A apresentação está carregando. Por favor, espere

A apresentação está carregando. Por favor, espere

Bioestatística Básica Secretaria de Estado de Saúde do Distrito Federal Fundação de Ensino e Pesquisa em Ciências da Saúde (FPECS) Escola Superior de Ciências.

Apresentações semelhantes


Apresentação em tema: "Bioestatística Básica Secretaria de Estado de Saúde do Distrito Federal Fundação de Ensino e Pesquisa em Ciências da Saúde (FPECS) Escola Superior de Ciências."— Transcrição da apresentação:

1 Bioestatística Básica Secretaria de Estado de Saúde do Distrito Federal Fundação de Ensino e Pesquisa em Ciências da Saúde (FPECS) Escola Superior de Ciências da Saúde (ESCS) Paulo Roberto Margotto Prof. Do Curso de Medicina da ESCS Entendendo bioestat í stica b á sica Autor(es): Paulo R. Margotto

2 Bioestatística Básica Programa: Importância da Bioestatística Variáveis População e Amostras Apresentação dos dados em tabelas Medidas de Tendência Central Distribuição Normal Correlação e Regressão Risco Relativo / Odds Ratio Teste de Hipóteses Exercício de Medicina Baseado em Evidências Teste de Fisher Teste t 13 Análise de Variância (ANOVA) 14 -Escolha de Teste Estatístico 15-Testes Estatísticos não Paramétricos 16- Sensibilidades/Especificidade/Curva ROC Margotto, PR (ESCS)

3 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS) A condução e avaliação de uma pesquisa A condução e avaliação de uma pesquisa Comparação entre dois ou mais grupos ou amostras (grupo tratado / grupo controle) Comparação entre dois ou mais grupos ou amostras (grupo tratado / grupo controle) Depende, em boa parte, Depende, em boa parte, do conhecimento sobre do conhecimento sobre Bioestatística Bioestatística Estar alerta a: variáveis interferentes nos resultados ¤ Variações mostrais ¤ Diferenças entre grupos Avaliação da eficácia do tratamento (significação)

4 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Os testes estatísticos são utilizados para: ¤ Comparar amostras (houve modificação dos grupos inicialmente semelhantes após o início da intervenção) ¤ Detectar variáveis interferentes ¤ Analisar se o tratamento depende de outras variáveis (peso, idade, sexo)

5 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br A ciência não é um conhecimento definitivo sobre a realidade, mas é um conhecimento hipotético que pode ser questionado e corrigido. Ensinar ciências não significa apenas descrever fatos, anunciar leis e apresentar novas descobertas, mas Maneira crítica e racional de buscar conhecimento Vieira S., Ensinar o método científico

6 - Variáveis (dados): - Qualitativas :(diferentes categorias sem valores numéricos): -Nominal:: sexo, cor, grupo sanguíneo, causa da morte -Ordinais: (ordenação natural): Grau de instrução, aparência, estágio da doença, status social - Quantitativos ou Contínuos: (dados expressos por nº): idade, altura, peso, renda familiar -Discretas( associação entre valores e números inteiros): idade em anos completos -Contínua (pode assumir qualquer valor no subconjunto de números reais): peso - População e Amostra: - População: Conj. de elementos com determinada característica - Amostra: Subconjunto com menor nº de elementos - Independentes: grupo selecionados com tratamento distinto - Dependentes: para cada elemento do grupo tratado existe um grupo controle semelhante (sexo, idade, etc) - Comparação intra-individuo (o grupo submetido ao tratamento é o seu próprio controle)

7 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br - Apresentação dos Dados em Tabelas: - Componentes das tabelas: - Título: Explica o conteúdo - Corpo: Formado pelas linhas e colunas dos dados - Cabeçalho: específica o conteúdo das colunas - Coluna indicadora: específica o conteúdo das linhas - Opcional: fonte, notas, chamadas

8 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Nascidos vivos no Maternidade do HRAS segundo o ano de registro Título Cabeçalho (separado do corpo por um traço horizontal) Ano de Registro Freqüência Freqüência relativa 1998 (1) ,88 32,88 (8828/25494) 1999 (1) , (1) ,90 Coluna indicadora Total Fonte: Margotto, PR (2001) Nota: dados retirados do livro da sala de parto (1): os RN < 500g não foram incluídos (1): os RN < 500g não foram incluídos. (chamadas)

9 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS) Tabela de Contingência ou de Dupla Entrada (cada entrada é relativa a um dos fatores) Gestantes sem pré-natal/gestantes com pré-natal e mortalidade perinatalFator Mortalidade Perinatal Total Sim Não Sim Não Gestantes sem pré-natal Gestantes com pré-natal Permite calcular o risco, a freqüência (incidência) entre expostos e não expostos a um determinado fator (será discutido adiante).

