S = {M+E+, M+E–, M–E+, M–E–}

Slides:



Advertisements
Presentazioni simili
Priscilla Sassoli de’ Bianchi
Advertisements

Metodologia della ricerca in ambito clinico
METODI STATISTICI PER LO STUDIO DELL’ASSOCIAZIONE TRA DATI QUALITATIVI
I testi diagnostici Aldo Rosano.
Bruno Mario Cesana Stefano Calza
L’EPIDEMIOLOGIA CLINICA
LA LOGICA DIAGNOSTICA NEL LABORATORIO
Stud. Med. IV anno Perché si insiste sui Fattori di Rischio Fattori di Rischio e Prevenzione.. Chi li causa, dove e cosa cerchiamo.. Alcuni si.
L'ASSISTENZA ONCOLOGICA NELLE PICCOLE ISOLE ATTESE, RISORSE, CRITICITA Favorire ed Ottimizzare la Compliance Ponza Maggio 2013 Dott.sa Paola Bellardini.
RISCHIO ASSOLUTO LA PROBABILITA, OSSERVATA O CALCOLATA, DI UN EVENTO IN UNA POPOLAZIONE IN STUDIO. Last JM. A dictionary of Epidemiology.
L’INFARTO DEL MIOCARDIO OGGI COME PREVENIRLO COME CURARLO OVVERO ( Prevenzione primaria e secondaria della cardiopatia ischemica)‏ RELATORE DR. ADOLFO.
Valutazione delle Prestazioni di un Classificatore
STATISTICA PER LA RICERCA SPERIMENTALE E ECNOLOGICA
Esercitazione TEST DIAGNOSTICO.
INTERVALLO DI CONFIDENZA PER UNA PROPORZIONE (1)
Obiettivi del corso di Statistica Medica.
IL RUOLO STRATEGICO DEL MEDICO DI MEDICINA GENERALE
Canale A. Prof.Ciapetti AA2003/04
Premessa generale alla valutazione dei rischi
Boscaro Gianni & Brugnaro Luca
LA POTENZIALITA’ DEI REGISTRI SPECIALISTI NELLA VALUTAZIONE DEGLI SCREENING AIRT 2006, Reggio Emilia Registro Tumori Colorettali Modena.
IL FOLLOW-UP DEI TUMORI COLORETTALI
La validità di un test diagnostico
ALCUNI TERMINI: POPOLAZIONE CAMPIONE CAMPIONAMENTO INFERENZA STATISTICA PARAMETRI (ad es. ) STIMATORI (ad es. x) n: DIMENSIONE DEL CAMPIONE MISURE.
Epidemiologia Studio quantitativo della distribuzione*, dei determinanti e del controllo delle malattie nelle popolazioni * spazio, tempo, persone.
MISURE EPIDEMIOLOGICHE
Screening. Il termine screening, è un anglicismo utilizzato in medicina, per indicare una strategia (protocollo) di indagini diagnostiche, utilizzate.
I tumori in Italia – AIRTUM 2011 (1) Il cancro rappresenta la seconda causa di morte in Italia (30%) dopo le patologie cardiocircolatorie (39%). Si stima.
Metodologia della prevenzione
SCREENING ONCOLOGICI DEFINIRE IL PROFILO ORGANIZZATIVO Workshop SItI - FISM Il nuovo Piano Nazionale della Prevenzione Cernobbio, 8 novembre 2005 Sandro.
Screening delle sostanze d'abuso: teoria, vantaggi e limiti
Stefano Angelo Santini Università Cattolica S. Cuore, Roma
Il Papillomavirus Umano (HPV)
NODULO SOLITARIO DELLA MAMMELLA
Promuovere la salute del donatore relazioni e rapporti affettivi Florio Ghinelli U.O.Malattie Infettive AVIS provinciale di Ferrara Bologna, 27 novembre.
EPIDEMIOLOGIA Studio della distribuzione della salute e delle malattie, sia infettive che cronico-degenerative, nella popolazione e dei fattori che ne.
I MARCATORI TUMORALI IN GINECOLOGIA
Basi epidemiologiche ed inquadramento diagnostico
