Date post: | 11-Feb-2018 |
Category: |
Documents |
Upload: | gabrielaa-gabriela |
View: | 226 times |
Download: | 0 times |
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 1/25
CAPITOLUL III
EPIDEMIOLOGIE APLICATĂ ÎN SĂNĂTATE PUBLICĂ ŞIMANAGEMENT SANITAR.
Definiţia epidemioo!iei "i de#$%ie%ea !ene%a& a 'ip(%io% de#'(dii epidemioo!i$e.
Definiţie: Epidemiologia se ocupă cu studiul distribuţiei bolilor şideterminanţilor sănătăţii în populaţii diferite, în scopul aplicării studiului încontrolul problemelor de sănătate.(Last, 198!
Epidemiologia ca ştiinţă are două componente:" una teoretică, care permite de#$oltarea cunoaşterii%" una practică, care facilitea#ă inter$enţia.
E$aluarea stării de sănătate a grupurilor populaţionale găseşte în
epidemiologie instrumentul ştiinţific central de lucru pentru organi#areacercetării şi anali#a datelor în acest domeniu.
Epidemiologia aplicată în domeniul e$aluării stării de sănătate agrupurilor populaţionale permite:
" descrierea tabloului real al bolii în populaţie%" descrierea şi e&plicarea modelelor de morbiditate şi
mortalitate%" stabilirea distribuţia factorilor de risc%
" depistarea şi supra$eg'erea de masă a bolilor%" clasificarea bolilor (clasificare acceptată internaţional!funcţie de:
" caracteristicile bolii%" modul lor de producere.
entru reali#area scopului ei medical, epidemiologia operea#ă,pe l)ngă metodele proprii şi cu metode şi te'nici de#$oltate de alteştiinţe:
" anali#ă matematică (statistica!%" sociologie (metode cantitati$e şi metode calitati$e!%" etica şi dreptul%" etc.
1*1
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 2/25
I).*. Tip(%i de #'(dii epidemioo!i$e
entru a"şi reali#a scopul de a stabilii distribuţia şi cau#alitatea
fenomenelor în populaţie epidemiologia propune mai multe tipuri(modele! de studiu.+intre clasificările propuse pentru tipurile de studii (anc'eteepidemiologice! am reţinut două:
. -. enice/ recunoaşte 0 modele de studii epidemiologiceclasificate după următoarele criterii:
1. după timp:" trans$ersale%" longitudinale%" semilongitudinale.
. după fluctuaţia subiecţilor din interiorul grupelor de studii:" studii pure%" studii mi&te.
0. după, obiecti$ul urmărit:" studii descripti$e%
" studii analitice.
. 2. 3eagle'ole propune ca studiile epidemiologice să fieclasificate după cum urmea#ă:
1. 4tudii obser$aţionale, care cuprind:a! studii descripti$e%
b! studii analitice, în cadrul cărora sediferenţia#ă:
" anc'etele de co'ortă (de urmărire!%" anc'etele ca#"control (referinţă deca#!%" anc'ete în secţiune (de pre$alenţă!%" ecologice (corelaţionale!%
. 4tudii e&perimentale (operaţionale, inter$enţioniste!,care cuprind:
a! e&perimentul clinic controlat (trialul clinicrandomi#at!%
b! studii de inter$enţie (operaţionale!:" trialul în teren%" trialul în comunitate.
1*
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 3/25
Ca#ifi$a%ea modeeo% de #'(di( epidemioo!i$
TIPURI DE STUDIIUNITATEA DE
OBSER)A+IE
*. STUDII OBSER)A+IONALE
*.*. studii descripti$e*.,. studii anlitice*.,.*. de co'ortă (de urmărire! indi$idul*.,.,. ca#uri control (case 5 control! indi$idul*.,.-. de pre$alenţă (cross 5 sectional,trans$ersale!
indi$idul
*.,.. studii ecologice (de corelaţie! 6rupuri umane
,. STUDII E/PERIMENTALE ŞI OPERA+IONALE
,.*. e&perimentul clinic controlat acienţii,.,. studii operaţionale
,.,.*. în teren (field trials! 6rupuri umane sănătoase,.,.,. în comunitate comunitatea
7n ordine descrescătoare a puterii de măsurare a asociaţiei de tipcau#al dintre $ariabile se găsesc următoare tipuri de studii:
" studii e&perimentale%" studiile de co'ortă (ca şi e&perimentale, calculare
directă a riscurilor!%" studii ca#"control (calcularea riscurilor prin metodaraportului cotelor!.
1*0
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 4/25
I).,. S'(dii epidemioo!i$e de $o0o%'&.
4e caracteri#ea#ă prin faptul că:" anc'eta pleacă de la e&punere spre re#ultat%" selecţia subiecţilor se face funcţie de e&punere%" la începutul in$estigaţiei boala nu este apărută.
Anai1a "i in'e%p%e'a%ea da'eo%.
-ăsurarea datelor se reali#ea#ă prin :
1. stabilirea frec$enţei efectelor (boală sau deces!%
. calcularea forţei asociaţiei epidemiologice (de tipcau#al!%
0. calcularea impactului generat de acţiunea factorului derisc în populaţie.
