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Estudios experimentales y algoritmo elección de pruebas estadísticas
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Estudios experimentales y algoritmo elección de pruebas estadísticas

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  • 1. H0 H1 (1- (1-   _    _ xi 0 xc Zona de no rechazo de H0 Zona de rechazo de H0 Salud Pública II 2010-I Dr. Eduardo Vergara Wekselman Médico Epidemiólogo
  • 2. Estudios ExperimentalesEl investigador puede manipular la causa (exposición), por tanto puedeanalizar los resultados de una intervención específicaLa exposición es generalmente una medida o procedimiento preventivo oterapeúticoTipos1. Ensayos clínicos randomizados (sujetos individuales)2. Ensayos comunitarios (grupos de personas)
  • 3. Diseño de un ensayo clínico
  • 4. DISEÑO DE UN ENSAYO CLINICO ALEATORIZADO
  • 5. Ensayos Clínicos AleatorizadosTipos:1. TerapeúticoSe busca cura de una enfermedad, alivio de síntomas o prolongar la sobrevidaEjemplo: tratamiento de SIDA con AZT2. IntervenciónSe interviene en individuos en riesgo, antes de que la enfermedad se desarrolle.Ejemplo: Tratamiento con AZT en pacientes HIV positivos asintomáticos.3. PreventivoSe determina la eficacia de una medida profiláctica en individuos sin la enfermedad.Ejemplo: Medidas educativas para el uso de Cloro para reducir el riesgo de transmisión deinfección Gastrointestinales.
  • 6. Ventajas y limitaciones de los diferentes estudios epidemiológicos Ensayos Clínicos Ventajas Limitaciones• Mayor control en el diseño. • Coste elevado.• Menos posibilidad de sesgos • Limitaciones de tipo ético y debido a la selección aleatoria de responsabilidad en la los grupos. manipulación de la exposición.• Repetibles y comparables con • Dificultades en la generalización otras experiencias. debido a la selección y o a la propia rigidez de la intervención.
  • 7. CLASIFICACIÓN DE LOS ESTUDIOS TIPO DE ASIGNACIÓN DE NUMERO DE CRITERIOS DE TEMPORALIDAD UNIDAD DE ESTUDIO LA EXPOCISION OBSERVACIONES SELECCIÓN DE ANALISIS POR INDIVIDUO LA POBLACION EN ESTUDIO ENSAYO ALEATORIA LONGITUDINAL NINGUNO PROSPECTIVO INDIVIDUO ALEATORIO PSEUDO POR CONVENIENCIA LONGITUDINAL NINGUNO PROSPECTIVO INDIVIDUOEXPERIMENTALES COHORTE FUERA DE LONGITUDINAL EXPOCISION PROSPECTIVO Ó INDIVIDUO CONTROL DEL RETROSPECTIVO INVESTIGADOR CASOS Y FUERA DE LONGITUDINAL Ó EVENTO PROSPECTIVO Ó INDIVIDUO CONTROLES CONTROL DEL TRANSVERSAL RETROSPECTIVO INVESTIGADOR ESTUDIO DE FUERA DE TRANSVERSAL NINGUNO RETROSPECTIVO INDIVIDUO ENCUESTA CONTROL DEL INVESTIGADORECOLOGICO O DE FUERA DE LONGITUDINAL Ó NINGUNO RETROSPECTIVO GRUPO ÓCONGLOMERADO CONTROL DEL TRANSVERSAL POBLACIÓN INVESTIGADOR
  • 8. RIESGO RELATIVO (RR)•Se obtiene de dividir el riesgo del evento en el grupo expuesto entre el riesgo del grupode no expuestosRR = Re / Rne•Un resultado menor de 1.0, significa que el riesgo en los expuestos es inferior a los noexpuestos.(reducción del riesgo)•Un resultado mayor de 1.0, significa que el riesgo en los expuestos es superior a los noexpuestos.•Un resultado igual a 1.0 significa que el riesgo es igual en expuestos y no expuestos (nohay asociación).