10 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br - Tabelas de distribuição de freqüências: Peso ao nascer de nascidos vivos, em Kg2,5223,2001,9004,1004,6003,4002,7203,7203,6002,4001,7203,400 3,1252,8003,2002,7002,7501,570 2,2502,9003,3002,4504,2003,800 3,2202,9502,9003,4002,1002,700 3,0002,4802,5002,4004,4502,900 3,7253,8003,6003,1202,9003,700 2,8902,5002,5003,4002,9202,120 3,1103,5502,3003,2002,7203,150 3,5203,0002,9502,7002,9002,400 3,1004,1003,0003,1502,0003,450 3,2003,2003,7502,8002,7203,120 2,7803,4503,1502,7002,4802,120 3,1553,1003,2003,3003,9002,450 2,1503,1502,5003,2002,5002,700 3,3002,8002,9003,2002,480- 3,2502,9003,2002,8002,450- Como transformar está tabela em uma Tabela de Distribuição de Freqüência ? Menor peso: 1570g Maior peso: 4600g

11 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br - Tabelas de distribuição de freqüências: 3 colunas Definir as faixas de peso (Classes):Classe Ponto Médio Freqüência 1,5Ι 2,0 1,753 2,0Ι 2,5 2,2516 2,5Ι 3,0 2,7531 3,0Ι 3,5 3,2534 3,5Ι 4,0 3,7511 4,0 Ι 4,5 4,254 4,5Ι 5,0 4,751 - Intervalo de classe (0,5Kg): intervalo coberto pela classe - Extremo de classe:limites dos intervalos de classe 1,5 Ι 2,0: fechado a esquerda (não pertencem a classe os Valores 2; pertencem a classe os valores 1,5) - Ponto médio: soma dos extremos da classe ÷ 2 -N º de classes: K = 1+ 3,222 log n (em geral: 5-20) no exemplo: K = 1 + 3,222 log 100 = 7,444 (7 ou 8 classes)

12 Apresentação dos dados em gráficos -título (pode ser colocado tanto acima como abaixo) -escala (crescem da esquerda para a direita e de baixo para cima). - legendas devem ser colocadas à direita do gráfico. Bioestatística Básica

13 Gráfico de barras: é usado para apresentar variáveis qualitativas ou variáveis ordinais. Veja no gráfico de barras os dado da tabela 1. Bioestatística Básica

14 Gráfico de setores: é usado para apresentar variáveis qualitativas ou variáveis ordinais. Calcular os ângulos centrais das diversas categorias, marcando-os na circunferência e separando-os com o traçado de raios. Bioestatística Básica Como calcular o ângulo central de cada categoria: Freqüência relativa (f) valerá X e o ângulo central X = 360 x f 100

15 Histograma: Os dados apresentados em tabelas de distribuição de freqüência são apresentados graficamente em histogramas. Bioestatística Básica Peso ao nascer Freqência

16 Polígono de freqüência : Os dados apresentados em tabela de distribuição de freqüências também podem ser apresentados em gráficos denominados polígonos de frequência. Após serem marcados os pontos na abscissa (pontos médios das classes) e na ordenada (freqüência relativas), fechar o polígono unindo os extremos nos pontos de abscissas iguais aos pontos médios de uma classe imediatamente inferior a primeira e de uma classe imediatamente superior à última. Bioestatística Básica

17 BOX PLOT: a caixa é formada por -mediana (linha central): estimativa da tendência central a sua posição indica a presença de simetria (central) e próxima a dos percentis (assimetria) -percentis 25 e 75 (obtidos pelo método Tukey´s Hinges): amplitude interquartil-estima a Variabilidade dos dados -whiskers (bigodes de gatos): -valores máximos e mínimos (distribuição normal) -distribuição assimétrica: os dados máximo e mínimos se desviam do P25-P75 ->1,5 AIQ: valores discrepantes(outliers) ->2,5 AIQ: valores extremos (extremes-assinalados com asterisco)

18 Bioestatística Básica Dias de internação na coleta da hemocultura por faixas de peso ao nascer Denise Nogueira da Gama Cordeiro

19 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Medidas de Tendência Central (Valor de ponto em torno do qual os dados se distribuem) Variância e Desvio Padrão: avalia o grau de dispersão quanto cada dado se desvia em relação a média) Média aritmética:soma dos dados nº deles (dá a abscissa do centro de gravidade do conjunto de dados) Peso ao nascer em Kg de 10 RN 2,52,03,04,0 3,01,01,5- 3,51,52,5- A média aritmética (representa-se por X é: 2,5+3,0+3, ,0 = 2,45 10

20 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Medidas de Tendência Central Média Aritmética Cálculo da média de dados em Tabela de Distribuição de Frequência n=100 Média (X): ponto médio de cada classe x respectiva freqüência divido pelo n X = 1,75x3 + 2,25x ,25x4 + 4,75x1 = Kg Classe Ponto Médio Freqüência 1,5Ι 2,0 1,753 2,0Ι 2,5 2,2516 2,5Ι 3,0 2,7531 3,0Ι 3,5 3,2534 3,5Ι 4,0 3,7511 4,0 Ι 4,5 4,254 4,5Ι 5,0 4,751