I valori di riferimento
Introduzione alla patologia clinica
DIPARTIMENTO DI MEDICINA MOLECOLARE
Indici di valutazione di un Test diagnostico
LE MISURE EPIDEMIOLOGICHE DI ASSOCIAZIONE E IMPATTO
STUDI DESCRITTIVI Hanno lo scopo di definire la prevalenza di un fenomeno sanitario, osservando la frequenza di questo fenomeno nel tempo e nello spazio,
UNIVERSITA’ DEGLI STUDI DI GENOVA
I test di screening C.Quercioli
igiene Scienza della salute che si propone il
APPROPRIATEZZA TERAPEUTICA E ADERENZA ALLA TERAPIA
la pianificazione nazionale
Real World ICD e CRT-D: esperienze e prospettive” Sabato 22 Ottobre 2011.
PREVENZIONE NON E’ SOLO SORVEGLIANZA SANITARIA
PREVENZIONE DEI TUMORI DEL COLLO DELL'UTERO:
PREVENZIONE SECONDARIA: SCREENING. sensibilità a/a+c specificità d/b+d prevalenza a+c/N valore predittivo + a/a+b valore predittivo – d/c+d m.
PREVENZIONE SECONDARIA: SCREENING. sensibilità a/a+c specificità d/b+d prevalenza a+c/N valore predittivo + a/a+b valore predittivo – d/c+d m +
CORSO DI VALUTAZIONE ECONOMICA IN SANITA’ Valutazione economica dello screening per il tumore della mammella 1 Prof. Fabio Miraglia.
AVVISO Il materiale riportato in queste diapositive è di esclusiva proprietà del Prof. Liborio Stuppia. La pubblicazione.
Medicina sociale … Prof. Giovanna Tassoni Istituto di Medicina legale – Università degli Studi di Macerata.
UNIVERSITA’ DEGLI STUDI DI PERUGIA
Istituto di Ricerche Farmacologiche Mario Negri – Milano Simona Barlera Dipartimento di Ricerca cardiovascolare 5 febbraio 2009 Ricerca traslazionale II.
EPIDEMIOLOGIA DEI TUMORI
TEST STATISTICI PER SCALE NOMINALI, TASSI E PROPORZIONI Non sempre la variabile aleatoria (risultato sperimentale) è un numero ma è spesso un esito dicotomico.
ULSS RAGGIO di SOLE LILT AVO ALLEANZA Screening colo-rettale Attività (dati parziali) Tratto da Registro Tumori Veneto – Report 2007 modificato.
L’importanza e i risultati dello Screening Dott.ssa Maria Gabriella Penon Dirig. Medico Dipartimento di Prevenzione Dott. Antonio Ferro Direttore Dipartimento.
OMS Cure palliative pediatriche:  Minore terminali  Minore con patologia cronica severa che “non guarisce”  Minore con disabilita rilevante Il progresso.
Medicina sociale … Prof. Giovanna Tassoni Istituto di Medicina legale – Università degli Studi di Macerata.
Promozione di screening pediatrici per la diagnosi precoce di malattie invalidanti Piano della Prevenzione Regione Emilia Romagna Modena, 3 novembre.
Valutazione clinico-funzionale a 3 mesi da una prima frattura di femore in pazienti over-65: può il genere influenzare la prognosi? Melamy Falappa Cl.
TEST GENETICI  test per identificare il genotipo consulenza genetica (ricerca di mutazioni patologiche, analisi di marcatori per gene tracking) analisi.
Medicina sociale … Prof. Giovanna Tassoni Istituto di Medicina legale – Università degli Studi di Macerata.
Transcript della presentazione:

