Fonti di distorsione nella misura delle disuguaglianze di salute:

il confronto temporale e spaziale, l’aggiustamento per altre covariate, il bias ecologico

Annibale BiggeriDipartimento di Statistica “G. Parenti” Università di Firenze

Unità di Biostatistica, CSPO Firenze

Convegno AIE - Roma 16 maggio 2008

introduzione

• Consideriamo solo la associazione tra indice di deprivazione (o variabili socio-economiche) ed esiti sanitari (mortalità).

• Lo scopo del ricercatore può essere la quantificazione dell’effetto oppure il controllo del confondimento da variabili socio-economiche.

• Consideriamo nell’ordine:– Stabilità temporale dell’associazione

– Stabilità spaziale o, meglio, significato dell’indice (semplice o complesso)

– Confondimento dell’età e distorsione ecologica

– La sezione di censimento

L’indice di deprivazione come confondente negli studi di epidemiologia descrittiva.

Esempio: Grisotto et al., 2007

Diagramma di dispersione tra SMR aggiustati per deprivazione e SMR con standard regionale o locale (scala logaritmica). Retta di perfetta concordanza (in continuo) e Retta RMA (in tratteggio)

Rosso:cause di morte significative con standard Regione e non con agg. per depriv.Verde: significativo SMR agg. per depriv. ma non con standard regione.

l’uso dello standard regionale porti a dichiarare significativi degli SMR che sono spiegati da differenze di deprivazione materiale.

Stabilità temporaleStabilità temporale

La distribuzione geografica dei livelli di deprivazione materiale è sorprendentemente stabile per tempo di calendario

andamenti secolari nella mortalitàandamenti secolari nella mortalità

La tendenza alla omogeneizzazione dei livelli di mortalità e la migrazione dei fattori di rischio portano ad un diminuzione del valore predittivo dei differenziali geografici di deprivazione materiale

log-RR per deprivazione materiale tumore del polmone, maschi, Toscana (Dreassi et al. SIM 2005)

tempi di latenzatempi di latenza

L’associazione tra deprivazione materiale e mortalità causa-specifica mostra caratteristici tempi di latenza

log-RR (intervalli di credibilità al 95%) e probabilità a posteriori per differenti lag temporali

Mortalità 1970-1996 Toscana

Deprivazione mat. 1961-1991

(Biggeri e Dreassi, 2002 IBC)

le coorti di nascitale coorti di nascita

(Catelan et al. Stat Mod 2006)

Le associazioni con variabili socio-economichepossono essere più evidenti nella dimensione temporale della coorte di nascita.

indici relativi

le coorti di nascitale coorti di nascita

(Catelan et al. Stat Mod 2006)

stabilità spaziale – significato dell’indicestabilità spaziale – significato dell’indice

• Il suo significato non è costante nelle differenti Regioni

-5 0 5 10deprivazione materiale

SardegnaSicilia

CalabriaBasilicata

PugliaCampania

MoliseAbruzzo

LazioMarcheUmbria

ToscanaEmilia R

LiguriaFriuli V Giulia

VenetoTrentino A Adige

LombardiaV Aosta

Piemonte

-.02

0.0

2.0

4.0

6.0

8lo

g R

R

0 5 10 15 20regioni

effetto della deprivazione - livello comunale. per regione. Italia 1997-2001

significato degli indicatori:significato degli indicatori:la correlazione si inverte, è presente distorsione ecologica

(.0965583,.35](.0620525,.0965583][0,.0620525]

Tumore polmonare

0,4

0,5

0,6

0,7

0,8

0,9

1

1,1

1 2 3

uomini donne

(.4683754,.6545454](.4261682,.4683754][.2533284,.4261682]

Tumore del polmone

0,8

1

1,2

1,4

1,6

1,8

1 2 3

uomini donne

titolo di godimento dell’abitazione e bassa istruzione (Ocello, 2008)

< -1.35

-1.35 - -0.35-0.35 - 0.40

0.40 - 1.31> 1.31

indice di deprivazione

l’aggiustamento per altre covariatel’aggiustamento per altre covariate

Nelle regressioni ecologiche usare una variabile di risposta standardizzata per età (es. SMR) porta a una distorsione nella stima dell’associazione con l’indice di deprivazione a meno che anche l’indice sia stato standardizzato per età.

la distorsione ecologicala distorsione ecologica

Il coefficiente di regressione ottenuto sui dati aggregati differisce dal coefficiente ottenuto sui dati individuali a causa di confondimento o modificazione di effetto generati dalla aggregazione.