21 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Medida de Tendência Central - Medida de dispersão:indicadores do grau de variabilidade dos individuos em torno das medidas de tendência central - Variância: - Medir os desvios em relação a média (diferença de cada dado e a média) - Não há média dos desvios pois sua soma é igual a zero Ex.: 0,4,6,8,7 - X (média) : = 25 = X – X (desvio em relação a média) = – 5 = -1A soma dos desvios é igual a zero 6 – 5 = 1 8 – 5 = 3 ( )+1+3+2= = 0 7 – 5 = 2

22 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Medidas de Tendência Central Variância Soma dos quadrados dos desviosDadosXDesvios (X – X) Quadrado dos desvios (X – X) x = 5 x = 5 (x – x) = 0 (x – x) = 0 (x – x) 2 = 40 (x – x) 2 = 40 A soma do quadrado dos desvios não é usada como medida de dispersão, porque o seu valor cresce com o nº de dados Grupo I: 60, 70 e 80 Kg - Grupo II: 60, 60, 70, 70, 80, 80 Kg

23 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Medidas de Tendência Central Variância Cálculo da soma dos quadrados dos desvios Então, para medir a dispersão dos dados em relação à média, usa-se a variância (S 2 ) que leva em consideração o n S 2 = soma dos quadrados dos desvios n – 1 Para os dados: 0, 4, 6, 8 e 7 a S 2 = 40 = 40 = 10 5 –1 4 Grupo I Grupo II X (x – X) (x – X) 2 X (x – X) (x – X) zerozero zerozero 70zerozero zero200zero400

24 Bioestatística Básica I Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Medidas de Tendência Central Desvio Padrão Raiz quadrada da variância, sendo representava por S; tem a mesma unidade de medida dos dados Ex.: 0,4,6,8,7. S 2 (variância) = 10 s (desvio padrão): 10 = 3,16 Coeficiente de variância (CV) Razão entre o desvio padrão a a média x 100 CV = sx 100 X Ex.: Grupo I: 3,1,5 anos (x = 3 anos; s 2 = 4; s=2) : CV = 66,7% Grupo II: 55,57,53 anos (x = 55 anos; s 2 = 4; s = 2) : CV = 3,64% Vejam à dispersão dos dados em ambos os grupos é a mesma, mas os CV são diferentes (no grupo I a dispersão relativa é ALTA)

25 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Distribuição Normal Variáveis aleatórias: variam ao acaso (peso ao nascer) Gráficos com 2 extremos um máximo e um mínimo e entre eles, uma distribuição gradativa (maioria dos valores ao redor da média) : Curva de Gauss: As medidas que originam a estes gráficos são variáveis com distribuição normal

26 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Distribuição Normal Características: A variável (peso ao nascer) pode assumir qualquer valor real O Gráfico da distribuição normal é uma curva em forma de sino, simétrico em torno da média ( ) (se lê mi). A área total da curva vale 1, significando que a probabilidade de ocorrer qualquer valor real é 1. Pelo fato da curva ser simétrica em torno da média, os valores maiores do que a média e os valores menores do que a média ocorrem com igual probabilidade.

27 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Distribuição Normal Predicção de uma valor entre dois nº quaisquer: Ex.: A probabilidade de ocorrência de um valor > 0 é 0,5, mas qual é a probabilidade de ocorrer um valor entre 0 e z = 1,25?

28 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Distribuição Normal Predicção de uma valor Usar tabela de Distribuição Normal Como usar esta tabela? Localizar na 1 a coluna o valor 1,2 Na 1 a linha, está o valor 5. n 0 1,2 compõe com o algarismo 5, o n 0 z = 1,25. No cruzamento da linha 1,2 com a coluna 5 está o número 0,3944. Está é a probabilidade (39,44%) do ocorrer valor entre zero e z= 1,25.

29 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br ,00,00000,00400,00800,01200,01600,01990,0239 0,10,03980,04380,04780,05170,05570,05960,0636 0,20,07930,08320,08710,09100,09480,09870,1026 0,30,11790,12170,12550,12930,13310,13680,1406 0,40,15540,15910,16280,16640,17000,17360,1772 0,50,19150,19500,19850,20190,20540,20880,2123 0,60,22570,22910,23240,23570,23890,24220,2454 0,70,25800,26110,26420,26730,27030,27340,2764 0,80,28810,29100,29390,29670,29950,30230,3051 0,90,31590,31860,32120,32380,32640,32890,3315 1,00,34130,34380,34610,34850,35080,35310,3554 1,10,36430,36650,36860,37080,37290,37490,3770 1,20,38490,38690,38880,39070,39250,39440,3962 1,30,40320,40490,40660,40820,40990,41150,4131 1,40,41920,42070,42220,42360,42510,42650,4279 Probabilidade de ocorrer valor entre zero e 1,25