E'apee anai1ei sunt următoarele:
1! centrali#area datelor culese%
! introducerea datelor în tabelul de contingenţă &sau (r1!, c)nd sunt mai multe ni$ele de e&punere%
0! aplicarea testului χ pentru a estima dacă e&istă saunu legătură de interdependenţă între frec$enţele
$ariabilelor.
! calcularea riscurilor%
;! aplicarea testelor de inferenţă epidemiologică%
<! repre#entarea grafică%
! formularea conclu#iilor.
1*
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 5/25
1!Ta2e de $on'in!enţ& =
! Api$a%ea 'e#'((i permite măsurarea ni$elului de asociere
epidemiologică între două $ariabile după cum este acceptată saurespinsă ipote#a nulă. 4e pot utili#a două formule de calcul:
entru $ > *.*; şi un grad de libertate, χ tabelar are $aloareade 0.81.
entru χ calculat mai mic dec)t χ tabelar se acceptă ipote#anulă că distribuţiile $ariabilelor sunt independente.
0! -ăsoară riscul prin e&punerea la factorul de risc. 4ereali#ea#ă calcul)nd:
? (ad " bc!
χ @(ab! (cd! (ac! (bd
sau:
A(ad"bc! " ?BC ?χ @
(ab! (cd! (ac! (bd!
1*;
E3ECTUL 4BOALA5DECES6 TOTAL
E/PUNEREA 7 8 43ACTOR DE RISC6 7 a 2 a72
8 $ d $7d
TOTALa7$ 27d n
total
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 6/25
1. riscul relati$ (2.2.!%. riscul atribuibil (2.D.!%0. fracţiunea riscului atribuibil la e&puşi (fracţiuneaatribuibilă în populaţie a riscului!.
16 M&#(%a%ea %i#$((i %ea'i9:2epre#intă raportul dintre frec$enţa efectului (incidenţa bolii,
decesului! la e&pui şi frec$enţa efectului la nee&puşi.2iscul relati$ e&primă de c)te ori este mai mare riscul bolii la
e&puşi comparati$ cu cei nee&puşi. 2iscul relati$ măsoară doar amplitudinea forţei asociaţiei cau#ale.
conform tabelului de contingenţă &, calculăm:
a21 @ riscul bolii la e&puşi @
a b
c2* @ riscul bolii la nee&puşi @
c d
21
2.2. @2*
alorile care se obţin sunt 2.2. F 1% 2.2. @ 1% 2.2. > 1.
! M&#(%a%ea %i#$((i a'%i2(i2i 4R.A.6.2epre#intă diferenţa dintre $alorile celor două incidenţe:
2.D. @ 21 " 2*,
şi e&primă cu c)t este mai mare riscul la e&puşi faţă de nee&puşi. 2.D.măsoară partea din riscul global care se atribuie factorului de risc. 4epoate calcula şi procentual sub formă de fracţiunea riscului atribuibilă lae&puşi (2DG!:
21 " 2*
H2DG @ G
21
Dceasta arată ce procent din riscul (incidenţa! e&puşilor se datorea#ăfactorului de risc. 2iscul atribuibil poate lua $alori mai mari dec)t *, egal cu * sau
mai mare dec)t *.H2D F ;*G repre#intă factor de risc destul de important.H2D 1**G denotă un factor de risc e&clusi$ în etiologia bolii.
1*<
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 7/25
0! Impa$'( a$ţi(nii fa$'o%((i de %i#$ ;n pop(aţie se măsoarăprin riscul atribuibil în populaţie (2D!:
Rp
Ro-Rp RAP =
unde 2p @ incidenţa bolii în populaţie.
4au11)-(RR Pe
1)-(RR Pe RAP
+
=
unde " e repre#intă pre$alenţa factorului de risc în populaţie." 22"1 repre#intă puterea cu care acţionea#ă factorul de risc în
populaţie.
In'e%p%e'a%ea da'eo%.
4e poate reali#a utili#)nd mai multe sc'eme de interpretare:
1. combinaţii între $alorile riscului relati$ şi cele ale risculuiatribuibil:
RISCUL RELATI) RISCUL ATRIBUIBIL CONCLU<IA22 F 1 2D F * HDIJK2 +E 24I22 @ 1 2D @ * HDIJK2 ?+HE2E?J22 > 1 2D > * HDIJK2 +E
2KJEIE
. Api$a%ea 'e#'((i de #emnifi$aţie .0. Ca$(a%ea in'e%9aeo% de ;n$%ede%e pentru 22 şi 2D după
formulele:pentru 22 @ RR*7*.=>?@
pentru 2D @ RA*7 4*.=>@ ?@
, 5
+acă inter$alul de încredere cuprinde:" $aloarea 1 pentru 22%" $aloarea * pentru 2D,
se acceptă ipote#a nulă cu un ni$el de semnificaţie de *.*;, adică sepoate afirma este puţin probabil ca între cele două distribuţii de frec$enţăsă e&iste relaţie de dependenţă.
