LA STANDARDIZZAZIONE DEI TASSI
I TASSI GREZZI sono tassi riassuntivi basati su eventi reali (numero di nascite, morti o
malattie) in una popolazione totale e in un determinato periodo di tempo.
Due fattori contribuiscono alla grandezza di un tasso grezzo di mortalità:
Il PRIMO è la probabilità di morte per gli individui,
Il SECONDO la distribuzione della popolazione per età.
Dal momento che l’ETÀ è il principale fattore che influenza il rischio di morte, più
elevata è la porzione di anziani nella popolazione, più elevato sarà il tasso grezzo di
mortalità in quella popolazione.
I tassi grezzi presentano il vantaggio di essere facilmente calcolabili, ma possono
oscurare il fatto che sottogruppi della popolazione manifestino differenze di rischio
significative.
Può pertanto accadere che due popolazioni con tassi di mortalità età-specifici diversi
presentino uguali tassi grezzi di mortalità e viceversa.
Ogni volta che si analizza un tasso grezzo, è necessario esaminare i TASSI SPECIFICI
e la DISTRIBUZIONE PER ETÀ per determinare se sia necessario un “aggiustamento”
o STANDARDIZZAZIONE DEI TASSI.
1
I TASSI SPECIFICI per sottogruppi omogenei presentano il vantaggio di fornire
un’informazione dettagliata, utile a scopi epidemiologici e per interventi di Sanità
Pubblica.
Tuttavia risulta problematico paragonare molti sottogruppi di due o più popolazioni.
E’ necessario perciò un tipo di TASSO RIASSUNTIVO depurato dalle limitazioni dei
tassi grezzi, cioè un TASSO STANDARDIZZATO. Nel calcolo di questo tasso
riassuntivo, vengono applicati PROCEDIMENTI STATISTICI che rimuovono l’effetto
delle differenze nella composizione delle diverse popolazioni.
L’ETÀ È LA VARIABILE PER LA QUALE LA STANDARDIZZAZIONE È PIÙ
FREQUENTEMENTE NECESSARIA A CAUSA DEL SUO EFFETTO SULLA MORBOSITÀ
E MORTALITÀ.
BISOGNA TUTTAVIA RICORDARE CHE, A SECONDA DEI CASI, PUÒ ESSERE
NECESSARIO STANDARDIZZARE PER VARIABILI QUALI:
SESSO; RAZZA; MANSIONE LAVORATIVA; ABITUDINE AL FUMO; ECC.
2
Si può arrivare ad ottenere dati standardizzati attraverso DUE procedimenti
principali,
l’uno detto di STANDARDIZZAZIONE DIRETTA;
l’altro detto di STANDARDIZZAZIONE INDIRETTA.
Per poter comunque applicare l’una o l’altra di tali metodiche, va sempre
preliminarmente
STANDARD,
che
identificata
può
una
essere
popolazione,
costituita
denominata
dalla
POPOLAZIONE
popolazione
REALE
di
un’aggregazione geografico-istituzionale di un livello superiore a quello delle
popolazioni dalle quali provengono i dati (popolazione regionale per dati
comunali, nazionale per dati regionali, ecc.), oppure una popolazione IDEALE.
Per COMPARAZIONI DI DUE DIVERSI GRUPPI, la popolazione standard può
essere costruita come la somma per fasce di età e in totale delle due popolazioni
in esame.
3
LA STANDARDIZZAZIONE DIRETTA
Si supponga di voler confrontare il tasso di mortalità per una determinata
patologia della popolazione italiana (POPOLAZIONE A) con quella di un gruppo
di immigrati che vivono in Italia (POPOLAZIONE B).
POPOLAZIONE A
TOTALE
POPOLAZIONE B
Popolazione
Numero
Tasso di
Popolazione
Numero
a metà anno
decessi
mortalità
a metà anno
decessi
57.100.000
53.750
320.000
220
94,1/100.000
Tasso di
mortalità
68,7/100.000
Si può dire che il rischio di morire per la malattia in questione è più basso
nella popolazione degli immigrati rispetto a quella italiana?
