STANDARDIZAREA

Rate de mortalitate standardizate

Frecvenţa unui eveniment de sănătate se poate exprima pentru întreaga populaţie ca o rată brută sau pe subgrupe populaţionale (definite de un criteriu) ca rtaă specifică.

Rata brută a mortalităţii reflectă mortalitatea globală în populaţia dată într-un interval de timp specificat. Aceasta este un indicator de frecvenţă sintetic şi nu reflectă diferenţele, adesea semnificative dintre frecvenţele deceselor în subpopulaţiile componente.

De exemplu, mortalitatea brută în 1962 în Suedia şi Panama a fost de 9,8 / 1000 persoane-ani si respectiv 7,7/1.000 persoane-ani si ar rezulta ca era mai riscant să trăiesti în Suedia, ceea ce pare puţin probabil

Mortalitatea bruta si specifica pe vârste in Suedia si Panama in 19

Mortalitatea specifica pe categorii de vârsta este insa mai mica la toate categoriile de varsta in Suedia. Discordanfa intre indicatorul brut si cele strat-specifice se explica prin faptul ca cele doua populafii prezinta diferenje importante in ponderea fiecarui grup de varsta, proportia de tineri in Panama reprezinta peste 2/3 din populate (label 5).

Structura populationala procentuala in Suedia si Panama

Grupa de vârsta Populaţia exprimată procentual in Suedia

Populaţia exprimată procentual in Panama

0-29 ani 42 6930-59 ani 41 26> 60 ani 17 5

Structura pe grupe de varsta reprezinta un factor de confuzie adica, o a doua variabila plauzibil legata de efect si coincidenta cu expunerea evaluata (reprezentata de numero§i factori determinanti ai decesului) care poate conduce la interpretari eronate. Factorul de confuzie este definit de doua criterii:

1. să fie asociat cu expunerea evaluata dar fara a fi o consecinfa (o etapa intermediara intre expunere si boala) si

2. sa fie plauzibil asociat bolii independent de expunerea evaluata, adica exista si la persoanele neexpuse.

, Aici expunerile sunt evaluate prin decesele de toate cauzele iar Structura pe varste este factorul de confuzie (indeplineste criteriile de mai sus, de a fi asociat factorilor de rise si in acelasi timp efectului).

Expunere Boală

Factor de confuzie

Pentru eliminarea factorului de confuzie reprezentat de diferenjele in structure populationala se recalculeaza ratele de mortalitate specifice pe varste si brute in fiecare tara folosind un standard populational unic caruia i se aplica ratele de mortalitate strat - specifice din fiecare |ara. Metoda se numes.te standardizare directs iar standardul ales ar putea fi structura populationala standard mondiala, structura populationala standard europeana sau structura populationala standard africana (tabel 6).

Evident, aici s-a ales standardul mondial dar in alte comparaţii se alege un standard care reprezinta eel mai bun comparator pentru obiectivul ales sau se lucrează cu doua standarde. De exemplu, pentru comparaţia mortalitaţii prin boli cardiovasculare in ţările central şi est-europene s-a ales ca standard populaţia Uniunii Europene.

Se obţin astfel, rate ajustate sau standardizate şi in final rezulta un indicator de mortalitate brut care ar fi existat (formal) in populaţiile date dacă distribuţia populaţiei pe grupe de vârste ar fi fost cea a standardului ales. Acest artificiu -ficţiune permite comparaţia ratei mortalităţii brute intre populaţii diferite, caci ajustarea elimina diferenţele in structura populaţionala intre populaţiile comparate iar diferenţele care persistă se pot explica prin participarea altor factori excluzând factorul pentru care s-a făcut ajustarea. Aşa cum se constată in tabelul 8, după ajustare reiese ca mortalitatea brută a fost mai mare in Panama decât in Suedia, aşa cum părea de la început plauzibil.

Număr de decese estimate daca structura populaţionala din Suedia si Panama ar fi avut aceeaşi structură ca şi standardul mondial

Se mai poate calcula raportul cifrelor de mortalitate standardizată, denumit cifra de mortalitate comparativa CMC = RMS1 / RMS2 = 10,2/6,8 = 1,5, care exprimă de cate ori mortalitatea brută este mai mare in Panama decât in Suedia.

Scopul standardizării este controlul factorului de confuzie pentru care se face standardizarea si permite comparaţii intre populaţii diferite.