1*
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 8/25
.G0id de in'e%p%e'a%e a RR în termeni de asociaţie (este maipuţin precis!:
22 @ *.*"*.0, factor de protecţie puternic%*."*.;, factor de protecţie moderat%*.<" *.9, factor de protecţie redus%*.9"1.1, factor indiferent%1."1.<, risc redus%1.".;, risc moderat%F .<, risc foarte mare.
Api$aţie p%a$'i$& pen'%( an$0e'e de $o0o%'& 4eemp(6.
7n anul 19<8 în Mudeţul )lcea se înregistra cea mai maremortalitate infantilă din 2om)nia (8*G!. Dcesta a fost moti$ul pentru carediminuarea mortalităţii infantile a de$enit obiecti$ul cel mai important înmaterie de ocrotire a sănătăţii.
7ncep)nd cu anul 198*, în Mudeţ s"au înregistrat ni$ele scă#uteale mortalităţii, $aloarea indicatorului fiind de 1,9G, în anul 199.
1. Iare ar putea fi e&plicaţiile acestei e$oluţiiN
entru a se putea aplica programe de protecţie infantilă ba#atepe noţiunea de risc, în Mudeţul )lcea a fost necesară aplicarea înprealabil a unei anc'ete epidemiologice analitice pentru măsurareariscurilor asociate diferiţilor factori de risc.
opulaţia de studiu a fost repre#entată de generaţia nou"născuţilor $ii din inter$alul 1 ian."0* iun. 19;, care a totali#at 0 08; desubiecţi.
7n cursul anului următor această generaţie a atins $)rsta de 1 annumăr)nd 0; de supra$ieţuitori.
+intre 0 08; de copii, * au pre#entat:" malformaţii congenitale: 1* copii%" greutate mică la naştere (> ;**g!: ; copii%" malnutriţie şi ra'itism: 1*1 copii%" malnutriţie: 9 copii%" familie de#organi#ată: 8; copii.
+istribuţia deceselor în funcţia de pre#enţa sau absenţa factorilor de risc menţionaţi a fost următoarea:
" copii fără 'andicap: ;1 decese%" copii cu malformaţii congenitale: decese%" copii cu greutate mică la naştere: ; decese%" copii cu malnutriţie şi ra'itism: 10 decese%" copii cu malnutriţie: 1 decese%" copii cu familie de#organi#ată: 1; decese.
1*8
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 9/25
. e ba#a acestor date, pentru a putea proiecta un program deinter$enţie, măsuraţi forţa asociaţiilor epidemiologice dintre factorii de riscreţinuţi în studiu şi decesul infantil.
0. Iare a fost responsabilitatea fiecărui factor de risc laproducerea decesului infantilN
. -ăsuraţi pre$alenţa factorilor de risc şi preci#aţi utilitateaacestui tip de informaţie.
Re1o9a%e:1. ot fi cau#e generale:" eficacitatea programelor de protecţie materno " infantilă ba#ată
pe noţiunea de risc ce au fost aplicate%
" creşterea ni$elului de trai al populaţiei%" creşterea ni$elului de cultură generală c)t şi cultura sanitară apopulaţiei%
" diminuarea natalităţii în aceeaşi perioadă., 0 şi . rimul pas este ordonarea datelor în funcţie de modelul
de anc'etă folosit (anc'etă de co'ortă propriu #is perspecti$ă!:
Dpoi se tabelea#ă datele legate de numărul de decese în funcţiede diferitele tipuri de e&punere:
?umăr de e&puşiTip( defa$'o%ide %i#$
Mafo%maţii$on!eni'ae
G%e('a'emi$&
Man('%iţie%a0i'i#m
Man('%iţie 3amiiede1o%!ani1a'&
3&%&0andi$ap
+ecese ; 10 1 1; ;1" < * 88 8* * *
Jotal 1* ; 1*1 9 8; ;1
1*9
EŞANTION4POPULA+IASĂNĂTOASĂ6
LOTE/PUŞI
LOT
NON8E/PUŞI
BOLNA)I
NON8BOLNA)I
BOLNA)I
NON8BOLNA)I
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 10/25
ntroducem apoi datele în tabelele de contingenţă de tip O&P.om calcula riscurile (la e&puşi şi la nee&puşi! pentru a putea calculariscul relati$ cu care măsurăm forţa asociaţiei epidemiologice şifracţiunea riscului atribuibilă la e&puşi (H2DE! care ne arată partea derisc datorată factorului de risc:
Hactorul de risc +ecese JKJDL "
-alformaţiicongenitale
< 1*" 10< 009 00;
JKJDL 1* 0; 008;
21-I @ (B1*! & 1** @ *2K-I @ (10<B009! & 1** @ ,
deci:• 22-I @ *B, @ 9,; (riscul de deces al e&puşilor este
de 9,; & F ca la none&puşi!%
• H2DE-I @ ((* 5 ,! B *! & 1** @ 8;,;G (proporţiariscului de deces datorat e&punerii!%
• pre$alenţa malformaţiilor congenitale ca factor de risc @(1*B008;! & 1** @ *,0G şi e&primă riscul unuicopil de a se naşte cu malformaţie congenitală.