30 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Distribuição Normal Predicção de uma valor: qual é a probabilidade de um individuo apresentar um colesterol entre 200 e 225 mg% (média); 200 mg% / = desvio padrão = 20 mg% Cálculo da probabilidade associado à Distribuição normal: Z = X - = média ; = desvio padrão X = valor pesquisado A estatística Z mede quanto um determinado valor afasta-se da média em unidades de Desvio padrão (quando coincide c/ a média, o escore é Z = 0)

31 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Distribuição Normal Predicção de uma valor: Z = X – 200 = 1,25 20 Consultando a Tabela de Distribuição normal, vemos que a probabilidade de Z assumir valor entre 0 e Z = 1,25 é 0,3944 ou 39,44

32 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br ,00,00000,00400,00800,01200,01600,01990,0239 0,10,03980,04380,04780,05170,05570,05960,0636 0,20,07930,08320,08710,09100,09480,09870,1026 0,30,11790,12170,12550,12930,13310,13680,1406 0,40,15540,15910,16280,16640,17000,17360,1772 0,50,19150,19500,19850,20190,20540,20880,2123 0,60,22570,22910,23240,23570,23890,24220,2454 0,70,25800,26110,26420,26730,27030,27340,2764 0,80,28810,29100,29390,29670,29950,30230,3051 0,90,31590,31860,32120,32380,32640,32890,3315 1,00,34130,34380,34610,34850,35080,35310,3554 1,10,36430,36650,36860,37080,37290,37490,3770 1,20,38490,38690,38880,39070,39250,39440,3962 1,30,40320,40490,40660,40820,40990,41150,4131 1,40,41920,42070,42220,42360,42510,42650,4279 Probabilidade de ocorrer valor entre zero e 1,25

33 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Distribuição Normal Predicção de uma valor Outro exemplo: Qual é a probabilidade uma pessoa apresentar menos do que 190mg% de colesterol. Para resolver este problema, é preciso "reduzir" o valor X = 190. Obtém-se então: Z = = - 0,50. 20

34 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br ,00,00000,00400,00800,01200,01600,01990,0239 0,10,03980,04380,04780,05170,05570,05960,0636 0,20,07930,08320,08710,09100,09480,09870,1026 0,30,11790,12170,12550,12930,13310,13680,1406 0,40,15540,15910,16280,16640,17000,17360,1772 0,50,19150,19500,19850,20190,20540,20880,2123 0,60,22570,22910,23240,23570,23890,24220,2454 0,70,25800,26110,26420,26730,27030,27340,2764 0,80,28810,29100,29390,29670,29950,30230,3051 0,90,31590,31860,32120,32380,32640,32890,3315 1,00,34130,34380,34610,34850,35080,35310,3554 1,10,36430,36650,36860,37080,37290,37490,3770 1,2 0,38490,38690,38880,39070,39250,39440,3962 1,3 0,40320,40490,40660,40820,40990,41150,4131 1,4 0,41920,42070,42220,42360,42510,42650,4279 Na Tabela de Distribuição Normal, a probabilidade de ocorrer valor maior que a média 0 é 0,5;então, a probabilidade pedida é : 0,5 – 0,1915 = 0,3085 ou 30,85%

35 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Correlação / Regressão Correlação Associaçao entre duas variaveis peso e altura; em quanto aumenta o peso à medida que aumenta a altura? Diagrama de dispersão: X = Horizontal (eixo das abscissas): variável independente ou explanatória Y = Vertical (eixo das ordenadas) : variável dependente A correlação quantifica quão bem o X e Y variam em conjunto

36 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Correlação + Correlação - Sem correlação

37 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Correlação / Regressão CompPesoCompPeso 10423,5 9815, ,7 9514, ,1 9215, ,510422, ,0 9413, ,5 9916, ,0 9818,0 9114,5 9816, ,010420,0 9919,510018,3 Observem que à medida que o comprimento dos cães aumenta (variável explanatória) o peso aumenta (variável dependente)

38 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Correlação / Regressão Coeficiente de correlação: (r de Pearson) : Expressa quantitativamente as relações entre duas variáveis r = 0,8 – 1 – forte r = 0,5 – 0,8 – moderada R = 0,2 – 0,5 – fraca r = 0 – 0,2 – insignificante Cálculo do r: r = xy - xy n x 2 – (x) 2 n y 2 – (y) 2 n Débito cardíaco e Pressão arterial r=0,38 (correlação fraca) Kluckow et al

39 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Correlação / Regressão Correlação: grau de associação / Regressão: capacidade entre 2 variáveis de predicção de um valor baseado no conhecimento do outro (prever Y conhecendo-se o X) Equação da Reta de Regressão: Y = a + bx(a= Y – bx) a : coeficiente angular (inclinação da reta) b: coeficiente linear (intersecção da reta com o eixo X)