S = {M+E+, M+E–, M–E+, M–E–} Le probabilità condizionali e il rischio relativo richiedono la stima delle probabilità associate agli elementi dello SPAZIO CAMPIONARIO: S = {M+E+, M+E–, M–E+, M–E–} (M+  E+) (M+  E–) (M–  E+) (M–  E–) MALATTIA + – ESPOSIZIONE M+ M– E+=(M+  E+)(M–  E+) E– In assenza di informazioni a priori, le probabilità associate agli elementi dello spazio campionario possono essere stimate tramite le frequenze con cui gli eventi elementari si sono verificati nel campione: P(.) = n(.) / n

INFEZIONI RESPIRATORIE Esempio: Si consideri la relazione tra l’allattamento al seno (E) e l’insorgenza di infezioni del primo tratto respiratorio nei primi 4 mesi dalla nascita (M). In un’indagine condotta su 551 nati in una clinica ostetrica dell’Arizona tra il 1982 e il 1983, si sono ottenuti i seguenti risultati: 34 207 72 238 INFEZIONI RESPIRATORIE + – ALLATTAMENTO AL SENO 241 310 106 445 551 stime di probabilità: P = n(.) / n 0.06 0.38 0.13 0.43 M+ E+ M– E– 0.44 0.56 0.19 0.81 1.00

Per il calcolo delle probabilità rilevanti si può indifferentemente utilizzare la tabella delle frequenze assolute o quella delle stime di probabilità. ESERCIZIO Con riferimento all’esempio precedente: stimate P(M+) nei primi 4 mesi di vita; stimate P(M+  E+); stimate P(M+ | E+); stimate P(M+ | E–); calcolate il rischio relativo; stimate il numero di infezioni attese tra i bambini allattati al seno, assumendo l’indipendenza tra esposizione e malattia.

SOLUZIONE P(M+) = 241/551 = 0.44 P(M+  E+) = P(M+) + P(E+) – P(M+  E+) = 0.44 + 0.19 – 0.06 = 0.57 P(M+ | E+) = P(M+  E+) / P(E+) = =(34/551) / (106/551) = 34 / 106 = 0.32 P(M+ | E–) = 207/445 = 0.47 RR = P(M+ | E+) / P(M+ | E–) = = 0.32 / 0.47 = 0.68 numero atteso = P(M+  E+) • n = = P(M+) • P(E+) • n = 0.44 • 0.19 • 551 = 46 indipendenza

cambiamenti patologici SCREENING Uno SCREENING è il tentativo di identificazione precoce di una patologia in individui con la malattia nella fase asintomatica. INIZIO DEI SINTOMI INIZIO DELLA MALATTIA esposizione cambiamenti patologici tempo della diagnosi tempo Fase della suscettibilità Fase sub-clinica Fase clinica Fase del recupero, disabilità o morte Prevenzione primaria: ridurre le nuove occorrenza Prevenzione secondaria (screening): ridurre la durata e la gravità Prevenzione terziaria: ridurre le complicanze e le disabilità

STRUMENTI DI UNO SCREENING Esempi: - screening per il tumore del collo dell’utero tramite esame citologico - screening per il tumore della mammella tramite mammografia in donne di età >50 anni STRUMENTI DI UNO SCREENING Questionari Esami clinici Test di laboratorio Test diagnostici per immagini TIPOLOGIE DI UNO SCREENING Di massa  applicato alla popolazione nel complesso Selettivo  applicato a gruppi specifici di soggetti a rischio

QUANDO EFFETTUARE UNO SCREENING CARATTERISTICHE DI UNO SCREENING La malattia è un serio problema di salute in termini di morbilità e/o mortalità La malattia è diffusa nella popolazione (alta prevalenza) Periodo di latenza della malattia sufficientemente lungo Intervento tempestivo  prognosi migliore in termini di morbilità e/o mortalità CARATTERISTICHE DI UNO SCREENING Efficacia  riduzione di morbilità e/o mortalità dovuta al trattamento nelle fasi precoci Accettabilità  veloce, facile, sicuro (poco invasivo e scarsi effetti collaterali) Costi diretti ed indiretti bassi costi associati all’impiego di risorse e personale costi associati all’esito del test (psicologici, fisici) Affidabilità  consistenza (capacità di riferire lo stesso risultato in situazioni analoghe) Validità  sensibilità e specificità Performance  valore predittivo positivo e valore predittivo negativo

POPOLAZIONE Malati Test + Malati Falsi Positivi Falsi Negativi NON malati Falsi Positivi Veri Positivi Falsi Negativi Veri Negativi

Esempio Diagnosi di malattia: angiografia Test: variazione di 1 mm in tracciato ECG se 1 mm T+, altrimenti T- I valori sulla diagonale principale esprimono il numero di soggetti classificati correttamente al test: 815+327 Prevalenza di persone affette da malattia coronarica: P(M+)=1023/1465=0.70

SENSIBILITA’ E SPECIFICITA’ + - Totale a=VP b=FP VP+FP c=FN d=VN FN+VN VP+FN FP+VN N Malattia Test GOLD STANDARD VERI POSITIVI (VP) = soggetti MALATI, correttamente classificati come MALATI FALSI NEGATIVI (FN) = soggetti MALATI, erroneamente classificati come NON malati FALSI POSITIVI (FP) = soggetti NON malati, erroneamente classificati come MALATI VERI NEGATIVI (VN) = soggetti NON malati, correttamente classificati come NON malati