Osservando la distribuzione per età delle due popolazioni, risulta evidente la
necessità della standardizzazione
POPOLAZIONE ITALIANA (A)
> 65
FASCE
DI
ETÀ
IMMIGRATI (B)
45-64
15-44
5-14
0-4
10
20
30
40
50
60
70
%
4
Se si dispone dei DATI DI MORTALITÀ SUDDIVISI PER FASCE DI ETÀ relativi
alle due popolazioni in esame e si conosce anche la NUMEROSITÀ DELLE
DIVERSE FASCE DI ETÀ DELLA POPOLAZIONE STANDARD si può effettuare la
STANDARDIZZAZIONE DIRETTA.
Nel nostro esempio, il primo passo è scegliere una popolazione standard che
potrebbe essere quella proposta dalla O.M.S. per il continente europeo con la
seguente suddivisione in fasce di età:
FASCE D’ETÀ
STANDARD EUROPEO
0-4
8.000
5 - 14
14.000
15 - 44
42.000
45 - 64
25.000
> 65
11.000
TOTALE
100.000
LA STANDARDIZZAZIONE DIRETTA CONSISTE NEL CALCOLO DEL NUMERO DI
CASI CHE SI VERIFICHEREBBERO NELLA POPOLAZIONE STANDARD SE I
5
TASSI FOSSERO QUELLI DELLE POPOLAZIONI IN STUDIO.
Quindi  prendere i singoli tassi specifici delle due popolazioni A e B e
moltiplicarli per la rispettiva popolazione standard al fine di ottenere il
numero di morti attesi per classe di età nelle due popolazioni.
POPOLAZIONE A
POPOLAZIONE B
FASCE Popolazione Numero Tasso di
Popolazione
Numero
D’ETÀ
a metà anno
decessi
a metà anno decessi
mortalità
/100.000
Tasso di
mortalità
/100.000
0- 4
3.000.000
1.200
40,0
50.000
21
42,0
5 - 14
7.800.000
250
3,2
60.000
2
3,3
15 - 44
24.900.000
2.400
9,6
142.000
20
14,1
45 - 64
13.900.000
9.900
71,2
45.000
42
93,3
≥ 65
7.500.000
40.000
533,3
23.000
135
587,0
94,1
320.000
220
68,7
TOTALE 57.100.000
53.750
I tassi di mortalità specifici per età dovranno essere applicati come segue alla
popolazione standard:
FASCIA 0 – 4 ANNI (A): 8.000 x 40,0 /100.000
= 3,2 CASI ATTESI
FASCIA 0 – 4 ANNI (B): 8.000 x 42,0 /100.000
= 3,4 CASI ATTESI
FASCIA 5 – 14 ANNI (A): 14.000 x 3,2 /100.000 = 0,4 CASI ATTESI
FASCIA 5 – 14 ANNI (B): 14.000 x 3,3 /100.000 = 0,5 CASI ATTESI
Otterremo così il numero dei morti attesi
6
Riportiamo in tabella i casi attesi nelle due popolazioni A e B:
POPOLAZIONE A
Tasso di
POPOLAZIONE B
FASCE
Popolazione
D’ETÀ
standard
0- 4
8.000
40,0
3,2
42,0
3,4
5 - 14
14.000
3,2
0,4
3,3
0,5
15 - 44
42.000
9,6
4,0
14,1
5,9
45 - 64
25.000
71,2
17,8
93,3
23,3
≥ 65
11.000
533,3
58,6
587,0
64,5
TOTALE
100.000
mortalità
casi
Tasso di
casi
attesi
mortalità
attesi
84,0
97,6
SOMMANDO gli attesi nelle varie classi di età si ottiene IL NUMERO TOTALE DI MORTI
ATTESI, che equivale al numero dei casi che ci aspetteremmo nelle due popolazioni se la
loro distribuzione fosse quella standard.