40 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Correlação / Regressão Exemplo: a correlação entre o peso pré-gravídico e o peso do RN foi de 0,22. Aequação da reta: Y = 2547, ,8 x Assim, uma gestante com peso pré-gravídico de 60 Kg espera-se um RN c/ peso de 3,315g R2 ( r squared): coeficiente de determinação: proporção da variação total que é explicada. Peso pré –gravídico e peso ao nascer : r 2 = 0,22 2 = 4,84 5% ( o peso ao nascer é explicado pelo peso da mãe em apenas 5%) (Tese de Doutorado – Curvas de Crescimento Intra-uterinas Margotto, PR)

41 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Correlação / Regressão Base excess e PaCO 2 Equação de regressão: Y = 1,07 BE + 40,98 r = 0,94 / r = 0.88 = 88%

42

43

44

45

46

47

48

49

50

51

52

53

54 Taxa de eventos no grupo estudo: (a/(a+b) Taxa de eventos no grupo controle: (c/(c=d) Risco relativo: a/(a+b) / c(c+d) Redução do risco relativo (RRR) Redução do risco absoluto Número Necessário p/tratamento INTERPRETAÇÃO DO RISCO RELATIVO/ODDSRATIO EM PERINATOLOGIA/TESTE DE HIPÓTESES 582 (Objeto Planilia-Editar)

55

56

57

58 O Intervalo de Confiança 95% significa que há 95% de probabilidade de que o intervalo calculado contenha o verdadeiro valor do parâmetro estudado. Por exemplo RISCO RELATIVO de 1,6 com IC95% de 1,2 a 2,05. Isto quer dizer que no experimento realizado o valor encontrado foi de 1,6 e que há 95% de probabilidade que o verdadeiro valor seja um número qualquer entre 1,2 e2,05. Quando o intervalo de confiança contém o valor 1,00 significa que não há diferença estatística entre o grupo estudado e o grupo controle. Quando o valor máximo do IC 95% é menor que 1,00 o grupo de estudo se comportou de modo significativamente melhor que o grupo de controle e quando o valor mínimo do IC 95% for maior que 1,00 significa que o grupo de estudo foi significativamente pior que o grupo controle. INTERPRETAÇÃO DO RISCO RELATIVO/ODDSRATIO EM PERINATOLOGIA/TESTE DE HIPÓTESES

59

60 INTERPRETAÇÃO DO RISCO RELATIVO/ODDSRATIO EM PERINATOLOGIA/TESTE DE HIPÓTESES

61

62

63

64

65

66 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Teste de Hipótese Hipótese nula (H 0 ): não há diferença Hipótese alternativa (H 1 ): há diferença Hipótese: resposta presumida e provisória que de acordo com critério será ou não rejeitada Processo para testar hipótese: 1. Estabelecer H o 2. Estabelecer H 1 3. Determinar tamanho da amostra 4. Colher dados 5. Estudo estabelecido para verificar se o H 0 é verdadeiro 6. Rejeitar ou não a H 0

67 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Teste de Hipótese Segundo R.A. Fisher: todo experimento existe somente com o propósito de dar os fatos uma oportinidade de afastar a H 0 Erro tipo I: rejeitar a H 0 sendo verdadeira (fato obtido pelo azar) : rara ocorrência estatística; amostras pequenas Erro tipo II: aceita a H0 sendo falsa (erro mais frequente); significação estatística: máxima probabilidade de tolerar um erro tipo I. α= 5% (p 0,05): 5% de rejeitar a H 0 (sendo verdadeira) e aceitar a H1 α= 1% (p 0,01): 1% de rejeitar a H 0 (sendo verdadeira) e aceitar a H 1 α erro tipo I e erro tipo II

68 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS) Exercício da Medicina Baseado em Evidências (MBE) Novo paradigma na prática clínica: decisões com evidência da pesquisa clínica MBE – uso consciencioso da melhor evidência na tomada de decisões integrado com a experiência Sem experiência clínica – as práticas correm o risco de ser tiranizadas pela evidência Estratégia poderosa: busca eletrônica -www.pubmed.comwww.pubmed.com -www.cochrane.org: compêncio de reevisões sistemáticas dos estudos randomizados de todos os campos da medicinawww.cochrane.org (Na medicina neonatal: -www.bireme.brwww.bireme.br -www.paulomargotto.com.br -www.neonatology.org

69 Consultem: Exerc í cio da medicina baseado em evidências Autor(es): Paulo R. Margotto Exerc í cio da medicina baseada em evidência (2008) Autor(es): Paulo R. Margotto

70 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br MRE Conhecimento da Estrutura de um estudo da Avaliação de um tratamento: Exposição ResultadosTotal EventoNão Evento Sim (tratado)aba+b Nâo (tratado)cdc+d Medidas do efeito de tratamento: RR (Risco Relativo): a/n1 c/n2 RRR (redução do Risco Relativo): 1 – RR DR (Diferença de Risco): a/n1 – c/n2 Número necessário para tratamento (NNT): 1 Diferença de risco

