความรู้สึกไม่สบายปีก่อนของการวินิจฉัย 18-20 สร้างความสัมพันธ์กับ NSAIDs ตามอาการของโรคเอง — อคติเป็น confounding โดยระบุ
เราตรวจสอบความสัมพันธ์ระหว่างการใช้แอสไพรินและไม่ใช่แอสไพริน NSAIDs และโรคพาร์กินสันใน cohort ขนาดใหญ่ของคนที่มีรายละเอียดผู้สนใจ informa-สเตรชัน ในการใช้ยา และติดตามผล ด้วยกลยุทธ์ methodological ที่ออกแบบมาเพื่อแสดง influ-ence ของ confounding กว่า 25 ปี
วิธี
การศึกษาสุขภาพการแพทย์ได้ทดลอง randomised แอสไพริน (325 มิลลิกรัมทุกวัน) และβนสูง (50 mgon สลับวันกัน) สำหรับการป้องกันหลักของหัวใจ - โรคหลอดเลือดและโรคมะเร็งในหมู่แพทย์ชายสหรัฐ 22 071 คำอธิบายรายละเอียดของการออกแบบการศึกษาและค้นพบได้รับ published.21 22 รายการศึกษาใน 1982 ร่วมอยู่ระหว่าง 40 และ 84 ปี มีไม่มีประวัติของโรคหลอดเลือดหัวใจ มะเร็ง หรือ โรคร้ายแรงอื่น ๆ และมีข้อบ่งชี้สำหรับไม่มีคอน traindication กับ NSAIDs ที่มีแอสไพรินหรือยาแอสไพริน ผู้เข้าร่วมทั้งหมดความอดทนระยะ run-in สามเดือนของแอสไพรินรักษาได้ ข้อมูลพื้นฐานได้ด้วยตนเองรายงาน และรวบรวม โดย mailed กล่าวถามเกี่ยวกับปัจจัยเสี่ยงโรคและวิถีชีวิตตัวแปร 90 2 ร้อยละของผู้เรียนที่ระบุเชื้อชาติของพวกเขาเป็นสีขาว ผู้เข้าร่วมได้รับติดตามมาถามเกี่ยวกับออกศึกษา - แบบสอบถามและข้อมูลอื่น ๆ ทางการแพทย์ สองครั้งในปีแรกและปีที่แล้ว แขนแอสไพรินถูก discontin ued หลังเฉลี่ยห้าปีของการติดตามผลเนื่องจากกล้ามเนื้อหัวใจตายในกลุ่มแอสไพรินลด 44% ความเสี่ยงติดตามผลหลังทดลอง 21 ongoing.23 เราใช้ 4 2551 มีนาคมติดตามข้อมูลในการวิเคราะห์ของเราได้Ascertainment โรคพาร์กินสัน
เราระบุผู้เข้าร่วมทั้งหมดที่รายงานการใหม่ diag nosis ของโรคพาร์กินสันในการสำรวจประจำปีระหว่างปี 1982 และปี 2008 เพื่อประเมินความถูกต้องของการรายงานตนเองของโรคพาร์กินสัน เราทำการศึกษาตรวจสอบการใช้ข้อมูลทางการแพทย์ว่างของผู้เข้าร่วม 73 ที่ระบุการวินิจฉัยใหม่ของพาร์กิน disease.24 ในการศึกษาสุขภาพการแพทย์ ระเบียนทางการแพทย์ได้รับสำหรับแต่ละผลการศึกษารายงาน (เหตุการณ์หัวใจ หัวใจขาดเลือดชั่วคราวโจมตี จังหวะ โรคมะเร็ง เครื่องระบบทางเดินหายใจ หรือตาย) แพทย์ (JAD) ประเมินข้อมูลทางการแพทย์ของผู้เข้าร่วมที่รายงานของพาร์กินโรคง่ายก่อนพัฒนาเหตุการณ์ผลที่ได้ ระเบียนได้แล้วตรวจสอบอย่างอิสระ โดยแพทย์สองด้วยการฝึกอบรมในประสาทวิทยา (TK และ GL) .