DIVIDENDO il totale dei morti attesi per la numerosità della popolazione standard (in
questo caso 100.000) si ottengono i rispettivi TASSI STANDARDIZZATI DI MORTALITÀ, e
cioè:
POPOLAZIONE A: 84,0 / 100.000
POPOLAZIONE B: 97,6 / 100.000
7
DOPO LA STANDARDIZZAZIONE DIRETTA È POSSIBILE PORSI LA DOMANDA:
UNA VOLTA CORRETTO L’EFFETTO DELLA DIVERSA COMPOSIZIONE PER ETÀ, LE
DUE MORTALITÀ SONO UGUALI?
OSSIA,
ESISTE
QUALCHE
FATTORE,
OLTRE
ALLA
DIVERSA
ETÀ
DELLE
DUE
POPOLAZIONI, CHE INFLUISCE SULLA MORTALITÀ IN TALI POPOLAZIONI,
DETERMINANDONE UN LIVELLO DIFFERENTE?
8
IN
SINTESI,
I
PASSI
DA
COMPIERE
PER
CALCOLARE
TASSI
STANDARDIZZATI CON METODO DIRETTO SONO:
1)
SELEZIONARE UNA POPOLAZIONE STANDARD CON DISTRIBUZIONE
DELL’ETÀ CONOSCIUTA
2)
CALCOLARE I TASSI DI MORTALITÀ (O MORBOSITÀ) SPECIFICI PER LE
DUE POPOLAZIONI INDICE
3)
CALCOLARE I DECESSI (O CASI) ATTESI IN CIASCUNA DELLE DUE
POPOLAZIONI
MOLTIPLICANDO
I
TASSI
SPECIFICI
DELLA
POPOLAZIONE INDICE PER IL NUMERO DI SOGGETTI PRESENTI IN
CIASCUNA CLASSE DI ETÀ DELLA POPOLAZIONE STANDARD
4)
SOMMARE I DECESSI (O CASI) ATTESI DI CIASCUNA CLASSE DI ETÀ E
DIVIDERE IL TOTALE DEI DECESSI (O CASI) ATTESI PER IL TOTALE
DELLA
POPOLAZIONE
STANDARDIZZATO
STANDARD
OTTENENDO
IL
TASSO
9
STANDARDIZZAZIONE INDIRETTA
In alcuni casi l’aggiustamento per età dei tassi è necessario, ma la procedura
appena descritta non può essere applicata perché il piccolo numero di morti in
una popolazione può rendere i tassi età-specifici instabili.
In altri casi i tassi età-specifici possono essere sconosciuti, essendo disponibili
solo il numero totale dei morti e il numero di soggetti presenti in ogni classe di
età.
IL METODO DI STANDARDIZZAZIONE INDIRETTA È SPECULARE DEL METODO
DIRETTO E PUÒ ESSERE APPLICATO NEI CASI MENZIONATI.
Nel METODO DIRETTO il tasso standardizzato per età è ottenuto applicando i
tassi età-specifici delle popolazioni di interesse (Es. A e B) a una popolazione la
cui struttura per età è nota (STANDARD) per ottenere un numero di morti attese.
Nel METODO INDIRETTO la standardizzazione è basata sui TASSI ETÀSPECIFICI piuttosto che sulla composizione per età.
10
In questo caso la popolazione i cui tassi costituiscono la base per la
comparazione è definita POPOLAZIONE STANDARD.
Se
due
popolazioni
devono
essere
paragonate
tra
di
loro
con
la
standardizzazione indiretta, LA PIÙ NUMEROSA DELLE DUE è solitamente
scelta come STANDARD perché i suoi tassi tendono ad essere più stabili.
Il procedimento di STANDARDIZZAZIONE INDIRETTA consiste nell’applicare i
tassi età-specifici della popolazione standard alla popolazione di interesse (ES.
popolazione A) per ottenere un numero di MORTI “ATTESE”.
In pratica, ci si chiede: quale sarebbe il numero di morti (MORTI ATTESE) nella
popolazione “A” se le persone di tale popolazione morissero con gli stessi tassi
di mortalità età-specifici della popolazione standard?