In comparaţiile temporale (istorice) care evaluează tendinţa multianuala a unui grup de boli (de exemplu, cancerele), standardizarea se face faţă de primul moment ales, a cărui populaţie este aleasă standard (de exemplu, evoluţia cancerelor intr-o anumita ţară la un interval de 20-30 de ani). Alegerea standardului este esenţiala pentru asigurarea celei mai corecte ajustări si a unei bune interpretări.

Raportul de mortalitate standardizată

Este utilizat in studii de cohortă ocupaţionale care încearcă sa precizeze dacă sunt sau nu neobişnuite frecvenţele bolilor sau deceselor in cohorta ocupaţionala faţă de ceea ce era de aşteptat, adică faţă de frecvenţele din populaţia neexpusă noxei profesionale studiate.

Aici ajustarea / standardizarea se face INDIRECT pentru ca ratele standardului ales se aplica grupuhii de studiat per straturi (persoane - timp din studiul de cohorta) pentru excluderea factorului de confuzie.

Numărul de evenimente estimate sau ipotetice per strat populaţional (de exemplu, grup de vârsta) se calculează multiplicând rata evenimentului din fiecare strat al populate! standard cu ponderea fiecărui subgrup populaţional aflat In studiu. Totalul evenimentelor estimate se calculează prin sumarea evenimentelor din fiecare strat iar raportul de mortalitate standardizata este:

Raportul de mortalitate standardizata RMS = O/E x 100, unde O - evenimente observate, E - evenimente estimate

De exemplu, 58 decese prin cancer observate la muncitorii la azbest se raportează la 42,9 decese estimate pe baza ratelor din populaţia standard masculina pentru aceleaşi vârste. RMS pentru cancere la muncitorii din industria azbestului a fost de 1,35 sau 135%, sugerând asocierea cauzala azbest — cancere .

Metoda standardizarii indirecte pentru cancere pentru o cohorta de muncitori m industria azbestului urmarita in perioada 1948-1963.

Grup de vârsta Persoane-ani urmărite

Rata mortalităţii prin cancere la bărbaţi (per

100.000)

Număr decese estimate

1948-195215-24 1250 9,9 0,125-34 3423 17,7 0,635-44 3275 44,5 1,545-54 2028 150,8 3,155-64 1144 409,4 4,7

1953-195715-24 544 11,2 0,125-34 5702 17,5 0,635-44 4382 44,2 1,945-54 2968 157,7 4,755-64 1552 432 6,7

1958-196315-24 4 10,3 025-34 2206 18,8 0,435-44 4737 46,3 2,345-54 4114 164,1 6,855-64 2098 450,9 9,5

Total 42,9

Rata mortalităţii standardizate = decese observate / decese estimate x 100 =

58/42,9x100

RMS = l,35 x 100 = 135%

Standardul trebuie sa fie cât mai asemănător cu grupul expus, adică sa fie cu aproximativ aceleaşi expuneri, cu excepţia expunerii evaluate, azbestul. Daca s-ar ti ales ca si standard militari cu o stare de sanitate mai buna decat populatia generala masculina, RMS ar fi fost si mai mare.

Asocierea cauzala este subevaluata prin calculul RMS in comparaţie cu asocierea cauzala apreciata prin RR pentru ca standardul ales cuprinde si indivizi cu expuneri suplimentare (daca standardul este ales din populaţia generala), deci comparaţia este mai puţin precisa decât in calculul riscului relativ unde comparatorul este neexpus.

MASURAREA EFECTELOR IN EPIDEMIOLOGIE

Obiective:

1. definirea, calcularea §i inţelegerea măsurării asocierii intre factorii de risc şi boală bazat pe raportul masurilor de frecvenţă (raportul riscurilor sau a ratelor, odds ratio),

2. definirea, calcularea si înţelegerea măsurării asocierii intre factorii de risc si boală bazat pe diferenţa intre masurile de frecvenţă (diferenţa riscurilor sau a ratelor),

3. definirea, calcularea si înţelegerea aplicării conceptului de rata specifică per strat si masuri ponderate globale.