71 Taxa de eventos no grupo estudo: (a/(a+b) Taxa de eventos no grupo controle: (c/(c=d) Risco relativo: a/(a+b) / c(c+d) Redução do risco relativo (RRR) Redução do risco absoluto Número Necessário p/tratamento INTERPRETAÇÃO DO RISCO RELATIVO/ODDSRATIO EM PERINATOLOGIA/TESTE DE HIPÓTESES 582 Objeto Planília-Editar

72 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br MRE RR = 1 (sem efeito no tratamento) RR < 1 ( o risco de evento é menor no grupo tratado) Ex.: Redução do DAP (ductus arteriosus patente) no grupo exposto a menor ou maior oferta hídrica RR = 0,40 (IC 95% : 0,26 – 0,63): não contém 1 (é significativo) RRR = 1 – RR = 1 – 0,40 = 0,60 x 100 = 60 % (redução de 60% do DAP no grupo com menor oferta hídrica) DR: - 0,19 NNT = 5,3 ( o nº necessário para tratar com restrição hídrica para prevenir um caso de DAP é 5,3

73 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br MRE Hemorragia peri/intraventricular (HP/HIV): grupo com menor x maior oferta hídrica: RR = 0,94 (IC a 95% : 0,52 – 1,72) RRR = 1 – 0,94 = 0,06 x100 = 6% DR = - 0,011 NNT = 90,9 Interpretação: - A ingesta hídrica não afetou a incidência de HP/HIV (no intervalo de confiança do RR contém o 1, que quando presente significa nulidade da associação) - A restrição hídrica diminui a HP/HIV (não significativo) - É necessário restringir líquido em 90,9 RN para evitar a ocorrência de 1 caso de HP/HIV Quanto melhor o tratamento, menor o NNT

74 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br MRE Uso da dexametasona no tratamento da Displasia broncopulmonar (DBP) e efeito colateral - Hiperglicemia : RR = 1,27 (IC a 95%: 0,99 – 1,63). Há um aumento da glicemia em 27% dos pacientes (1,25 x 100 = 127: ). Não significativo, pois o IC contem a unidade - Hipertrofia do miocárdio: RR = 9,0 (IC a 95%: 1,2 – 67,69). Aumento significativo de 9 vezes (o intervalo não contém a unidade)

75 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br MRE A apresentação dos Dados: Vejam a apresentação dos resultados: RR (95% IC) Ingesta hídrica menor x maior Ductus arteriosus patente Hemorragia peri/intraventricular Efeitos colaterais do uso da dexametasona na DBP Hiperglicemia Hipertrofia do miocárdio Quando a linha horizontal estiver a esquerda (RR 1): aumento do evento Toda vez que a linha horizontal tocar a linha vertical significa qu o RR não é significativo 1 1

76 Exercício da Medicina Baseado em Evidências Margotto PR, ESCS Risco Relativo/Odds Ratio Intervalo de confiança: » Estima a magnitude da associação » Informa a variabilidade da estimativa (através da amplitude dos limites inf e sup) Exemplo: Redução do ductus arteriosus patente no grupo exposto a menor ou maior oferta hídrica RR = 0,40 (IC a 95% 0,26 – 0,63) não contém o 1 (é significativo na p< 0,05) RRR = 1– 0,40 = 0,60 x 100 = 60 % (redução do DAP no grupo com menor oferta hídrica) reduz entre 37 – 74%) NNT = 5,3 ( o nº necessário para tratar com restrição hídrica para prevenir um caso de DAP é 5,3)

77 INTERPRETAÇÃO DO RISCO RELATIVO/ODDSRATIO EM PERINATOLOGIA/TESTE DE HIPÓTESES

78 Forest plot Mostra visualmente os resultados de uma meta- análise; Mostra visualmente os resultados de uma meta- análise; Faz uma estimativa visual da quantidade de variação entre os resultados

79 Primeiro autor do estudo primário IC Linha do não efeito

80 USO DE ERITROPOETINA PRECOCE Cochrane (Ohlsson A, Aher SM. Early erythropoietin forEarly erythropoietin for preventing red blood cell transfusion in preterm and/or low birth weight infants

81 VENTILAÇÃO DE ALTA FREQUENCIA X CONVENCIONAL 6º Simpósio Internacional do Rio de Janeiro,28-30 de agosto de 2008

82 Esteróide pós-natal x morte neonatal 6º Simpósio Internacional do Rio de Janeiro,28-30 de agosto de 2008 Keith J Barrington* -

83 Esteróide pós-natal e deficiente neurodesenvolvimento 6º Simpósio Internacional do Rio de Janeiro,28-30 de agosto de 2008 Keith J Barrington* -

84 Esteróide pós-natal x paralisia cerebral 6º Simpósio Internacional do Rio de Janeiro,28-30 de agosto de 2008 Keith J Barrington* -

85 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br MRE - Comparação do lucinactante (Surfaxin ® ) x Colfosceril (Exosurf ® ) - Comparação do lucinactante (Surfaxin ®) x Beractante (Survanta ® )