Materiali

Coorte censuaria della città di Firenze

(Studio longitudinale toscano SLTo)

arruolamento: censimento 1991

follow-up: 31 dicembre 1995

esito in studio:

mortalità per tutte le cause

restrizioni: uomini, 18-75 anni di età

144.001 soggetti con 568.713 anni persona e 4312 decessi

(un tasso grezzo di 7,6 per mille) su 2752 sezioni di censimento

n % nessuna 123.111 85

una 19.429 13 due o più 1.461 1

Metodi

• Abbiamo definito un indice di deprivazione su base individuale come la somma di condizioni di svantaggio (da zero a quattro): bassa istruzione (licenza elementare o inferiore), disoccupazione, abitazione piccola (<25 mq), assenza di bagno nell’appartamento.

sull’indice come lineare RR=1,31 (logRR=0.27)

d attesi SMR 3710 3828,2 0.97 549 451,3 1.22 53 32,5 1.63

1 Individuale

2 Contestuale

3 Cronbach

4 Aggregato per età e sezione

5 Aggregato per sezione

6 Aggregato per sezione, deprivazione aggiustata per età

7 Aggregato per sezione

8 Aggregato per sezione, età come covariata ecologica

Modelli statistici

aaisaisa agexy

aasaC

isaI

isa agexxy

aasaA

saisaI

isa agexxxxy

aasasa agexy

sss agexy

sage

sage xy

ssage xy

sssage agexy

Risultati: 1. modelli individuali e distorsione ecologica

modelli Coeff. Coeff. su indice/sd

1 Individuale 0.238

0.093

2 Contestuale 0.166

0.672

0.065

0.082

3 Cronbach 0.166

0.838

0.062

0.102

isax

isax

sax

xxsa saisa xx

commento alla distorsione ecologica

• Il coefficiente del modello sui dati individuali non tiene conto dell’effetto contestuale veicolato dal valor medio per sezione di censimento.

• Vi è un importante effetto contestuale.• Il modello di Cronbach fornisce il coefficiente totale che si ottiene

sui dati aggregati ed è la somma dell’effetto netto individuale più l’effetto contestuale.

• I coefficienti per unità di dev. standard corrispondono ai confronti usuali (sui quartili, sezioni censuarie molto vs poco).

0.838 = 0.166 + 0.672

Risultati: 2. modelli aggregati senza standardizzazione

modelli Coeff. Coeff. su indice/sd

3 Cronbach 0.166

0.838

0.062

0.102

4 aggregato per età

e sezione 0.504 0.085

5 aggregato per

sezione 0.792 0.097

Risultati: 3. modelli aggregati con standardizzazione

modelli Coeff. Coeff. su indice/sd

3 Cronbach 0.166

0.838

0.062

0.102

6 deprivazione standardizzata

0.830 0.119

7 deprivazione non

standardizzata 0.799 0.143

8 deprivazione non

std e età ecologica 0.787 0.140

commento alla distorsione da mancata standardizzazione per età

• L’analisi sui dati aggregati non riproduce l’analisi sui dati individuali. E’ meno distorta, sui nostri dati, l’analisi sui tassi grezzi per sezione. Il modello aggregato per età (m. 4) sembra portare alla sola stima dell’effetto contestuale.

• L’analisi che utilizza come variabile di risposta i tassi standardizzati per età produce risultati distorti. Nei nostri dati usando la covariata per unità di dev. standard si ha una sovrastima dell’effetto.

• Il modello con l’indice di deprivazione standardizzato per età porta a risultati non distorti.

RR ind. RR aggr.

1 Individuale 1.097

2 Contestuale 1.067 1.085 3 Cronbach 1.063 1.107 4 Aggregato per età e sezione 1.089 5 Aggregato per sezione 1.101 6 Aggregato per sezione,

deprivazione aggiustata per età

1.126

7 Aggregato per sezione 1.154 8 Aggregato per sezione,

età come covariata ecologica

1.151

riassumendo i differenti modelliindice per unità di dev. standard

Incidenza tumore polmonare 2004 e Indice di deprivazione 2001 “TOSCANA” 1° 2° 3° Casi 271 304 401 TSD 47.20 51.12 66.61 RR 1.00 1.08 1.42 LI 0.92 1.22 LS 1.27 1.66 “Città” “Provincia” 1° 2° 3° 1° 2° 3° Casi 146 91 154 184 125 173 TSD 54.27 57.16 72.86 52.04 50.51 65.33 RR 1.00 1.05 1.34 1.00 0.98 1.25 LI 0.81 1.07 0.78 1.02 LS 1.36 1.69 1.24 1.54

indice per sezioneindice per sezionetabelle relative agli uomini <75 anni

(Paci et al SLTo 2007)

• Attribuzione della Sezione di censimento 2001• Inviati n° 9072• Georeferenziati n° 7815 (86.1%)• Cause per non georeferenziazione

– 621 (49.4%) indirizzi non validi– 341 (27.1) indirizzo ‘non rilevato’– 269 (21.4%) indirizzo mancante– 26 (2.1%) lettere senza significato

Georeferenziazione dei dati del RTRT 2004 (sedi principali)

http://mappe.rete.toscana.it/

conclusioniconclusioni

Abbiamo considerato solo la associazione tra indice di deprivazione (o variabili socio-economiche) ed esiti sanitari (mortalità).

• Stabilità temporale dell’associazionevi è una tendenza alla diminuzione della grandezza dell’associazione – latenza – coorte di nascita

• Stabilità spaziale o significato dell’indice (semplice o complesso)varia da regione a regione

• Confondimento dell’età e distorsione ecologicaeffetti contestuali su piccola scala – standardizzazione dell’indice

• La sezione di censimentopotenzialmente soggetta a distorsione ecologica

RingraziamentiRingraziamenti

Ricerca finalizzata Regione Valle d’Aosta

SLTo 2005-2007

MIUR PRIN 2002134337 2004137478

PON ATAS EU ESA 2003-2005