การวินิจฉัยทางคลินิกของโรคพาร์กินสันเขาก็ต้องตรวจทานบันทึกเปิดเผยน้อยหนึ่ง
ก่อตั้งขึ้นในการวินิจฉัยโรคในเวชระเบียนหรือโรคพาร์กินสันเป็นสาเหตุการตายในใบมรณบัตร
ปัจจุบันใช้ยาสำหรับโรคพาร์กินสันเช่น dihydroxyphenylalanine (DOPA) หรืออะโกนิสต์ที่ DOPA
ตรวจระบบประสาท มีการค้นพบจริงที่สอดคล้องกับ parkinsonism (น้อยสองเหลือสั่น ความแข็งแกร่ง bradykinesia และความไม่แน่นอนเนื้อ postural) กับของสาเหตุรองของ parkinsonism เช่นจังหวะ ประวัติของโรคไข้สมองอักเสบ สมอง เนื้องอกหรือรักษา neuroleptic ในปีก่อนเริ่มมีอาการของโรค ผู้พัฒนาสมองเสื่อมหรือ dysautonomia อย่างรุนแรงภายในปีแรกของการวินิจฉัยก็ถือว่าถูกต้องกรณีของโรคพาร์กินสัน
ความผิดปกติของผู้ป่วยกับการวินิจฉัยของโรคพาร์กินสันที่ด้วย neurologist ที่หรือเคลื่อนไหวผู้เชี่ยวชาญ
ผู้ป่วยของ 73 ระเบียนว่างแพทย์ ตนเองรายงานพบการวินิจฉัยโรคถูกต้อง 90% (ผู้ป่วย 66) ใน 7% ไม่สามารถแยกสาเหตุรองของ parkinsonism และเพียง 3% ถูกต้องการวินิจฉัยของโรคพาร์กินสัน
Ascertainment ควบคุม
ผู้เรียนถือเป็นตัวควบคุมถ้าเป็นอิสระของตนเองรายงานโรคเวลา diag-nosis กรณี (วันดัชนี) และยังคงฟรีโรคห้าปีจากวันดัชนี (เพื่อหลีกเลี่ยงความเป็นไปได้ของโรค subclinical) อย่างไรก็ตาม เราร่วม consid ered ควบคุมถ้าพวกเขาตายภายใน 5 ปีของวันดัชนีจากสาเหตุอื่นที่ไม่ใช่โรคพาร์กินสันเพื่อหลีกเลี่ยงความโน้มเอียง เราใช้ข้อมูลจากแบบสอบถามที่ใกล้เคียงกับวันดัชนีในการกำหนด comor bidities และ covariates สำหรับกรณีและปัญหาและควบคุม ถ้าแบบสอบถามนี้ได้สูญหาย ข้อมูลไม่ควาบจากแบบสอบถามก่อน
ให้ความเข้าใจอิทธิพลของ comorbidity ในการวิเคราะห์ของเรา เราสร้างสองกรณีควบคุมชุด ในชุดแรก ควบคุมสิทธิ์มีอายุเดียวกันเป็นกรณี ในชุดสอง คนถูกจับคู่ โดยอายุ และคะแนนสำหรับ confounding ตัวแปร (compris กำลังแก้ไข Charlson comorbidity คะแนน คะแนนในตัวบ่งชี้การใช้ผลไม้ มัก และคะแนนสำหรับผลข้างเคียงของผลไม้ มักใช้) ตัวควบคุมถูกเลือกจากประชากรศึกษาในลักษณะนี้: (ก) เราจับคู่กับแต่ละกรณีการควบคุมทั้งหมดเป็นไปตามอายุที่พื้นฐาน วัน (ข)การวินิจฉัยกรณีของโรคพาร์กินสันถูกกำหนดเพื่อควบคุมแต่ละอาจเป็นวันดัชนี คะแนน comorbidity (c) และสองคะแนนผลไม้ มักถูก calcu-lated สำหรับตัวควบคุมแต่ละเวลาของวันดัชนี, และ (d) ถึงห้าตัวควบคุมที่ตรงกันที่ถูกสุ่มเลือกจากควบคุมอาจเกิดขึ้นทั้งหมดกับคะแนน confounder เดียวเป็นกรณี
นิยามคะแนน confounder