11
Il CONFRONTO tra morti osservate effettivamente e morti attese permette di rispondere
alla domanda:
• in ognuna delle popolazioni in esame si muore in maniera standard?
• ossia in ognuna di esse la mortalità incide come nella popolazione standard?
Il RAPPORTO =
Morti osservate in una popolazione
è detto:
Morti attese nella stessa popolazione
RAPPORTO STANDARDIZZATO DI MORTALITÀ o S.M.R.
(STANDARD MORTALITY RATIO)
Il RAPPORTO STANDARDIZZATO DI MORTALITÀ, mettendo in relazione il numero di
morti osservate con quello di morti attese, indica quanto, in una particolare
popolazione, la mortalità incide in modo diverso dalla popolazione generale nel suo
complesso.
Quanto detto a riguardo della STANDARDIZZAZIONE INDIRETTA PER IL FATTORE
“ETÀ”, può essere applicato a tutte le altre variabili (Es. mansione lavorativa) per le
quali si vuole standardizzare.
12
Utilizzando sempre l’esempio della popolazione italiana e della
popolazione immigrata, potremmo partire dalla scelta di TASSI
STANDARD SPECIFICI per la mortalità nelle diverse fasce d’età in
Europa forniti dall’O.M.S.
FASCE DI ETÀ
TASSI STANDARD
0-4
41,0
5 - 14
3,2
15 - 44
10,0
45 - 64
70,0
≥ 65
540,0
I tassi standard per età sono quindi applicati alle due popolazioni
studiate, moltiplicando il numero di persone in ciascuna fascia delle
due popolazioni per il rispettivo tasso specifico standard.
13
Si ottiene il numero di morti attesi in ciascuna classe:
FASCIA 0 – 4 ANNI (A): 3.000.000 x 41,0 /100.000 = 1230,0
FASCIA 0 – 4 ANNI (B):
50.000 x 41,0 /100.000 =
20,5
FASCIA 5 – 14 ANNI (A): 7.800.000 x 3,2 /100.000 = 249,6
FASCIA 5 – 14 ANNI (B):
60.000 x 3,2 /100.000 =
1,9
FASCE
D’ETÀ
Tassi
standard
POPOLAZIONE A
N°
casi
attesi
POPOLAZIONE B
N°
casi
attesi
0- 4
41,0
3.000.000
1.230
50.000
20,5
5 - 14
3,2
7.800.000
250
60.000
1,9
15 - 44
10,0
24.900.000
2.490
142.000
14,2
45 - 64
270,0
13.900.000
9.730
45.000
31,5
> 65
540,0
7.500.000
40.500
23.000
124,2
57.100.000
54.200
320.000
192,3
TOTALE
Il RAPPORTO STANDARDIZZATO DI MORTALITÀ in questo caso è:
SMRA
53.750 / 54.200 =
0,99
SMRB
220 / 192,3
=
1,14
La popolazione A ha una mortalità per quella determinata malattia dell’1%
inferiore alle attese (basate sulla popolazione standard prescelta), mentre la
popolazione B ha una mortalità del 14% superiore alle attese.
14
IN
SINTESI,
I
PASSI
DA
COMPIERE
PER
EFFETTUARE
UNA
STANDARDIZZAZIONE CON METODO INDIRETTO SONO:
1)
DEFINIRE UN SET STANDARD DI TASSI SPECIFICI PER CLASSI DI ETÀ
2)
APPLICARE QUESTI TASSI SPECIFICI ALLE POPOLAZIONI IN STUDIO
PER OTTENERE IL NUMERO DEI DECESSI ATTESI
3)
SOMMARE TUTTI I DECESSI ATTESI
4)
DIVIDERE IL TOTALE DEI DECESSI OSSERVATI PER IL TOTALE DEI
DECESSI ATTESI E MOLTIPLICARE PER 100 PER OTTENERE IL
RAPPORTO STANDARDIZZATO DI MORTALITÀ
5)
MOLTIPLICARE PER L’S.M.R. PER IL TASSO GREZZO DI MORTALITÀ
DELLA POPOLAZIONE STANDARD PER OTTENERE IL TASSO DI
MORTALITÀ STANDARDIZZATO DELLA POPOLAZIONE INDICE
15
Si deve ricordare che un TASSO STANDARDIZZATO è un TASSO
ARTIFICIALE. Esso permette di confrontare una popolazione con
un’altra “CONTROLLANDO” una variabile (Ad es. l’ETÀ)
NON DEVE ESSERE USATO SE, INVECE DI UN CONFRONTO, SI
VUOLE UNA DESCRIZIONE ACCURATA DI UNA POPOLAZIONE.