Hactorul de risc +ecese JKJDL "
6reutate > ;** g ; * ;" 9; 0*08 0100
JKJDL 1* 0; 008;
216& @ (;B;! & 1** @ 1,8<
2 *6 @ (9;B0*08! & 1** @ 0,10
deci:
11*
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 11/25
226> @ 1,8<B0,10 @ ;, (riscul de deces al e&puşilor este de ;, ori mai mare ca la none&puşi !%
H2DE6> @ ((1,8< 5 0,10!B1,8<! & 1** @ 8,G(proporţia riscului de deces datorat e&punerii!%
pre$alenţa greutăţii scă#ute ca factor de risc $a fi @(*B008;! & 1** @ <,1G şi e&primă riscul unuicopil de a se naşte cu greutatea mai mică de ;**g.
Hactorul de risc +ecese JKJDL
"6reutate > ;** g 10 88 1*1" 1 01; 08
JKJDL 1* 0; 008;
21-E @ (10B1*1! & 1** @ 1,8
2K-E @ (1B08! & 1** @ 0,8
deci:
22-E @ 1,8B0,8 @ 0,00 (riscul de deces al e&puşilor este de 0,00 ori mai mare ca la none&puşi!%
H2DE-E @ ((1,8 5 0,8!B1,8! & 1** @ <9,90G(proporţia riscului de deces datorat e&punerii!%
pre$alenţa malnutriţiei şi ra'itismului ca factor de risc @(1*1B008;! & 1** @ ,98G şi e&primă riscul unuicopil de a face malnutriţie şi ra'itism în primul ande $iaţă.
Hactorul de risc +ecese JKJDL "
6reutate > ;** g 1 8* 9" 18 9<; 0*90JKJDL 1* 0; 008;
21- @ (1B9! & 1** @ ,11
111
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 12/25
deci: 22-E @ ,11B,1 @ *,99 (riscul de deces al e&puşilor
este apro&imati$ egal cu riscul none&puşilor!%
H2DE-E @ ((,11 5 ,1!B,11! &1** @ "*,0G(proporţia riscului de deces datorat e&puneriieste nesemnificati$ă!%
pre$alenţa malnutriţiei ca factor de risc @ (9B008;! &1** @ 8,<0G şi e&primă riscul unui copil de aface malnutriţie în primul an de $iaţă.
Hactorul de risc +ecese JKJDL "
6reutate > ;** g 1; * 8;" 1; 01; 00**
JKJDL 1* 0; 008;
21H+ @ (1;B8;! & 1** @ 1,<;.
deci:
22H+ @ 1,<;B0,9 @ ,<< (riscul de deces al e&puşilor este de ,<8 ori mai mare ca la none&puşi!%
H2DEH+ @ ((1,<; 5 ,<<!B1,<;! & 1** @ 0,<G(proporţia riscului de deces datorat e&punerii!%
pre$alenţa familiei de#organi#ate ca factor de risc @(8;B008;! & 1** @ ,;1G şi repre#intă riscul unui
copil de a se naşte într"o familie de#organi#atăsau ca familie sa să de$ină de#organi#ată p)năla sf)rşitul primului său an de $iaţă.
11
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 13/25
I).-. S'(dii epidemioo!i$e de 'ip $a1(%i $on'%o 4$a#e 8 $on'%o6.
4unt studii obser$aţionale, retrospecti$e, care pornesc de la efect(boală! către factorul de risc.La debutul studiului boala este pre#entă, studiindu"se frec$enţa
e&punerilor la bolna$i (lotul test! şi la non " bolna$i (lotul de comparat,lotul control!.
4e mai numeşte şi anc'etă anamnestică. Du ca scop:
" să do$edească e&istenţa sau absenţa asociaţieiepidemiologice între efect şi cau#a presupusă%
" $erificarea ipote#elor epidemiologice din studiiledescripti$e sau ipote#elor formulate în cadrul obser$aţiilor clinice%
" stabilirea etiologiei bolii.
Mode( an$0e'ei:4e alcătuiesc două loturi:
" lotul ca#urilor (bolna$i de o anumită boală! carerepre#intă lotul test%
" lotul non"bolna$ilor, lotul martor.rin anamne#ă se caută în ambele ca#uri frec$enţa acţiunii
factorilor de risc la ni$elul celor două loturi
-odel general al studiilor epidemiologice de tip ca# " control.
pote#a de lucru este că proporţia e&puşilor ar trebui să fie mai mare înr)ndul e&puşilor.
Dceste studii permit studiul asociaţiei mai multor factori de riscconcomitent pentru aceiaşi boală.
110
E/PUŞI
NON8E/PUŞI
E/PUŞI
NON8E/PUŞI
LOT CA<URI4BOLNA)I6
LOTCONTROLSĂNĂTOŞI
POPULA+IA+INTĂ
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 14/25
4e recomandă a fi demarate c)nd pre$alenţa bolii în populaţieeste mai mare de 1*G.
Con#'i'(i%ea o'(%io% (criterii, dimensiuni!:Iriterii de selecţie:
1. o'( $a1(%i:" criteriile de diagnostic să fie aceleaşi%" criteriile de diagnostic să fie precise%" criteriile de e&cludere să fie precise%" se $or selecţiona cu precădere ca#uri noi%" ca#urile deMa e&istente $or fi incluse numai înca#ul afecţiunilor rare.%
" pentru decedaţi se notea#ă cau#a decesului%" delimitarea în timp şi spaţiu bine definită apopulaţiei de referinţă%" ca#urile selecţionate să fie repre#entati$epentru populaţie.