คะแนน comorbidity ถูกคำนวณโดยใช้การปรับเปลี่ยนดัชนี Charlson comorbidity ระบบการให้คะแนนสำหรับเงื่อนไข comorbid ทั่วไปที่ถ่วงน้ำหนักตามความเสี่ยงของการตาย25 เป็นผู้เข้าร่วมการศึกษาสุขภาพการแพทย์ได้เห็นได้ชัดว่ามีสุขภาพดีที่พื้นฐาน คะแนนผลรวม comorbid-ities สะสมระหว่างรายการศึกษาและวันดัชนี กล้ามเนื้อหัวใจตาย โรคหลอดเลือดสมอง และโรคมะเร็งมีจุดสิ้นสุดของการศึกษา และได้รับการยืนยัน โดยตรวจสอบบันทึกทางการแพทย์ เงื่อนไขอื่น ๆ มีรายงานการศึกษาตนเอง Charlson ดัชนี cate gorises โรคไต และตับ เป็นไมลด์ หรือปานกลางถึงรุนแรง เนื่องจากเราไม่สามารถกำหนดความรุนแรงของโรค เราจัดให้ทั้งหมดโรคตับเป็นโรคที่ไม่รุนแรง และไตทั้งหมดเป็นปานกลางถึงรุนแรง เป็นแล้วในการปรับเปลี่ยนอื่น ๆ ของการ Charlson index.26 แข็งเนื้องอกที่ได้ไหนที่นำเสนอได้รับคะแนน 2 ในขณะที่ถูก metastatic รับคะแนน 6

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

บทนำ
หลักฐานที่ neuroinflammation มีส่วนช่วยในพยาธิกำเนิดของโรคพาร์กินสันเป็นลักษณ์ 1 microglial reaction2 ระหว่างอาการอักเสบและ mediators3 ประจักษ์แจ้งในสมองของผู้ป่วยพาร์กินสันและความหลากหลายของยาต้านอักเสบที่ไม่ใช่สเตียรอยด์ ( NSAIDs ) โปร - Vide ทั่วโลกในรูปแบบสัตว์แม้ว่าจะมีหลักฐานทางระบาดวิทยาระดับมากมายของ Pro - tective บทบาทแรกในการพัฒนาของโรค alzhei เมอ มีค่อนข้างน้อยการศึกษาสังเกตการณ์ใช้พูดและความเสี่ยงของโรคพาร์ - คินสัน ) ส่วนใหญ่ของการศึกษาเหล่านี้ได้พบการใช้แอสไพรินอาจไม่ต้องเกี่ยวข้องกับการลดความเสี่ยงของโรคพาร์กินสัน7 แต่รายงานเพิ่ม risk.16 ใช้แอสไพรินมีรศ - ciated กับลดลงความเสี่ยงของโรคพาร์กินสันในการศึกษา 3 10 14 15 และไม่มีผลกระทบหรือความเสี่ยงที่เพิ่มขึ้นใน 3 คน 8 12 17 ข้อมูลเกี่ยวกับความสัมพันธ์ระหว่างระยะเวลาที่ใช้พูดและความเสี่ยงของโรคพาร์กิน - ลูกชายถูก จำกัด โดย ค่อนข้างสั้นติดตาม
ศึกษามากที่สุดการวิเคราะห์ยา ผลในด้านการศึกษาไม่ต้องรอบคอบสำหรับศักยภาพของคอน - การก่อตั้ง มีหลายเงื่อนไขเรื้อรังรศ - ciated กับใช้พูดและความไม่สมดุลในโรคร่วมเหล่านี้ระหว่างผู้ป่วยพาร์กินสันโรค - อย่างง่ายดายและวิชาการอ้างอิงอาจปิดบัง ( พ่อพันธุ์ - tion ระหว่างโรคพาร์กินสัน และอร . นอกจากนี้โรคพาร์กินสันอาจทำให้เกิดความเจ็บปวดและความรู้สึกไม่สบายของปีก่อนการเริ่มสร้างความสัมพันธ์กับอรตามอาการของโรค itself-a อคติเรียกว่า confounding
โดยบ่งชี้ศึกษาความสัมพันธ์ระหว่างการใช้แอสไพรินและไม่ใช่แอสไพรินอรและโรคพาร์กินสันในหมู่คนใหญ่ของผู้ชายที่มีอนาคต Informa tion - รายละเอียดเกี่ยวกับการใช้ยาเสพติดและกว่า 25 ปีของการติดตามผล ด้วยวิธีการ กลยุทธ์ ที่ออกแบบมาเพื่อแสดงให้เห็นถึง influ - อิทธิพล ( ของ confounding