86 Infecção fúngica sistêmica está associada como desenvolvimento de retinopatia do prematuro em recém nascidos de muito baixo peso: uma metanálise Ivan Araújo Motta Natália Bastos Coordenação: Paulo R. Margotto Escola Superior de Ciências da Saúde/ESCS/SES/HRAS/DF Escola Superior de Ciências da Saúde/ESCS/SES/HRAS/DF Unidade de Neonatologia do HRAS

87 De 330 bebes com IFS, 118 tiveram ROP severa comparado com 235 de 1951 sem IFS; De 330 bebes com IFS, 118 tiveram ROP severa comparado com 235 de 1951 sem IFS; O risco de desenvolver ROP severa foi significativamente maior no grupo com IFS: O risco de desenvolver ROP severa foi significativamente maior no grupo com IFS: (OR : 4,06; IC de 3,05-5,42;NNT:4,54) (OR : 4,06; IC de 3,05-5,42;NNT:4,54) Metagráfico de Odds Ratio (OR) de severa ROP in IFS versus não IFS em RNMMBP (n:todos os pacientes com severa ROP;N: total de pacientes elegíveis no estudo)

88 Periodontite x parto prematuro Lopez NJ et al,2005- estudo randomizado: gengivite x tratamento: Lopez NJ et al,2005- estudo randomizado: gengivite x tratamento: Odds ratio de 2,76;IC: 1,29 a 5,88) Odds ratio de 2,76;IC: 1,29 a 5,88) Michalowwicz BS et al, 2006-estudo randomizado Michalowwicz BS et al, 2006-estudo randomizado Odds ratio de 1,04; IC a 95%:0,68-1,58) Odds ratio de 1,04; IC a 95%:0,68-1,58) Sem resposta a respeito do valor do tratamento da periodontite Sem resposta a respeito do valor do tratamento da periodontite Vaginose x parto prematuro Vaginose x parto prematuro McDonald HM et al (2007):588 mulheres -uso de antibióticos <20 semanas: OR=0,63, IC a 95%: 0,48-0,84

89 Risco Relativo/Odds Ratio: p x IC Intervalo de confiança: Estima magnitude da associação Informa a variabilidade da estimativa Informa a variabilidade da estimativa (através da amplitude dos limites inf e sup.) (através da amplitude dos limites inf e sup.)Exemplo: Estudo AEstudo B Evento Evento Evento Evento Exercício da Medicina Baseado em Evidências Margotto PR, ESCS Kennedy KA, Frankowski Clin Perinatol 30 (2003)Tratamento+-Sim Não RR = 0,90 IC 95% : 0,80 – 1,02Tratamento+-Sim84250 Não RR = 0,50 IC 95% : 0,24 – 1,06 P = 0,10 Sem diferença significativa: com IC grande: estudo pequeno para precisar efeito no tratamento com IC pequeno: improvável grande efeito benefico do tratamento

90 Risco Relativo/Odds Ratio Estudo A: RR = 0,90 (IC 95%.: 0,80 – 1,02) Estudo B: RR = 0,50 ( IC 95%.: 0,24 – 1,06) A: RRR = 1 – 0,90 = 10% (improvável reduzir < 20% 1 – 0,80) B: RRR = 1 – 0,5 = 50% (reduz até 76%, mas podendo aumentar 6%) Efeito pequeno/ não existente Efeito pequeno/ não existente O efeito no tratamento não pode se avaliado (amostra pequena) Exercício da Medicina Baseado em Evidências Margotto PR, ESCSKennedy KA, Frankowski, 2003

91 Risco Relativo/Odds Ratio NNT: N º necessário para tratamento (expressa o beneficio do tratamento) Grandes Ensaios randomizados resultados estatísticos significativos (mesmo quando a magnitude da diferença - benefício - é pequena): O clínico deve decidir se a magnitude do benefício justificar os custos e os efeitos adversos. Ex: Tratamento A (n=400)B (n=200) RR = 0,80 0,80 RR = 0,80 0,80 NNT = NNT = São necessários tratar 100 RN São necessários tratar 100 RN para evitar 1 dano Exercício da Medicina Baseado em Evidências Margotto PR, ESCSKennedy KA, Frankowski RF, 2003

92 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Teste de Fisher ou da Probabilidade Exata Usado para amostras pequenas Menos erro tipo I e II em relação ao qui-quadrado n 20 < 40 Ex.: a) célula da matriz de decisão com o valor 0 Suposição de uma determinada enzima em pessoas submetidas a uma reação sorológicaReaçãoEnzimaTotalPresenteAusente Total549 P = (a+b!) x (C=d!) x (a+c!) x (b+d!) n! x 1 / a! b! c! d! P = [ (6! 3! 5! 4! / 9!] x [1/5! 1! 0! 3!) P = 0,046 = 4,76% P <=0,05: as pessoas submetidas a uma reação sorológica apresentam significativamente uma determinada enzima (afastamos a H 0 )

