Padronização.

Apresentação em tema: "Padronização."— Transcrição da apresentação:

1 Padronização

2 Método de padronização (ou ajuste) direto
Muito utilizado para ajuste por idade na comparação de taxas de morbi-mortalidade entre diferentes regiões e períodos. Obtêm-se duas taxas padronizadas que seriam observadas nos grupos A e B se estas populações tivessem a mesma distribuição de idade que a população padrão. Também se à distribuição por sexo e outras variáveis. 2

3 Outra interpretação – Incidências esperadas na população padrão caso ela tivesse, respectivamente, as mesmas taxas específicas por grupo etário que os grupos A e B. Cálculo – medidas ponderadas das taxas específicas por estrato em cada grupo – com pesos correspondentes aos números de pessoas em cada estrato da população padrão.

4 Uso dos mesmos pesos permite comparação das taxas.
Taxas ajustadas – usadas para calcular riscos relativos e risco atribuíveis ajustados. Principal suposição – efeitos são homogêneos através dos estratos da variável de confundimento (neste caso, a idade)

5 Nas tabelas do próximo slide é mostrado um forte confundimento por idade – o desfecho é mais frequente em pessoas mais velhas do que em mais jovens. Além disso, os grupos de estudo são muito diferentes em relação às suas distribuições de idade.

6 População padrão mais jovem População padrão mais velha
Tabela – Exemplo hipotético de ajuste direto (riscos relativos homogêneos). Idade Grupo de estudo A Grupo de estudo B RR N Casos Taxa (%) < 40 100 6 400 12 3 2,00 >= 40 200 60 30 15 Total 300 66 22 600 42 7 3,14 Cálculo das estimativas ajustadas: Idade População padrão mais jovem População padrão mais velha N Casos esperados - taxas de A Casos esperados - tx de B < 40 500 30 15 100 6 3 >= 40 150 75 Total 600 60 156 78 Taxas ajustadas (%) 10 5 26 13 RR ajustados 2,00 6

7 O valor absoluto da taxa ajustada não é o foco principal – depende da escolha da população padrão.
O foco é a comparação!

8 Escolha da população padrão
1 – População artificial – por exemplo, indivíduos em cada estrato. 2 – Um dos grupos de estudo – cálculos mais simples e rápidos Quando um dos grupos é pequeno – sua escolha minimiza variabilidade aleatória – não há necessidade de usar suas taxas específicas por estrato para estimar os números esperados de eventos – a taxa observada é igual a ajustada.

9 Escolha da população padrão
3 – Soma das populações dos grupos de estudo. 4 – População de estudo de referência ou a população de onde se originaram os grupos de estudo (estado, país, mundo, etc) As taxas ajustadas resultantes terão relação com o todo.

10 Escolha da população padrão
5 – População padrão de mínima variância (Wi) – produz estimativas ajustadas estatisticamente mais estáveis – útil com tamanhos amostrais pequenos. A população padrão específica por estrato (i): Número de pessoas do estrato i do grupo A. Número de pessoas do estrato i do grupo B. Se um dos grupos é muito menor do que o outro (A,por ex.) - equação se reduz a Wi = nAi. 10

11 Método de ajuste direto –
usado tradicionalmente para comparações ajustadas para a idade de taxas de morbi-mortalidade por tempo e lugar. É apropriado para ajuste para qualquer variável categórica. Pode ser usado para ajustar, simultaneamente, mais de uma variável (tabela no próximo slide) - aplicação limitada se houver muitos estratos e dados esparsos. c)

12 (anos) Estrato (i) População padrão (pesos)
Tabela – Exemplo de layout para uso do método direto para ajuste simultâneo para sexo, raça e escolaridade. Sexo Raça Escolari-dade (anos) Estrato (i) Taxa do grupo de estudo A Taxa do grupo de estudo B População padrão (pesos) Masculino Branca <12 1 - >=12 2 Negra 3 4 Feminino 5 6 7 8 12

13 Método direto - usado para ajuste de qualquer taxa ou proporção (mortalidade, letalidade, incidência por pessoa-tempo, prevalência). Pode ser usado no contexto dos estudos de caso-controle para obter proporções ajustadas de casos e controles expostos, que podem ser usadas para calcular uma OR ajustada.

14 Ajuste indireto Também é utilizado para ajuste de dados de morbi-mortalidade por idade. O número esperado de eventos em um grupo de estudo é calculado pela aplicação de taxas de referência (da população padrão) ao número de indivíduos em cada estrato do(s) grupo(s) de estudo.

15 Para cada grupo de estudo, a razão do número total de eventos observados pelo número de eventos esperados é uma estimativa do RR ou da razão de taxas ajustadas. Essa razão se refere à comparação do grupo de estudo com a população que serviu como fonte das taxas de referência. É conhecida como razão das mortalidades padronizadas (RMP) (ou razão das incidências ou prevalências padronizadas).

16 Variável confundido-ra suspeita
Tabela – Ajuste indireto: comparando a mortalidade observada em uma população de estudo com aquela de uma população de referência externa. Variável confundido-ra suspeita (1) População de estudo A Taxa de mortalidade da população de referência (4) Mortes esperadas em A se ela tivesse as taxas da população de referência (5) = (4) x (2) Número (2) Mortes observadas (3) Estrato 1 na1 Xa1 M1 M1 x na1 Estrato 2 na2 Xa2 M2 M2 x na2 Estrato 3 na3 Xa3 M3 M3 x na3 ... Estrato k nak Xak M4 Mk x nak Total Somatória de Xai Somatória de Mk x nai Razão de mortalidade padronizada - RMP 16