Rapoarte şi diferenţeLa începutul capitolului s-a arătat ca strategia de baza in cercetarea epidemiologica este

comparaţia grupurilor de indivizi cu scopul identificării asocierii intre diferite expuneri şi efectele lor asupra sănătaţii populaţionale. Măsurarea efectelor este utilizata pentru comparaţia frecventei bolilor intre populaţii. Daca o populate este expusa unui factor de risc şi cealaltă nu, măsurarea efectului poate fi utilă in aprecierea asocierii dintre apariţia bolii si factorul de risc (cauzal) evaluat (vezi capitolul Conceptul de cauza). Incidenţele se compară fie prin prezentarea lor ca raport fie ca diferenţa.

I. Comparaţia prin utilizarea rapoartelor

Alegerea intre raport si diferenţa depinde de înţelegerea noastră asupra mecanismului prin care factorul de risc creste incidenţă bolii: evaluat printr-un factor de multiplicare al efectului faţă de un comparator sau prin excesul efectului fata de comparator.

Raportul este cea mai valoroasa măsură pentru forţa asocierii intre factorul de risc şi efect şi se numeşte risc relativ sau raportul riscurilor (ratelor) - RR. Se pot compara: indicatori de incidenţa sau prevalenţă, RR=R1/Ro, unde R1 este riscul bolii la expuşi iar R0 este riscul bolii la neexpusi. Daca raportul riscurilor se evaluează in studii de tip caz-martor, se poate face o numai o estimare a acestuia deoarece in aceste studii nu se poate evalua incidenţa unei boli (vezi capitolul Studii epidemiologice).

De exemplu:RR pentru cancerul pulmonar este la fumători de 10 ori mai mare decât la nefumatori,

Mortalitatea prin cancer gastric in Marea Britanie era 967 / 106 in 1950 si 31/106 in 1980, raportul mortalităţii este 3, adică rata deceselor prin cancer gastric s-a redus la o treime faţă de frecvenţa din 1950.

Măsurarea efectelor este domeniul epidemiologiei analitice care contribuie esenţial in stabilirea cauzalităţii bolilor iar studiile care testează ipotezele cauzale sunt observaţionale (caz-martor si cohorta) şi experimentale (trialul clinic randomizat). Măsurarea efectelor se poate face pe un nivel de expunere sau pe mai multe niveluri de expunere (numărul de ţigarete per zi) sau pe straturi neordonate de expunere (riscul tuberculozei in diverse grupuri etnice). Rapoartele se calculează strat de strat, fiecare in comparaţie cu nivelul de comparaţie (bazal) si se numesc rapoarte strat specifice RR1) = R1/R0 si RR.2 = R2/R0. Alegerea grupului de comparaţie (bazal) presupune grupul cu riscul cel mai mic sau grupul cu cel mai mare număr de subiecţi (raţiuni statistice). Atunci când atât expuşii cât şi cei neexpuşi pot fi segregaţi după un alt criteriu de interes (vârsta, etnia sau sexul) se pot calcula rapoarte strat - specifice.

In tabelul 3 este prezentat RR pentru fumat şi boală cardiovasculară cu stratificare pe grupe de vârste. RR descre§te cu varsta sugerand ca efectul fumatului pentru boala cardiovasculara este mai mare la grupele de varsta tinere, cand reprezinta poate unicul factor de rise, in timp ce, la varste inaintate mai mulfi factori de rise sunt implica^i si asocierea fumat - boala cardiovasculara apare mai modesta.

Decese prin boli cardiovasculare la fumători, stratificat pe grupe de vârstă

Există şi rapoarte care reprezintă măsurări globale care combina ratele specifice per strat, utilizate pentru a calcula rate globale dar ţinând seama de ponderea fiecărui strat in parte. Raportul de mortalitate standardizata care este prezentat in capitolul Standardizare este inclus intre indicatorii de măsurare a efectului, similar RR.

Efect şi impact

RR permite evaluarea forţei (puterii) asocierii dar nu permite estimarea impactului populaţional şi anume, ce pondere din boala prezenta in populate este asociata cu factorul de risc evaluat. Măsura impactului populaţional a bolii depinde de distribuţia factorului de risc in populaţie. De exemplu, iradierea repetata a gravidei este factor de risc pentru leucemia acuta a copilului dar foarte puţine cazuri de leucemie la copii sunt cauzate de acest factor, deci impactul populaţional al acestui factor este minim. Evaluarea impactului populaţional este de cel mai mare interes in sănătatea publica deoarece permite aprecieri asupra bolilor cu mare răspândire populaţională si a evoluţiei lor pe termen lung, in funcţie de reducerea estimata a participării factorilor de risc influenţaţi prin masuri profilactice in populaţie. DE exemplu, daca prevalenţa fumatului la adulţi scade de la 28% la 22% care va fi impactul asupra bolilor cardiovasculare sau a cancerului pulmonar, cate decese s-ar putea evita ? Evaluarea impactului populaţional uzează de fracţii etiologice, rapoarte combinate de tipul riscului atribuibil populaţional procentual.