93 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Teste t Testar o QI médio entre crianças nascidas a termo e prematuras Testar uma droga (grupo tratado/grupo controle) Teste t: analisa grupos simples ou compara 2 grupos (variável com distribuição normal ou aproximadamente normal) Passos: Nível de significância: letra grega Média de cada grupo: X 1 : média do grupo 1 X 2 : média do grupo 2 Variância de cada grupo: S 2 1 : variância do grupo 1 S 2 2 : variância do grupo 2 N1 é o nº de elementos do grupo 1 N2 é o nº de elementos do grupo 2 Variância Ponderada S 2 = (n 1 – 1) 2 + (n 2 – 1) S 2 2 n 1 + n O valor t é definido pela fórmula t = X 2 – X S 2 n 1 + n 2

94 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Teste t t 0 (t calculado) t c (t crítico: obtido na tabela de valores de t) Significa que as médias não são iguais, podendo se afastar a H 0 Ex.: 1) Verificar se duas dietas para emagrecer são igualmente eficientes ou se determinada dieta foi melhor (produziu significativamente menor perda de peso)

95 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Perda de peso em Kg segundo a dieta Dieta 1 Dieta Inicialmente, vamos estabelecer o nível de Significância: = 5% Cálculos: Média de cada grupo X1 = = 120 = X2 = = 105 = Variância de cada grupo: S 1 2 = 4S 2 2 = 5

96 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br TESTE t Verificação de duas dietas (continuação) Variância ponderada: S 2 2 = 9x4 + 6x5 = 4,4 9+6 Cálculo do valor de t: t= 15 – 12 = 2,902 4, Graus de liberdade: n1 + n2 – 2 = – 2 = 15 (Correção em função do tamanho da amostra e do nº de combinações possíveis) Na tabela de valores de t : t 0 > t c : a dieta 2 produziu maior perda de peso (significativo):rejeitamos a H 0

97 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br TESTE t Valores de t, segundo os graus de liberdade e o valor de

98 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Análise de Variância/Estatística F (ANOVA: Analysis of Variance) Usado para comparar médias de mais de duas populações Ex.: testar 4 drogas diferentes (diuréticos) ao mesmo tempo e avaliar o efeito de cada droga sobre o débito urinário em 16 voluntários. teste t: comparar os grupos 2 a 2 (6 testes t separados) - perda de tempo - erro tipo I de 30% (5% de erro em 6 análises) Então, vamos usar o teste ANOVA (comparação de pares):

99 Bioestatística Básica Margotto, PR (ESCS)www.paulomargotto.com.br Análise de Variância/Estatística F (ANOVA: Analysis of Variance) Se os grupos são semelhantes, a variância em cada um (dentro) dos grupos é semelhante aquela entre os grupos. Determinar a variabilidades das médias dentro de cada amostra e a variabilidade entre as médias das amostras F = estimação da variância ENTRE os grupos estimação da variância DENTRO dos grupos F – distribuição F e R A Fisher F obs F crítico: rechaça a H 0

100 Bioestatística Básica : raiz quadrada

101

102 Bioestatística Básica : Raiz quadrada

103 Bioestatística Básica

104

105

106

107

108

109

110

111 p

112

113

114

115

116

117

118

119

120

121 ?: raiz quadrada X

122

123 Bioestatística Básica

124 Planília-Editar)

125 Curva ROC ROC - Receiver Operator Caracteristic COR - Características de Operação do Receptor Forma de representar a relação normalmente antagônica entre SENSIBILIDADE e ESPECIFICIDADE de um teste diagnóstico quantitativo, ao longo de um contínuo de valores ponto de corte (cut off point) O cut off point vai influenciar as características do teste A Curva ROC descreve diferentes valores de SENS e ESPECIF para um determinado número de valores cut off point Bioestatística Básica

126 -Permitem evidenciar os valores para os quais existe maior otimização da sensibilidade em função da especificidade ponto em que se encontra mais próximo do canto superior esquerdo do diagrama -Permitem quantificar a exatidão de um teste diagnóstico (proporcional à área sob a curva) -Permitem comparar testes diagnósticos Bioestatística Básica Curvas ROC

127 CURVA ROC Teste A-melhor acurácia que o teste B (teste inválido: os seus resultados não são melhores do que os da chance) Ponto 1: maior valor de sensibilidade e especificidade; ponto 2: maior sensibilidade, porem menor especificidade; ponto 3: maior especificidade, porém, menor sensibilidade A escolha do cut off vai depender do interesse em aumentar a sensibilidade ou a especificidade Falso- positivo (1-especificidade)

128 Bioestatística Básica


Carregar ppt "Bioestatística Básica Secretaria de Estado de Saúde do Distrito Federal Fundação de Ensino e Pesquisa em Ciências da Saúde (FPECS) Escola Superior de Ciências."

Apresentações semelhantes


Anúncios Google