Se = P(T+ | M+) = VP / (VP+FN) 1. Se la malattia è PRESENTE, qual è la probabilità che il test risulti POSITIVO? SENSIBILITA’: proporzione di soggetti malati che risultano positivi al test di screening  capacità del test di screening di identificare correttamente (classificare positivamente) i soggetti malati: Se = P(T+ | M+) = VP / (VP+FN) 2. Se la malattia è ASSENTE, qual è la probabilità che il test risulti NEGATIVO? SPECIFICITA’: proporzione di soggetti sani che risultano negativi al test di screening  capacità del test di screening di identificare correttamente (classificare negativamente) i soggetti sani: Sp = P(T– | M –) = VN / (FP+VN)

VP+ = P(M+ | T+) = VP / (VP+FP) 3. Qual è la probabilità che un individuo positivo al test sia effettivamente MALATO? VALORE PREDITTIVO POSITIVO: proporzione di soggetti POSITIVI al test di screening che HANNO la malattia VP+ = P(M+ | T+) = VP / (VP+FP) VALORE PREDITTIVO NEGATIVO: proporzione di soggetti NEGATIVI al test di screening che NON hanno la malattia VP– = P(M– | T–) = VN / (FN+VN) Il valore predittivo positivo e il valore predittivo negativo dipendono dalla prevalenza della malattia nella popolazione (proporzione di soggetti malati, ovvero P(M+)) e dalla sensibilità e specificità dello strumento di screening.

Esempio: SENSIBILITA’: P(T+ | M+) = VP/(VP+FN) = 231/258 = = 0.90 SPECIFICITA’: P(T– | M –) = VN / (FP+VN) = 54/86 = = 0.63 VALORE PREDITTIVO POSITIVO: P(M+ | T+) = = VP / (VP+FP) = 231/263 = 0.88 VALORE PREDITTIVO NEGATIVO: P(M– | T–) = = VN / (FN+VN) = 54/81 = 0.67

Per valutare la bontà di un test  sensibilità e specificità Per valutare un paziente  valore predittivo positivo, se positivo al test  valore predittivo negativo, se negativo al test Il TEST di SCREENING IDEALE è quello che prevede Se = 1 e Sp = 1, ma nella realtà NON ESISTE! La scelta del livello ottimale di sensibilità e specificità dipende da considerazioni sulla malattia in studio: malattie molto rare  sensibilità elevata (per individuare i pochi casi) malattie ad alta letalità, che possono essere adeguatamente trattate in fasi precoci per aumentare la sopravvivenza o migliorare la prognosi  sensibilità elevata intervento poco efficace  specificità elevata trattamento invasivo (ad esempio, intervento chirurgico)  specificità elevata NB: Sensibilità e specificità sono caratteristiche intrinseche dello strumento di screening e, fissato uno strumento, l’aumento dell’una comporta una diminuzione dell’altra!

TEST DI SCREENING Se vogliamo stabilire la morte di un soggetto esaminando il ‘rigor mortis’ Esistono FN (morti erroneamente considerati vivi): soggetti già morti, ma che non presentano il ‘rigor mortis’. Non esistono FP (vivi erroneamente considerati morti): tutti coloro che hanno il ‘rigor mortis’ sono morti. Quindi: specificità=d/(b+d)=d/d=1 sensibilità 1

TEST DI SCREENING Se vogliamo stabilire la morte di un soggetto valutando se l’ECG (elettroencefalogramma) è piatto Non esistono FN (morti erroneamente considerati vivi): se ECG non è piatto, il soggetto è certamente vivo. Esistono FP (vivi erroneamente considerati morti): l’ECG è piatto, ma il soggetto non è morto. Quindi: sensibilità=a/(a+c)=a/a=1 specificità 1

ESERCIZIO Risultati del test ELISA (enzyme-linked immunosorbent assay) per HTLV-III in pazienti con AIDS e donatori sani di sangue:

SOLUZIONE

Esempio In uno screening per valutare la presenza di malattie coronariche sono stati sottoposti a ECG 1465 persone. Di queste 442 erano sane e un totale di 930 soggetti risultò positivo al test. Tra i malati, 208 risultarono negativi al test.