  • 9. REDUCCIÓN DEL RIESGO RELATIVO (RRR)•A partir del RR se puede establecer el porcentaje de aumento ó reducción delriesgo observado.• RRR = [(pne - pe) / pne] 100%•Significa que el grupo de expuestos tuvieron un riesgo de presentar elevento, inferior/superior al observado en los sujetos no expuestos.
  • 10. ESTIMACIÓN DE LOS RIESGOSRIESGO RELATIVO (RR)Mide la fuerza de la asociación entre un factor de riesgo y el daño ala salud Ej. Ca de Pulmón vs Habito tabáquico Enfermo Sano Expuesto 320 399680 400000 No expuesto 120 599880 600000 440 999560 1000000
  • 11. Tasa IncidenciaE= 320 / 400000 = 80 x 100,000 Tasa Incidencia NE= 120 / 600000= 20 x 100,000 RR = 80 / 20 = 4INTERPRETACIÓN: El RR indica que los expuestos tienen un riesgo 4veces mayor de padecer la enfermedad que los no expuestos Si el RR es ≥ 1 = Asociación Si el RR es < 1 = Factor de protección
  • 12. Riesgo Atribuible (RA)Parte del riesgo global relacionada exclusivamente con la exposiciónal factor estudiadoSe determina de dos formas:1.- Como parte del riesgo global atribuible al factor en estudio o seael RARA = Incidencia Expuestos – Incidencia No expuestos RA = 80 x 100,000 - 20 x 100,000 = 60 x 100,000 INTERPRETACION: Riesgo en exceso
  • 13. Riesgo Atribuible (RA %)2.- Como porcentaje del riesgo atribuible al factor estudiado(Fracción atribuible) o Riesgo atribuible porcentual (RA %)El RA % expresa el mismo concepto que el RA pero en términos de porcentaje:Señala la Fracción que verdaderamente se puede atribuir al factor en estudio y no aotros AL RA% TAMBIEN SE LE DENOMINA FRACCIÓN ETIOLOGICA DEL RIESGO (FER) RA = 80 / 100,000 - 20 / 100,000 X 100 = 75% 80 / 100,000
  • 14. Riesgo Atribuible (RA %)INTERPRETACIÓN:El factor estudiado representa el 75% del total de factores etiológicospara la enfermedad, el 25% esta dado por otros factoresEn otras palabras el RA% indica en que medida reduciríamos laenfermedad si controlamos el factor en estudio. EL RA% ES UNA MEDIDA DE IMPACTO POTENCIAL
  • 15. ESTIMACIÓN A PARTIR DE ESTUDIOS RETROSPECTIVOS O CASOS Y CONTROLESNo hay base poblacional conocidaNo es posible determinar el Riesgo relativo (RR)Se puede estimar indirectamente por medio de RPC ú Odds Ratio
  • 16. Enfermo Sano Expuesto 320 (a) 176 (b) No expuesto 120 (c) 264 (d) 440 440 RPC = a X d = 320 x 264 b x c = 176 x 120 =4La RPC tiene la misma significación que el RR es decir mide la fuerza de asociación entre el FR y la enfermedad
  • 17. INTERPRETACIÓN:La incidencia de la enfermedad en los expuestos es 4 veces mayor quela de los no expuestosSINONIMIA: RPC, DR (Desigualdad relativa), RD (Razón de disparidades),RM (razón de Momios), OR (Odds ratio), RR (riesgo Relativo estimado)
  • 18. Eclampsia DESENLACE SI NO Exposición a b Sulfato de experimental Magnesio 40 5015 5055Sujetoselegibles Exposición Placebo c d 96 4959 5055 Control Total 136 9974 10110
  • 19. Eclampsia SI NO FORMULAS PARA CALCULAR LASSulfato de 40 5015 5055MagnesioPlacebo 96 4959 5055 MEDIDAS DE ASOCIACION Total 136 9974 MEDIDA FORMULA EJEMPLO PROPORCION (Riesgo) DE EVENTOS EXPUESTOS (pe) pe= a / (a+b) 40/5055 = 0.008 NO EXPUESTOS (pne) pne= c / (c+d) 96/5055 = 0.019 REDUCCION ABSOLUTA pne - pe 0.019 – 0.008 = 0.011 DEL RIESGO (RAR) RIESGO RELATIVO pe / pne 0.008 / 0.019 = 0.42 = a/ (a+b) c / (c+d) REDUCCION DEL RIESGO [(pne - pe) / pne] [0.011/ 0.019]100% = 58 REALTIVO (RRR) 100% [1- 0.42]100% = 58% = [1- RR] 100%