วิธีการ .การศึกษาสุขภาพของแพทย์ คือ สามารถใช้แอสไพริน ( 325 มก. ทุก ๆ วัน ) และบีตาแคโรทีน ( 50 mgon วันอื่น ) สำหรับการป้องกันของโรคหลอดเลือดหัวใจและมะเร็ง ระหว่าง 22 - 071 เราเพศชายแพทย์ รายละเอียดของการศึกษาการออกแบบและวิเคราะห์ได้ 22 published.21 ศึกษารายการในปี 1982 จำนวนระหว่าง 40 และ 84 ปีไม่มีประวัติโรคหัวใจและหลอดเลือด โรคมะเร็ง หรือโรคร้ายแรง และไม่มีข้อบ่งชี้หรือคอน - traindication กับแอสไพรินหรือยาแก้ปวดอาจไม่ใช่ . ผู้เข้าร่วมทั้งหมดมีความทนทานต่อสามเดือน วิ่งใน เฟสของแอสไพรินรักษา ข้อมูลพื้นฐาน คือ การรายงานของตนเองและรวบรวมข้อมูลโดยส่งแบบสอบถามที่ถามเกี่ยวกับปัจจัยเสี่ยงของโรครวมทั้งชีวิต - ตัวแปรลักษณะเก้าสิบสองเปอร์เซ็นต์ของผู้เข้าร่วมที่ระบุเผ่าพันธุ์ของพวกเขาเป็นสีขาว ผู้เข้าร่วมถูกส่งไปติดตามแบบสอบถามเกี่ยวกับการศึกษาออกมา และข้อมูลทางการแพทย์อื่น ๆ สองปีแรก และปี แอสไพรินแขน discontin - ued หลังจากเฉลี่ยของห้าปีของการติดตามเพราะเป็น 44 % ลดความเสี่ยงในโรคกล้ามเนื้อหัวใจขาดเลือดในกลุ่มแอสไพริน21 โพสต์คดีติดตาม ongoing.23 เราใช้ข้อมูลติดตาม 4 มีนาคม 2008 ในการวิเคราะห์ของเรา วิธีการค้นหาของโรคพาร์กินสัน
เราระบุผู้ที่รายงานใหม่ - nosis diag ของโรคพาร์กินสันในการสำรวจระหว่างปี 1982 และปี 2551 เพื่อประเมินความถูกต้องของตนเอง รายงานของโรคพาร์กินสันเราได้ทำการตรวจสอบการใช้บริการทางการแพทย์บันทึกของ 73 ผู้พบการวินิจฉัยใหม่ของพาร์กินสัน disease.24 ในการศึกษาสุขภาพของแพทย์ บันทึกทางการแพทย์ที่ได้รับสำหรับแต่ละรายงานผลการศึกษาโรคหัวใจ ( กิจกรรม , กัลปพฤกษ์ , จังหวะ , มะเร็ง , ภาวะลิ่มเลือดอุดตันในปอด หรือตาย )แพทย์ ( จ๊าด ) ประเมินเวชระเบียนของผู้รายงานโรคพากินสัน จากความสะดวก ก่อนการพัฒนา ผลของเหตุการณ์ ประวัติ แล้วดูอย่างอิสระโดยแพทย์ที่มีการฝึกอบรมในระบบประสาท ( TK และ GL )
การวินิจฉัยทางคลินิกโรคพาร์กินสันก็ถือว่าใช้ได้ ถ้าทบทวนบันทึกพบหนึ่งหรือมากกว่าของ
 ก่อตั้งการวินิจฉัยโรคพาร์กินสันในเวชระเบียน หรือโรคพาร์กินสันเป็นสาเหตุการตายในหนังสือรับรองการตาย
 ปัจจุบันใช้ยาพาร์กินสันโรค เช่น ปิตุราช ( โด ) หรือปิดด้วย
 ระบบประสาทการค้นพบทางกายภาพที่สอดคล้องกับสมใจ ( อย่างน้อยสองของส่วนที่เหลือสั่นเกร็ง หน้าที่การสอบถาม ,ท่าทางไม่มั่นคง ) และไม่มีหลักฐานของสาเหตุรองของพาร์กินโซนิซึมเช่นโรคหลอดเลือดสมอง , ประวัติของ สมองอักเสบ เนื้องอกสมอง หรือ neuroleptic รักษาในปีก่อนเกิดโรค ผู้ป่วยที่พัฒนาสมองเสื่อมหรือ dysautonomia รุนแรงภายในปีแรกของการวินิจฉัยไม่ถือว่าถูกต้อง กรณีของโรคพาร์กินสัน
 ผู้ป่วยที่มีการวินิจฉัยสาเหตุของโรคที่ตามมา โดยนักประสาทวิทยาหรือเคลื่อนไหวผิดปกติ ผู้เชี่ยวชาญ .