Q . o'( ma%'o% (control!, sursa o poate constitui:" populaţia generală%" populaţia unei regiuni%
" pacienţii internaţi (alţii dec)t cei cu afecţiunearespecti$ă!%" părinţii sau rudele subiecţilor ca#uri.
Dimen#i(nea e"an'ion((i.Lotul control trebuie să fie de "0 ori mai mare dec)t lotul
ca#uri (în nici un ca# mai mic!.4e $a utili#a pe c)t posibil metoda perec'ilor%+imensiunea lotului ca#uri $a fi estimat plec)nd de la :
1. pre$alenţa e&punerii la grupul control. eroarea de tip (α!%0. eroarea de tip (β!. mărimea riscului relati$ estimat.
A9an'aee studiilor ca# " control:" perioada de in$estigare este redusă%" necesită un număr relati$ redus de subiecţi%" se poate aplica în bolile rare precum şi în cele
factoriale%" se poate repeta%" costuri reduse%
De1a9an'ae:" riscul relati$ se estimea#ă%" sursele de date pot conţine erori%
11
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 15/25
" selecţionare dificilă a componenţilor lotului controldefinirea e&punerii nu este foarte clară%" repetarea inter$iului la acelaşi lot influenţea#ărăspunsurile.
M&#(%a%ea ni9e((i de a#o$ie%e.
+atele obser$ate şi centrali#ate se introduc în tabelul decontingenţă.
1. 4e aplică testul χ
. 4e calculea#ă :a. frec$enţa e&punerii separat pentru cele două loturi%b. forţa asociaţiei epidemiologie între e&punere şi efect%c. impactul factorului de risc în populaţia la risc.
a.! calcularea frec$enţei e&punerii pentru cele două loturistudiate.
7n acest tip de studiu:a
f 1 @ % frec$enţa factorului de risc la lotulca#uri,
a c (probabilitatea e&punerii!
bf * @ % frec$enţa factorului de risc la lotul
martor.b d (probabilitatea e&punerii!
Ialculul riscului relati$ (22! ne se poate face direct ca în ca#ulstudiilor de co'ortă ci numai utili#)nd un model matematic care utili#ea#ăun raport de cote (de probabilităţi! dintre probabilitatea (frec$enţa găsită!
a e&punerii la cele două loturi, numit risc relati$ estimat, Kdds ratio (K2!. adK2 @
bc
4e poate utili#a şi formula riscului relati$ estimat corectat (propusde Dnscombe şi 6ast!:
(a*.;! (d*.;!
K2 @ (b*.;! (c*.;!
11;
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 16/25
7n situaţia în care se studia#ă impactul mai multor factori de risc în etiologia unei boli se utili#ea#ă tabele de contingenţă (r1! i risculse măsoară aplic)nd formula propusă de -antel"Raen#el:
3KDLS ET?E2E4J2DJT2 E=TU ?E"
E=TUJKJDL
1! 3. D1 I1 -1.1
?.3. 31 +1 -*.1
JKJDL ?1.1 ?*.1. J1
! 3. D I -1.
?.3. 3 + -*.
JKJDL ?1.. ?*.. J
0!
pote#a nulă (#ero! este respinsă la un ni$el de semnificaţie $ de*.*; dacă $aloarea calculată pentru χ
-R F 1.9<.entru calcularea riscului relati$ estimat aceeaşi autori propun o
altă formulă.alorile riscului, indiferent de modul de calcul poate lua $alori mai
mici, egale sau mai mari dec)t 1.
%i#$( a'%i2(i2i. (2D!RA F OR 8 *
sauRA F 4O%8*6 @ OR
alorile pe care le poate lua riscul atribuibil pot fi mai mari, egalesau mai mici de c)t $aloarea * (#ero!.
f%a$ţi(nea e'ioo!i$& a %i#$((i a'%i2(i2i.H2DG @ A(K2 " 1!BK2C & 1**
impa$'( a$ţi(nii fa$'o%((i de %i#$ ;n pop(aţie. *(Kr"1!
2D @ &1** (K2"1! 1
unde:
* @ pre$alenţa e&punerii la lotul martor (bBbd!% @ pre$alenţa e&punerii în populaţia de referinţă.I)nd pre$alenţa e&punerii în populaţia generală nu este cunoscutăse poate estima * ≅ .2D e&primă ce procent din totalul îmbolnă$irilor (deceselor! prin
boala luată în studiu se datorea#ă factorului de risc cercetat.
11<
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 17/25
In'e%p%e'a%ea %e1('a'eo%.1. Dtunci c)nd au fost luate în calcul mai mulţi factori de
risc se determină $aloarea riscurilor re#umati$e prin ordonarea K2% 2D%2D, lucru care permite stabilirea mărimii forţei de asociere şi ponderiifiecărui factor în producerea bolii.
. 4e calculea#ă" inter$alul de încredere%" $ariaţia riscului estimat sau riscului atribuibil.