Perciò:
TASSO STANDARDIZZATO
Conveniente misura
riassuntiva dei tassi specifici
per sottogruppi (Es. per ETÀ)
I tassi specifici per sottogruppo (Ad es. i tassi specifici per età)
forniscono molte informazioni in più e devono essere usati, se
possibile, per confronti dettagliati.
16
UN
ASPETTO
IMPORTANTE
RIGUARDA
LA
SCELTA
DELLA
POPOLAZIONE STANDARD, PARTICOLARMENTE IN EPIDEMIOLOGIA
OCCUPAZIONALE.
Ad esempio, se si vuole studiare la mortalità per tumori in lavoratori
esposti a determinate sostanze chimiche, la scelta della popolazione
nazionale quale standard potrebbe comportare una sovrastima del
S.M.R. Nel caso che la mortalità per tumori nella regione circostante la
fabbrica fosse di per sé più elevata di quella nazionale.
All’opposto, se la popolazione locale fosse troppo ristretta, la sua
scelta come standard non sarebbe conveniente per l’instabilità dei
tassi età-specifici o, ancor peggio, perché tali tassi potrebbero essere
pesantemente influenzati dal gruppo di lavoratori sotto studio.
17
In EPIDEMIOLOGIA OCCUPAZIONALE può perciò essere utile
utilizzare come POPOLAZIONE STANDARD GRANDI GRUPPI DI
POPOLAZIONE LAVORATIVA.
Ciò consente peraltro di correggere la distorsione data dal fatto che
chi lavora ha, in media, uno stato di salute migliore di quello della
popolazione generale, in cui sono presenti anche soggetti troppo
malati per lavorare
(CORREZIONE DEL COSIDDETTO “HEALTHY WORKER EFFECT”)
18
APPLICAZIONI E LIMITI DELLA STANDARDIZZAZIONE DEI
TASSI
La standardizzazione diretta è sempre da preferire alla indiretta quando
i tassi età-specifici della popolazione in studio sono sufficientemente
stabili, quando cioè gli strati sono sufficientemente numerosi.
Inoltre la standardizzazione con il metodo indiretto può distorcere il
confronto, specialmente quando i gruppi confrontati differiscono
notevolmente nella distribuzione della variabile che viene corretta.
In realtà standardizzazione diretta e indiretta producono quasi sempre
risultati assai simili, dal momento che distorsioni si possono produrre
per differenze maggiori di quelle che si verificano nella pratica.
Un VANTAGGIO del metodo di standardizzazione indiretta è la minore
dipendenza dalla variabilità campionaria, rispetto alla standardizzazione
diretta, quando ci sono pochi individui in alcuni sottogruppi per la
19
variabile standardizzata.
Esercizio 1
REP. OCULISTICA
REP. EMODIALISI
N° OPERATORI HBsAg+
N° OPERATORI
HBsAg+
MEDICO
583
7
429
-
INF. PROFESS.