  • 20. Eclampsia SI NO FORMULAS PARA CALCULAR LASSulfato de 40Magnesio 5015 5055 MEDIDAS DE ASOCIACIONPlacebo 96 4959 5055 Total 136 9974 MEDIDA FORMULA EJEMPLOSUERTE DE EVENTOSSUERTE EN EXPUESTOS (pe) a/b 40/5055 = 0.008SUERTE EN NO EXPUESTOS (pne) c/d 96/5055 = 0.019RAZON DE SUERTES O RIESGO (a/b) / (c/d) 0.008 / 0.019 = 0.42RELATIVO (RR)INDIRECTO ODDS RATIO (RRI) ad / bc 40 x 4959 / 5015 x 96 = 198360 / 481440 = 0.41NUMERO NECESARIO PARA 1- RAR 1/ 0.011 = 91TRATAR
  • 21. ¿POR QUÉ MEDIDAS DE IMPACTO?La finalidad es mejorar el estado de salud de la poblaciónmediante:Tratamientos más efectivos y segurosAplicación de medidas preventivasDisminuir la incidencia de las enfermedadesUso de las mejores pruebas diagnósticas.Evaluar si los resultados son aplicables a otras poblaciones
  • 22. Medidas de impacto:¿En qué medida disminuye la frecuencia o intensidad del problemaal eliminar el factor de riesgo?- Riesgo atribuible- Fracción de riesgo atribuible- Fracción de riesgo atribuible en la población
  • 23. RIESGO ATRIBUIBLE PARA EL GRUPO EXPUESTO:Es la cantidad o proporción de la incidencia de una enfermedadque se atribuye a una exposición específica.Mide la reducción en la incidencia que se puede obtener si seelimina la exposición al factor.
  • 24. RIESGO ATRIBUIBLE PARA EL GRUPO EXPUESTO:Riesgo atribuible = Incidencia en el grupo expuesto – Incidencia en elgrupo no expuesto óRiesgo atribuible = Riesgo en el grupo expuesto – Riesgo en el grupo noexpuesto = (a / (a + b) ) – ( c / (c + d))
  • 25. Ejemplo: Presenta enf. No presenta Total Incidencia anual Coronaria enf.Coronaria (x mil)Fumadores 84 2916 3000 28.0No Fumadores 87 4913 5000 17.4
  • 26. Ejemplo: Hábito de fumar y enfermedad coronaria: Un estudio de 3000fumadores y 5000 no fumadoresIncidencia entre los fumadores = 84 = 28.0 3,000Incidencia entre los no fumadores = 87 = 17.4 5,000 Riesgo atribuible: 28.0 – 17.4 = 10.6 Interpretación: Si se elimina el hábito de fumar habrá una disminución de 11 casos por cada mil personas
  • 27. Fracción de riesgo atribuible en los expuestos: Proporción decasos expuestos entre los cuales la aparición del evento esatribuible a la exposición. También conocida como porcentaje deriesgo atribuible.Representa la reducción esperada en la enfermedad si laexposición pudiera ser removida (o nunca existió).También se conoce como fracción etiológica
  • 28. Fracción de riesgo atribuible en expuestos= Incidencia en expuestos – Incid. en no expuestos Incidencia en los expuestos= 28.0 – 17.4 28= 10.6 28= 0.379= 37.9 % Interpretación: Si los que fuman dejaran de hacerlo, su riesgo de presentar enfermedad coronaria disminuye en 38%
  • 29. Fracción de riesgo atribuible en la población:1.- Conocida como porcentaje de riesgo atribuible.2.- Proporción de casos de un evento aparecidos en una poblacióndefinida según tiempo, lugar y persona, atribuible a una exposición.3.- Su cálculo exige conocer el valor del riesgo y la proporción desujetos expuestos en la población.