ของ 73 ผู้ป่วยเวชระเบียนของตนเองรายงานการวินิจฉัยสาเหตุของโรคได้ถูกต้องใน 90 % ( 66 คน ) 7 % มันเป็นไปไม่ได้ที่จะแยกสาเหตุของพาร์กินโซนิซึมทุติยภูมิ ,และในเพียง 3 % การวินิจฉัยโรคพาร์กินสันที่ไม่ถูกต้อง มกุฎราชกุมารีแห่งการควบคุม

เป็นผู้ได้รับการพิจารณา ควบคุม ถ้าเขาเป็นฟรีของตนเองรายงานสาเหตุของโรคในช่วงเวลาของการ diag - nosis ของคดี ( วันที่ดัชนี ) และยังคงฟรีของโรคเป็นเวลาห้าปีจากวันที่ดัชนีเพื่อหลีกเลี่ยงความเป็นไปได้ของโรคซับคลินิเคิล ) อย่างไรก็ตามเรา consid - เรด ผู้เข้าร่วมการควบคุมถ้าพวกเขาตายภายในห้าปีของวันที่ดัชนีจากสาเหตุอื่นที่ไม่ใช่สาเหตุของโรค เพื่อหลีกเลี่ยงอคติ . เราใช้ข้อมูลจากแบบสอบถามใกล้วันที่ดัชนีกำหนด comor - bidities ความรู้และกรณีและการควบคุม ถ้าแบบสอบถามนี้หายไป ข้อมูลที่ได้จากแบบสอบถาม
ใดๆก่อนเพื่อให้เข้าใจถึงอิทธิพลของกฤษณาในการวิเคราะห์ของเรา เราสร้างสองชุด กรณีการควบคุม ในชุดแรก คือ การควบคุมสิทธิของอายุเช่นเดียวกับกรณี ในเซ็ตที่สอง ผู้เข้าร่วมถูกจับคู่โดยอายุ โดยคะแนน ( รวมทั้งตัวแปร confounding - ing ดัดแปลง charlson กฤษณาคะแนน คะแนนตัวชี้วัดที่ใช้พูดและคะแนนสำหรับผลข้างเคียงของการใช้มา )การควบคุมจำนวนประชากร ในลักษณะนี้ คือ ( 1 ) เราคู่กันแต่ละกรณีเพื่อการควบคุมที่มีศักยภาพทั้งหมด โดยอายุที่ baseline ( ข ) วันที่ของกรณีการวินิจฉัยของโรคพาร์กินสันได้มอบหมายให้แต่ละศักยภาพการควบคุมเช่นวันที่ดัชนี ( C ) กฤษณาคะแนนสองคะแนน calcu - พูดสายสำหรับแต่ละควบคุมเวลาของวันที่ดัชนี( ง ) ถึงห้าคู่การควบคุมถูกสุ่มเลือกจากศักยภาพทั้งหมดควบคุมด้วยคะแนน confounder เช่นเดียวกับกรณี .

ความหมายของคะแนน confounder กฤษณาคะแนนคำนวณใช้รุ่นที่ปรับเปลี่ยนของ charlson กฤษณาดัชนี เป็นระบบการให้คะแนน เพื่อร่วมกัน comorbid เงื่อนไขที่ถ่วงน้ำหนักตามความเสี่ยงการตาย25 เป็นผู้เข้าร่วมในการศึกษาสุขภาพของแพทย์ เป็น apparently สุขภาพที่สะท้อนพื้นฐาน คะแนนรวม comorbid - ities เข้าศึกษาและสะสมระหว่างวันดัชนี กล้ามเนื้อหัวใจขาดเลือด , โรคหลอดเลือดสมอง และโรคมะเร็ง คือจุดจบการศึกษาและได้รับการยืนยันโดยการตรวจสอบบันทึกทางการแพทย์ เงื่อนไขอื่น ๆ รายงานของตนเอง โดยผู้เข้าร่วมการศึกษาการ charlson ดัชนีเคท - gorises โรคไตและตับเป็นอ่อนหรือปานกลางถึงรุนแรง เพราะเราไม่สามารถกำหนดความรุนแรงของโรค เราแบ่งตับโรคไตโรคไม่รุนแรงและปานกลางถึงรุนแรงที่ได้รับการทำในการปรับเปลี่ยนอื่น ๆของ charlson index.26 แข็งเนื้องอกที่ต่อมลูกหมากที่นำเสนอ ได้คะแนน 2 ,ในขณะที่ผู้ที่แพร่กระจายที่ได้รับคะแนนจาก 6