II. Comparaţia prin utilizarea diferenţelorMasurile de tipul diferentelor estimează excesul de risc cauzat de expunere. Sunt

masuri de evaluare a efectului (asocierii cauzale) sau a impactului populaţional.Diferenţa ratelor sau riscurilor denumita şi riscul atribuibil (RA) reprezintă diferenţa

absoluta dintre doua riscuri sau rate (după J. Last).

RA = R1-R0

De exemplu, riscul infecţiei cu HIV la sugari alimentaţi natural faţa de cei alimentaţi artificial este 280 - 150 = 130 la 1.000 de sugari, deci alimentaţia naturala este responsabila de infecţia cu HIV a 130 de copii născuţi si alimentaţi natural de către mame infectate cu HIV. Interpretarea este de cauzalitate.

Un alt indicator al măsurii efectului este riscul atribuibil procentual la expuşi sau diferenţa riscurilor exprimata procentual la expuşi:

RA %expuşi= R1 –Ro / R1

Rezultă că 280/1.000 - 150/ 1.000 / 280/1.000 = 0,46 = 46%, adică alăptarea este responsabilă de 46% din infecţia cu HIV la copiii născuţi si alăptaţi de mame seropozitive.

Măsurarea efectului prin riscul atribuibil şi riscul atribuibil la expuşi este independentă de prevalenţa factorului de risc in populaţie

Măsurarea impactului populaţional se face prin calculul riscul atribuibil populaţional procentual, RAP%, care este dependent de prevalent expunerii in populatie.

RAP% = (Pe)(RR -1)/1 + (Pe)(RR - 1) sau

RAP% = Riscul bolii populaţional - Riscul la neexpuşi / riscul boliipopulaţional

unde Pe este prevalenţa expunerii iar RR este riscul relativ.

De exemplu,într-un studiu asupra fumatului si cancerului pulmonar evaluat la bărbaţi adulţi şi publicat in SUA in 1986, rata deceselor prin cancer pulmonar la fumători a fost 191 per 100.000 pe an si la nefumători 8,7 per 100.000 pe an, în condiţiile in care prevalenţa fumatului in populaţia specificata a fost de 35%. Riscului relativ a fost de 22 (191/8,7), riscul atribuibil a fost de 182,3 per 100.000 pe an (191-8,7), riscul atribuibil procentual la fumători a fost de 95,4% ( 191- 8,7 / 191 x 100) iar riscul atribuibil populaţional procentual de 88% (0,35 x 21 /1+ 0,35 x 21).

Riscul atribuibil si riscul atribuibil procentual la fumători demonstrează forţa asocierii fumat - cancer pulmonar si sunt independente de prevalenţa fumatului, in timp ce, riscul atribuibil populaţional procentual este dependent de prevalent factorului de risc. Cele doua valori ale riscului atribuibil procentual la fumători şi populaţional sunt atât de apropiate (95,4 §i respectiv 88%) pentru ca şi prevalenţa fumatului era foarte mare). Impactul populaţional al bolii, reflectat de riscul atribuibil populaţional procentual se reduce semnificativ prin reducerea prevalenţei factorului de risc. Aşadar, sănătatea publica va fi foarte interesata de calcul unui risc atribuibil populaţional procentual in condiţiile in care prevalenta fumatului s-ar reduce la 19%, cu toate referirile la decese, costuri pentru tratament si sociale (prin deces precoce) evitate.

Exercitii

2. Într-un oraş există 100 000 de persoane (45 000 bărbaţi şi 55 000 femei) iar 1000 de persoane mor anual (600 B şi 400F). Au apărut 50 de cazuri de cancer pulmonar pe an (40 B şi 10 F) dintre care au decedat 45 de persoane (36B şi 9F).

Calculaţia. Rata mortalităţii bruteb. Mortalitatea specifică pe sexec. Mortalitatea specifică prin cancer pulmonar.d. Rata fatalităţii prin cancer pulmonar.e. Mortalitatea proporţională prin cancer pulmonar.