  • 30. Fracción de riesgo atribuible en la población: = (riesgo para la población) - (riesgo para no expuestos)------------------------------------------------------------------------------ x 100 riesgo para la población ó RAP = Riesgo atribuible en los expuestos * Proporción de exposición entre los enfermos
  • 31. Ejemplo: Presenta enf. No presenta enf. Total Incidencia Coronaria Coronaria anual x1000Fumadores 84 2916 3000 28.0No Fumadores 87 4913 5000 17.4 De otra fuente de información se sabe que la proporción de fumadores en la población es 44%
  • 32. Ejemplo: Hábito de fumar y enfermedad coronaria: Un estudio de 3000fumadores y 5000 no fumadoresIncidencia entre los fumadores = 84 = 28.0 3,000Incidencia entre los no fumadores = 87 = 17.4 5,000Incidencia en la población:= (28.0 *0.44) + (17.4 * 0.56)= (12.32 + 9.74)= 22.064 por mil
  • 33. Fracción de riesgo atribuible en la población:= (riesgo población) - (riesgo no expuestos) ---------------------------------------------------- x 100 riesgo para la población= 22 – 17.4 22= 0.209 * 100 Interpretación: Si se elimina el hábito de fumar habrá una= 20.9% disminución de 20% en la incidencia de enfermedad coronaria en la población general
  • 34. Análisis de variables Cualitativas: Chi Cuadrado ( 2)• Variables cualitativas • Para hallar los valores esperados• Dos o más categorías excluyentes • X2 = (a+b) x (a+c) = 250 x 148 = 18.5 (a)• Tablas de contingencia n 2000 Peso del niño al nacer. Estudio de seguimiento de 2000 gestantes. Recién nacido de bajo peso Gestante Sí No Total Fumadora 43 (a) 207 (b) 250 (a+b) No fumadora 105 (c) 1645 (d) 1750 (c+d) Total 148 (a+c) 1852 (b+d) 2000
  • 35. Chi Cuadrado 2• 2 = (a+b) x (b+d) = 250 x 1852 = 231.5 (b) n 2000• 2 = (c+d) x (a+c) = 1750 x 148 = 129.5 (c) n 2000• 2 = (c+d) x (b+d) = 1750 x 1852 = 1620.5 (d) n 2000 Peso del niño al nacer. Estudio de seguimiento de 2000 gestantes. (valores esperados) Recién nacido de bajo peso Gestante Sí No Total Fumadora 18.5 (a) 231.5 (b) 250 No fumadora 129.5 (c) 1620.5 (d) 1750 Total 148 1852 2000
  • 36. Chi Cuadrado 2• 2 = (43 - 18.5)2 + (207 - 231.5)2 + (105 - 129.5)2 + (1645 - 1620.5)2 18.5 231.5 129.5 1620.5• 2 = (24.5)2 + (-24.5)2 + (-24.5)2 + (24.5)2 18.5 231.5 129.5 1620.5• 2 = 600.25 + 600.25 + 600.25 + 600.25 = 32.44 + 2.59 + 4.6 + 0.37 18.5 231.5 129.5 1620.5• 2 = 40.04
  • 37. Chi Cuadrado 2• Para una seguridad del 95% (α =0.05) el valor teórico de una distribución ji- cuadrado ( 2) con un grado de libertad es 3,84.• Para α =0.01 es de 6,63 y para α =0.005 es de 7,88. Como quiera que en el cálculo del 2 en el ejemplo obtuvimos un valor de 40,04, que supera al valor para α =0.005.• Concluimos que las dos variables no son independientes, sino que están asociadas (p<0.005).• Por lo tanto, a la vista de los resultados, rechazamos la hipótesis nula (H0) y aceptamos la hipótesis alternativa (Ha) como probablemente cierta.