PROBLEMĂ
nfarctul miocardic acut (-D!, cea mai repre#entati$ămanifestarea cardiopatiei coronariene, recunoaşte un determinismmultifactorial, în cadrul căreia fumatul este unul din factorii implicaţi.
ornind de la ipote#a că fumatul contribuie la apariţia -D, s"a întreprins un studiu cu următoarele obiecti$e:
1. măsurarea asociaţiei dintre factorul presupus de risc şi efect%. măsurarea gradului în care creşterea e&punerii determină
creşterea efectului (relaţia do#ă " efect!.4tudiul s"a efectuat pe un număr de ** ca#uri, bolna$i internaţi,
din care 1** cu -D şi 1** cu alte afecţiuni. erioada de obser$aţie a fostde 0 luni.
+in datele obţinute în urma anc'etei pri$ind e&punerea la factorulde risc, s"au reţinut:
" din 1** bolna$ii cu -D, 9 au fost fumători%" din 1** de martori 01 au fost fumători%" din < de femei cu -D, < au fost fumătoare%
" din cele < de femei martor au fost fumătoare%" pentru se&ul masculin, dintre bolna$ii cu -D 01 au fostnefumători, iar dintre martori %" distribuţia în funcţie de numărul de ţigări fumate B #i a fost
următoarea:Lotul ?efumători > * ţigări B
#iF de *ţigări B #i
Jotal
Jest ;1 9 * 1**-artori <9 8 0 1**
relucraţi datele pre#entate mai sus conform obiecti$elor propuse ale anc'etei şi interpretaţi re#ultatele obţinute.
-odelul de re#ol$are.
1. 4e ordonea#ă datele în tabelul de contingenţă.11
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 18/25
Hactorul de risc +ecese JKJDL "
6reutate > ;**g
9 01 8*" ;1 <9 1*
JKJDL 1** 1** **
Horţa asociaţiei $a fi e&primată prin riscul relati$ care în ca#ultipului nostru de anc'etă epidemiologică $a fi similar riscului relati$estimat (K.2.!:
• K2 @ adBbc @ 9 & <9 B 01 & ;1 @ ,1 (riscul e&puşilor la fumatde a face -D este de ,1 ori mai mare dec)t risculnee&puşilor!%
• 2DG @ A(K2 " 1! B K2C & 1** @ A(,1 5 1! B .1C & 1** @ ;8,00G(;8,00G din riscul de a face -D a e&puşilor se datorea#ăfumatului!%
• 2D @ * (K2 "1! B A(K2 " 1! 1C & 1** @ <,1G (măsoarăimpactul acţiunii factorului de risc în populaţie!%
•. repre#intă pre$alenţa e&punerii în populaţia generală şi poate fiestimat * ca fiind pre$alenţa e&punerii la martori @ 01G.
Dcelaşi tip de anali#ă se reali#ea#ă separat pentru se&ul femininşi pentru se&ul masculin, utili#)nd tabelele de contingenţă:
Hactorul de risc +ecese JKJDL "
6reutate > ;**g
< 1*" *
JKJDL < < ;
22 (pentru femei! @ A(< & ! : C & * @ 1.<;%
Hactorul de risc +ecese JKJDL "
6reutate > ;**g
0 *" 01 8
JKJDL 18
118
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 19/25
22 (pentru bărbaţi! @ A(0 & ! : C & 01 @ .1
entru a putea studia relaţia de tip do#ă 5 efect trebuie făcută onali#ă stratificată după ni$elele de e&punere. +atele se $or introduce întabele de contingenţă de tipul O0 & P:
-D Jotal "
Humat F * ţigări B #i * 0 <0> * ţigări B #i 9 8 1
nefumători ;1 <9 1*Jotal 1** 1** **
K2 (F * ţigări B #i! @ A(* & <9! : 0C & ;1 @ .0;%K2 (> * ţigări B #i! @ A(9 & <9! : 8C & ;1 @ 1,;%
2aportul K2 (F * ţigări B #i! B K2 (> * ţigări B #i! @ .0; B 1.; @1.;; sau 1;;G, aspect care permite să se afirme că un consum #ilnic depeste * de ţigări creşte riscul de a face -D cu ;;G faţă de un consumde sub * de ţigări pe #i, do$edind relaţia do#ă 5 efect.
119
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 20/25
I).. S$%eenin!
Este e&amenul medical de masă care constă în aplicarea unuiansamblu de procedee şi te'nici de in$estigare într"o populaţie, aparentsănătoasă, în scopul identificării de pre#umţie a bolii, anomaliilor saufactorilor de risc de care subiecţii nu sunt conştienţi (K-4 19*!.
+intre scopurile scriningului două sunt mai importante:1. diagnosticul stării de sănătate a populaţiei%. determinarea e&istenţei unor asociaţiei
epidemiologice.
Je'nici de reali#are:
1. efectuarea de anc'ete prin c'estionare administratesub formă:
" tipărită%" inter$iu%
. efectuarea de e&amene medicale (anamne#ă, e&amenclinic şi paraclinic!!entru ambele te'nici se impune respectarea a trei condiţii:
1. te'nicile de e&aminare să fie standardi#ate%. probele să fie simple şi ieftine%0. e&amenele să decele#e mai multe boli.