17 Taxas de refer. externas
Exemplo de cálculo de RMP Idade (anos) Grupo de estudo Taxas de refer. externas N Mortes Taxa <40 100 10 10% 12% >=40 500 20% 50% Total 600 110 18,3% Número esperado de mortes obtidos pela aplicação das taxas de referência idade-específica ao Grupo de estudo Idade (anos) 12% x 100 = 12 óbitos 50% x 500 = 250 óbitos Número total esperado 262 óbitos RMP (observado/esperado) 110/262 = 0,42 ou 42%

18 Útil quando os riscos ou taxas específicas por estrato são desconhecidos em um dos grupos sob observação (não precisa dos óbitos por estrato, só o total) Útil quando o(s) grupo(s) de comparação é (são) pequeno(s) - taxas específicas por estrato instáveis – o método direto produziria números esperados estatisticamente não confiáveis 18

19 Quando do uso de ajuste indireto, não é apropriado definir a pop que serve de fonte para as taxas como uma “população padrão”. A verdadeira população padrão corresponde ao(s) grupo(s) realmente estudado(s) para os quais as taxas de referência externas são aplicadas. Quando da comparação de mais do que um grupo com a fonte das taxas de referências, as RMP são ajustadas para diferentes padrões (isto é, para os próprios grupos de estudo).

20 Taxas de referência externas
A comparação de RMP para diferentes grupos de estudo pode ser inapropriada. No exemplo abaixo, os dois grupos de estudo têm taxas idade-específicas idênticas – mas, em função das diferenças na distribuição etária, as taxas brutas totais são diferentes (18,3% e 11,7%). Idade (anos) Grupo de estudo A Grupo de estudo B Taxas de referência externas N Mortes Taxa <40 100 10 10% 500 50 12% >=40 20% 20 50% Total 600 110 18,3% 70 11,7%

21 Taxas de refer. externas
Tabela – Exemplo hipotético de dois grupos de estudo com taxas idade-específicas idênticas mas com diferentes distribuições de idade: uso do método indireto com taxas de referências externas resulta em diferentes RMPs. Idade (anos) Grupo de estudo A Grupo de estudo B Taxas de refer. externas N Mortes Taxa <40 100 10 10% 500 50 12% >=40 20% 20 50% Total 600 110 18,3% 70 11,7% Número esperado de mortes obtidos pela aplicação das taxas de referência idade-específica aos Grupos A e B. Idade (anos) 12% x 100 = 12 12% x 500 = 60 50% x 500 = 250 50% x 100 = 50 Número total esperado 262 RMP (observado/esperado) 110/262 = 0,42 70/110 = 0,64 21

22 Aplicação das taxas de referência para cada um dos grupos resulta em números esperados não uniformemente ponderados e em diferentes RMP (0,42 e 0,64). Esta situação ocorre quando as razões de taxas nos grupos de estudo e na população de referência não são homogêneas através dos estratos.

23 Concluindo: A comparação de grupos de estudo, apesar de ser comum, não é sempre apropriada. RMP são obviamente apropriadas quando a comparação de interesse é aquela entre cada grupo de estudo e a pop de referência.

24 Exemplos de padronização direta

25 Comparação entre coeficientes gerais de mortalidade por doenças do aparelho circulatório, São José do Rio Preto, 1980 e 2001

26 Ano 1980 Pop Padrão SJRP 2003 Município de São José Do Rio Preto Faixas Etárias Óbitos 1980 População 1980 Coef. Mortalidade 1980 Pop. Padrão Ob. Padrão 0 a 4 anos 3 19560 15.3 26650 4 5 a 9 anos 17529 0.0 28776 10 a 14 anos 18289 32121 15 a 19 anos 21538 35609 20 a 29 anos 1 36637 2.7 67957 2 30 a 39 anos 12 25487 47.1 63419 30 40 a 49 anos 24 20762 115.6 52386 61 50 a 59 anos 51 14703 346.9 34658 120 60 a 69 anos 96 8500 1,129.4 23220 262 70 a 79 anos 129 4325 2,982.7 12655 377 80 anos e mais 104 1197 8,688.4 4822 419 Total 420 188527 222.8 382273 1,275 CM 1980 Padrão 333.6

27 Ano 2001 Pop Padrão SJRP 2003 Município de São José Do Rio Preto Faixas Etárias Óbitos 2001 População 2001 Coef. Mortalidade 2001 Pop. Padrão Ob. Padrão 0 a 4 anos 2 25603 7.8 26650 5 a 9 anos 1 27646 3.6 28776 10 a 14 anos 30858 6.5 32121 15 a 19 anos 34211 0.0 35609 20 a 29 anos 5 65286 7.7 67957 30 a 39 anos 22 60926 36.1 63419 23 40 a 49 anos 38 50327 75.5 52386 40 50 a 59 anos 101 33295 303.3 34658 105 60 a 69 anos 150 22307 672.4 23220 156 70 a 79 anos 210 12157 1,727.4 12655 219 80 anos e mais 239 4632 5,159.8 4822 249 Total 770 367248 209.7 382273 802 CM 2001 Padrão

28 Taxas de mortalidade por doenças do aparelho circulatório (por 100
Taxas de mortalidade por doenças do aparelho circulatório (por habitantes), São José do Rio Preto, 1980 e 2001. Ano Taxa bruta Taxa padronizada 2001 209,7 1980 222,8 333,6

29 Figura – Taxas bruta e padronizada de mortalidade por doenças do aparelho circulatório, São José do Rio Preto, 1980 a 2001.

30 Figura – Taxas padronizadas de mortalidade por doenças do aparelho circulatório, São José do Rio Preto, estado de São Paulo e Brasil, 1980 a 2001.

31 Bibliografia Szklo M, Nieto FV. Epiemiology. Beyonde the basics. Sudbury, Jones and Bartlett Publishers, 2007. 31