  • 38. NIVEL CRITICO DE UNA PRUEBA ESTADISTICA NIVEL CRITICO INTERPRETACION CONCLUSION p > 0.05 Indica que la diferencia encontrada es No rechazar Ho NO SIGNIFICATIVA y puede deberse al No hay evidencia suficiente para azar del muestreo rechazar 0.01 < p ≤ 0.05 Indica que la diferencia encontrada ES Rechazar Ho a favor de Ha SIGNIFICATIVA y que probablemente hay evidencia suficiente para no se deba al azar rechazar0.001 < p ≤ 0.01 Indica que la diferencia encontrada es Rechazar Ho a favor de Ha MUY SIGNIFICATIVA y probablemente hay evidencia suficiente para se deba a que hay diferencias en la rechazar población p ≤ 0.001 Indica que la diferencia encontrada es Rechazar Ho a favor de Ha ALTAMENTE SIGNIFICATIVA y hay evidencia suficiente para probablemente se deba a que hay rechazar diferencias en la poblaciónSí p > α, entonces No se puede rechazar la Hipótesis al nivel α establecidoSí p ≤ α entonces se rechaza la Hipótesis al nivel α establecido
  • 39. Esquema de selección de pruebas estadísticas Si Prueba Z para la media 1 grupo Si n > = 30 Prueba T para la media Distribución normal No Prueba del signo No para la mediana Si Prueba Z para la ≠ media Si n > = 30 Si Prueba T Si Varianzas para ≠ de medias No Distribución iguales Prueba T normal No Con ajustes de g de libertad 2 grupos Número No Prueba de Mann Whitneyde grupos Independientes para comparación de poblac Si Prueba Z para la media de la ≠ en datos apareados Si Prueba T para la media de No n > = 30 La ≠ en datos apareados Distribución No normal Prueba del signo ó de No Wilcoxon para datos apareados Si 3 grupos Si Distribución ANVA Comparación de Ttos0 Normal c/varianzas semejantes No Prueba de krustal-Wallis-Comp Ttos Independientes Distribución Si Normal c/varianzas ANVA en bloque Comparación de Ttos No semejantes No Prueba de Friedman -Comp Ttos
  • 40. Esquema de selección de pruebas estadísticas cuando la variable dependiente es nominal 1 grupo Si Prueba Z para la proporción poblacional Muestra grande nP y n (1-P) > 5 No Prueba binomial p/ proporción poblacional Si Prueba exacta de Fisher Si Frecuencias Comparación de proporciones Esperadas pequeñas No Prueba Z o Prueba JI Cuadrado para 2 grupos Comparación de proporciones Númerode grupos Independientes No Prueba de McNemar Comparación de proporciones Si Prueba JI Cuadrado (reunir categorías) para comparación de proporciones Frecuencias 3 grupos Si Esperadas pequeñas No Prueba JI Cuadrado para Independientes Comparación de proporciones No Prueba Q de Cochran comparación de tratamientos
  • 41. Esquemas de selección de pruebas estadísticas para medir relación entre variables Continua Coeficiente de correlación lineal de PearsonEscala deMedición para Ordinal y/ó númerica ambas Coeficiente de correlación por rangos de Spearmanvariables Prueba JI Cuadrado (Coeficiente ǿ) Riesgo relativo (Estudios de cohorte) Odds ratio (Estudios de casos-control) Nominal Coeficiente de concordancia Kappa Cada variable (Comparación de métodos) Tiene dos Categorías (tabla de 2x2) Prueba de JI Cuadrado para independencia de variables (Coeficiente de contingencia)