7n cadrul celor două te'nici se pot utili#a diferite tipuri de teste(probe! care trebuie să îndeplinească o serie de calităţi:
1. să nu facă rău%. să poată fii aplicate rapid%0. să aibă cost redus%. să fie simple%;. să fie acceptat de populaţie%<. să aibă o $aliditate ridicată%. fiabilitatea (reproductibilitatea! să fie de ni$el ridicat%8. randamentul crescut%9. $aloare predicti$ă bună.
+intre toate calităţile de mai sus următoarele caracteristici semăsoară i sunt utili#ate în aprecierea $alorii testelor aplicate:
1. )aidi'a'ea% repre#intă capacitatea unei probe (test! de aidentifica corect, precis ceea ce este pus să identifice (frec$enţa cu care
1*
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 21/25
re#ultatele sunt confirmate de un set de teste comple&e numite gold"standard!.
aliditatea are două dimensiuni măsurabile:1. sensibilitatea%. specificitatea.
1. Sen#i2ii'a'ea% repre#intă capacitatea unei probe de aidentifica corect pe cei care au boala. repre#intă puterea de a identificac)t mai muţi bolna$i din totalul persoanelor bolna$e testate.
Este o probabilitate condiţională care e&primă probabilitatea de afi po#iti$ în ca#ul în care boala este pre#entă.
. Spe$ifi$i'a'ea% repre#intă capacitatea unei probe de a
identifica corect sănătoşii din întreaga masă a sănătoşilor testaţi.E&primă proporţia re#ultatelor negati$e din masa sănătoşilor,adică probabilitatea de a fi negati$ cu condiţia de a nu fi bolna$.
+eterminarea celor două componente ale $alidităţii se reali#ea#ă înaintea aplicării probelor în masă, utili#)nd un lot de ;*"** persoane,asupra cărora se aplică testul de scrining şi testul gold standard,re#ultatele fiind prelucrate cu aMutorul tabelului de contingenţă &:
2EVTLJDJE 2EHE2?S2DVTLJDJE 3KDLD (! 3KDLS ("! JKJDLJE4J (! a (2! b (H! ab
(!4I2EE??6 ("! c (H?! d (2?! cd
(?!JKJDL ac (3! bd (?3! ?
a @ nr. real po#iti$i (2!%
b @ nr. real fals po#iti$i (H!%c @ nr. de fals negati$i (H?!%d @ nr. reali negati$i (2?!%a b @ po#iti$i (persoane la care test au fost po#iti$e!%(!c d @ negati$i (persoane la care testul a fost negati$!%(?!a c @ bolna$i%(3!b d @ sănătoşi% (?3!.
4ensibilitatea @ 2B3 & 1** A(aBa c! & 1**C%
4pecificitatea @ 2?B?3 & 1**% A(dBb d! & 1**C.In'e%p%e'a%ea da'eo% o2ţin('e.
1. 4ensibilitatea mare a unei probe indică că testul $a genera oproporţie mică de fals negati$i, deci foarte puţini bolna$i nu $or fietic'etaţi ca fiind bolna$i.
11
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 22/25
Este de preferat o sensibilitate mare pentru bolile gra$e.. 4pecificitatea mare indică că testul determină o proporţie mică
de fals po#iti$i. Este de preferat o specificitate mare din considerente decost.
4ensibilitatea şi specificitatea nu trebuie înţelese ca fiindcomplementare.
Tn rol important 7n e$aluarea re#ultatelor 7l are ni$elul pragului denormalitate considerat, modificarea acestuia determin)nd sc'imbarea$alorilor pentru sensibilitate şi specificitate.
Jestele care au o $aloare mai mică de 8*G nu sunt acceptate
)aoa%ea p%edi$'i9&
Dre importanţă pentru clinician şi repre#intă puterea testului de aidentifica corect boala.4e calculea#ă în practică:
1. aloarea predicti$ă po#iti$ă(2!, care e&primăproporţia real po#iti$ilor din masa po#iti$ilor:
2(! @ 2B & 1**%.aloarea predicti$ă negati$ă (2"!% e&primă proporţia
real negati$ilor în masa negati$ilor şi e&primă probabilitatea de a fi bolna$cu condiţia de a fi negati$:
2("! @ 2?B? & 1**%
aloarea predicti$ă a unui test depinde de pre$alenţa în populaţiea bolii.
De'e%mina%ea p%o2a2ii'&ţii po#' 'e#'. (teorema 3aWes!%e&primă probabilitatea de a fi cu ade$ărat bolna$ a celor po#iti$i.
r. (3! & 4br (3B! @r (3! & 4b r (?3! (1"4p!
Rep%od($'i2ii'a'ea.
Iunoscută şi sub denumirea de fidelitatea testului sauconsistenţa testului.
repre#intă capacitatea testului de a da re#ultate asemănătoare,la repetarea probei, c)nd este aplicată, în condiţii similare, în aceiaşipopulaţie, dar de persoane diferite. Este cunoscut şi sub denumirea degrad de stabilitate.