614
35
611
-
AUSILIARIO
617
29
610
-
TOTALE
1814
71
1650
95
POPOLAZIONE DI RIFERIMENTO: PERSONALE REPARTO OCULISTICA
Si calcolano i tassi specifici di soggetti HBsAg+ per ciascuna categoria di lavoratori
nel reparto di oculistica:
MEDICI
1,2%
INFERMIERI
5,7%
AUSILIARI
4,7%
20
I tassi sono applicati a ciascuna categoria di lavoratori nel reparto di
emodialisi per calcolare il numero atteso di soggetti HBsAg+:
MEDICI
5,14
INFERMIERI
34,82
AUSILIARI
28,67
TOTALE
68,63 
HBsAg+ attesi reparto emodialisi
Morbosità attesa del reparto di emodialisi:
68,63 / 1650 = 4,16 %
Il tasso di positività per HBsAg effettivamente riscontrato nel reparto di
emodialisi risulta invece:
95 / 1650 = 5,75%
Il rapporto osservati/attesi (RAPPORTO STANDARDIZZATO DI MORBOSITÀ)
è perciò:
95 / 68,63
oppure
5,75 / 4,16 = 1,38
IN ALTRE PAROLE, NEL REPARTO DI EMODIALISI C’È UN NUMERO DI
PORTATORI DI HBsAg DEL 38% PIÙ ELEVATO RISPETTO A QUANTO CI SI
POTEVA ATTENDERE UTILIZZANDO I TASSI RISCONTRATI NEL REPARTO DI
OCULISTICA.
21
Esercizio 2
USL 1
ETA’
ABITANTI
USL2
DECESSI
ABITANTI
DECESSI
33-44
3348
2
15810
9
45-54
3492
7
14377
33
55-59
1955
9
6398
35
60-64
1994
15
6134
53
Tasso di mortalità USL 1:
305,8/100.000 ABITANTI
Tasso di mortalità USL 2:
304,3/100.000 ABITANTI
PER ESEGUIRE LA STANDARDIZZAZIONE PER ETÀ, OCCORRE COSTRUIRE
UNA POPOLAZIONE STANDARD.
UN METODO SEMPLICE PUÒ ESSERE QUELLO DI SOMMARE PER CLASSE DI
ETÀ LA POPOLAZIONE DELLE DUE USL
22
ETÀ
33-44
(3348 + 15810) =
19158
45-54
(3492 + 14377) =
17869
55-59
(1955 + 6398) =
8353
60-64
(1994 + 6134) =
8128
TOTALE
53508
23
SI CALCOLANO QUINDI I TASSI DI MORTALITÀ SPECIFICI PER ETÀ NELLA USL 1 E
NELLA USL 2
USL 1
USL2
33-44
0,59 ‰
0,56 ‰
45-54
2,00 ‰
2,29 ‰
55-59
4,60 ‰
5,47 ‰
60-64
7,52 ‰
8,64 ‰
I TASSI DI MORTALITÀ SPECIFICI PER ETÀ SONO QUINDI APPLICATI ALLA
POPOLAZIONE STANDARD PER CALCOLARE LE MORTI ATTESE NELLA USL 1 E
NELLA USL 2:
MORTI ATTESE
USL 1
USL2
33-44
11,30
10,72
45-54
35,73
40,92
55-59
38,42
45,69
60-64
61,12
70,22
146,57
167,55
TOTALE
POSSIAMO A QUESTO PUNTO CALCOLARE IL TASSO STANDARDIZZATO DI
24
MORTALITÀ PER ETÀ NELLA USL 1 E NELLA USL 2:
Tasso standardizzato USL1 =
146,57 x 1000 = 2,73 ‰
53508
Tasso standardizzato USL2 =
167,55 x 1000 = 3,13 ‰
53508
Standardizzando la mortalità per età si giunge alla conclusione che la mortalità per
tumore è più elevata nella USL 2 che nella USL 1. Tale eccesso può essere stimato
facendo il rapporto tra i 2 tassi standardizzati:
3,13
2,73
= 1,13
Cioè la mortalità è del 13 % più
elevata nella USL 2
In alternativa al procedimento esposto, era possibile prendere come popolazione