Dcurateţea e&primă gradul în care estimarea ba#ată pe oanumită măsurătoare pre#intă $aloarea reală a caracteristicii măsurate.
2eproductibilitatea înaltă nu garantea#ă şi o $aliditate înaltă.1
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 23/25
entru creşterea reproductibilităţii este necesar ca" proba să fie standardi#ată%" personalul să fie antrenat%" să se asigure $erificarea instrumentului.
-ăsurarea reproductibilităţii.4unt utili#ate două te'nici care utili#e#ă tabelarea încrucişată a
datelor:1. indicele de concordanţă (*! a re#ultatelor cunoscut ca şi
coeficientul simplu de concordanţă
2EVTLJDJE 2EVTLJDJE K34E2DD JKJDLK34E2DD . (! ("!3
(!
a b ab
("!
c d cd
JKJDL ac bd n
* @ ad B n%. Ioeficientul de corelaţie intraclasă (coeficientul de corelaţie
Xappa!
X @ *" c B 1"c%* @ proporţia obser$ată a concordanţei%c @ proporţia aşteptată%
Ioeficientul X poate lua $alori cuprinse 7ntre "1 şi 1 cusemnificaţia:
" X @ "1, lipsă totală a reproductibilităţii%" X @ *, inter$ine numai 'a#ardul%" X @ 1, reproductibilitate perfectă.
Api$aţie p%a$'i$&.
entru efectuarea unui screening cu scopul de a identificadepresia maMoră la un lot de subiecţi, a fost ales ca test diagnosticsupresia la de&ameta#onă. 4"au identificat astfel 89 de po#iti$i şi 9 denegati$i.
Du fost apoi comparate re#ultatele cu cele obţinute, prin folosirea
unui Pgold standardP (adică aprecierea psi'iatrică de rutină însoţită de uninter$iu structurat!. Dcesta a identificat 1; de subiecţi cu depresiemaMoră, doar 8 dintre cei identificaţi de testul diagnostic de supresie lade&ameta#onă fiind real bolna$i.
1. Iare este pre$alenţa depresiei maMore în lotul studiatN
10
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 24/25
. entru testul de supresie la de&ametano#ă determinaţi:" $aliditatea%" rata fals 5 po#iti$ilor%" rata fals 5 negati$ilor%" $aloarea predicati$ă.
0. Iare este probabilitatea unui indi$id care nu are depresie maMoră săaibă re#ultat negati$ la testul de supresie la de&ameta#onăN Ium senumeşte această caracteristică a testuluiN
. Iare este probabilitatea unui indi$id cu test de supresie lade&ameta#onă negati$ să nu aibă depresie maMorăN Ium se numeşteaceastă caracteristică a testuluiN
Re1o9a%e:1. rimul pas pe care trebuie să îl facem este alcătuirea tabelului decontingenţă O&P, folosind datele pe care le"am primit:
+epresie maMoră Jotal "
Jestul de supresie lade&ameta#onă
8 ; 89" 101 18 9
Jotal 1; 1;0 0<8
7n tabel doar cifrele cu caractere italice ne sunt date, restul lecalculăm noi.
1. P%ee9anţa dep%e#iei mao%e în lotul de studiu $a fi:+- @ (1;B0<8! & 1** @ ;8G.
. )aidi'a'ea (capacitatea unei probe de a identifica corectceea ce trebuie să identifice! se $a e&prima prin sensibilitate şispecificitate:
S2. @ capacitatea unei probe de a identifica corect pe cei care nuau boală @ proporţia re#ultatelor negati$e în masa nonbolna$ilor @(2?B?3! & 1** @ (18B1;0! & 1** @ 9G.
Ra'a fa# po1i'i9io% @ probabilitatea de a fi po#iti$ cu condiţiade a fi nonbolna$
@ HB?3 @ ;B1;0 @ *,*0.
Ra'a fa# ne!a'i9io% @ probabilitatea de a fi negati$ cu condiţiade a fi bolna$ @ H?B3
1
7/23/2019 III Epidemio
http://slidepdf.com/reader/full/iii-epidemio 25/25
@ 101B1; @ *,<1.
)aoa%ea p%edi$a'i9& (măsură în care este identificată boala! se$a e&prima prin $aloare predicati$ă po#iti$ă şi $aloare predicati$ănegati$ă:
)P 476 @ probabilitatea de a fi bolna$ cu condiţia de a fi po#iti$ @proporţia real po#iti$ilor din masa po#iti$ilor @ (2B & 1** @ (8B89 & 1**@ 9G.
)P 486 @ probabilitatea de a fi nonbolna$ cu condiţia de a finegati$ @ proporţia real negati$ilor din masa negati$ilor @ (2?B?! & 1** @(18B1;0! & 1** @ ;0G.
0. P%o2a2ii'a'ea unui indi$id care nu are depresie maMoră săaibă re#ultat negati$ la testul de supresie la de&ameta#onă este (2?B?3!& 1** şi se numeşte specificitate @ 9G.
. P%o2a2ii'a'ea unui indi$id cu test de supresie lade&ameta#onă negati$ să aibă depresie maMoră este (2?B?! & 1** şi se
numeşte $aloare predicati$ă negati$ă @ ;0G.