standard quella della USL 1 ed applicare i suoi tassi alla popolazione della USL 2:
25
ETÀ
TASSI DI MORTALITÀ
USL 1
MORTI ATTESE NELLA
POPOLAZIONE STANDARD
(USL 2)
33-44
0,59 ‰
45-54
2‰
55-59
4,60 ‰
6398 x 4,60 ‰ = 29,43
60-64
7,52 ‰
6134 x 7,52 ‰ = 46,12
15810 x 0,59 ‰ = 9,32
14377 x
TOTALE
2 ‰ = 28,75
113,62
RAPPORTO OSSERVATI/ATTESI (S.M.R.) =
130 = 1,14
113,62
OSSERVATI > 14% rispetto ad attesi in
base ai tassi della USL 1
TASSO DI MORTALITÀ STANDARDIZZATO DELLA USL 2 :
TASSO GREZZO x SMR =
= 304,3 / 100.000 x 1,14 =
= 348,2 / 100.000
26
Esercizio 3
TIPO DI
FABBRICA 1
LAVORAZIONE
CASI
FABBRICA 2
ESPOSTI
CASI
ESPOSTI
FABBRICA 3
CASI
ESPOSTI
A
2
400
5
1000
10
2000
B
3
300
5
500
5
500
C
5
250
5
250
3
150
D
10
200
5
100
2
40
TOTALE
20
1150
20
1850
20
2690
TASSO DI INCIDENZA GREZZO DI ASMA ALLERGICA:
FABBRICA 1 = 1,73%; FABBRICA 2 = 1,08%; FABBRICA 3 = 0,74%
È subito evidente come i tassi di incidenza specifici per tipo di lavorazione
siano identici nelle 3 fabbriche
LAVORAZIONE
A = 0,5%
B =
1%
C =
2%
D =
5%
Perciò la differenza nei tassi di incidenza tra
le 3 fabbriche è unicamente dovuta al
diverso numero di addetti alle 4 lavorazioni
27
Esercizio 4
ETÀ
1° GRUPPO
LAVORATIVA
NON ESPOSTI
2° GRUPPO
CASI
ESPOSTI
3° GRUPPO
CASI
ESPOSTI
CASI
<5
5
0
40
1
160
4
5-9
40
1
60
2
120
4
10-14
20
1
30
2
45
3
15-19
100
4
80
6
30
2
20-24
80
5
100
8
25
2
25-30
100
5
90
9
50
5
TOTALE
345
16
400
28
430
20
TASSO GREZZO
4,63%
7,00%
4,65%
Innanzitutto si calcolano i tassi di incidenza specifici per età nei 3 gruppi
(%)
ETÀ
1° GRUPPO
2° GRUPPO
3° GRUPPO
LAVORATIVA
<5
0
2,5
2,5
5-9
2,5
3,3
3,3
10-14
5
6,6
6,6
15-19
4
7,5
6,6
20-24
6,25
8
8
25-30
5
10
10
28
Si possono ora applicare i tassi di incidenza specifici per età lavorativa ad una
popolazione standard che può essere rappresentata dalla somma dei 3 gruppi,
cioè:
ETÀ
N° SOGGETTI
LAV.
(POPOLAZIONE
CASI ATTESI
1° GRUPPO
CASI ATTESI
CASI ATTESI
2° GRUPPO
3° GRUPPO
DI RIFERIMENTO)
<5
205
0
5,1
5,1
5-9
220
5,5
7,3
7,3
10-14
95
4,7
6,3
6,3
15-19
210
8,4
15,7
13,9
20-24
205
12,8
16,4
16,4
25-30
240
12
24
24
TOTALE
1175
43,4
74,8
73
29
Si calcolano ora i tassi standardizzati per i 3 gruppi:
TASSO DI INCIDENZA
43,4
STANDARDIZZATO 1° GRUPPO
1175
TASSO DI INCIDENZA
74,8
STANDARDIZZATO 2° GRUPPO
1175
TASSO DI INCIDENZA
STANDARDIZZATO 3° GRUPPO
73
x 100 = 3,7
x 100 = 6,3
x 100 = 6,2
1175
Si può concludere che l’esposizione al composto x costituisce un
rischio di malattia, in quanto il tasso standardizzato per i gruppi
esposti è significativamente più elevato rispetto al gruppo dei non
esposti.
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