METODI*
Il numero dei casi di tumore e il numero dei deceduti vengono calcolati in tempo reale dai
database del Registro, per questo motivo, a distanza di tempo, specialmente il numero dei
nuovi casi può subire piccole variazioni dovute al continuo aggiornamento dei database
stessi.
Sia per quanto riguarda l’incidenza che la mortalità viene tabulato il numero di eventi per
classe di età quinquennale e per sesso. Dividendo tali valori per le popolazioni
corrispondenti (popolazione a rischio per sesso, età e nei periodi scelti) si ottengono i tassi
per 100.000 abitanti sempre per età quinquennale e per sesso, e il tasso grezzo
rapportando il numero complessivo degli eventi con il totale della popolazione a rischio.
Quando si confrontano i tassi di diversi periodi o diverse circoscrizioni è opportuno
correggere i tassi stessi per la diversa distribuzione per età delle popolazioni di riferimento.
La standardizzazione diretta.
Il metodo della standardizzazione diretta consiste nel calcolare dei tassi di mortalità e di incidenza,
per tutte le età, riferiti a diverse popolazioni a studio (o speciali) come se tutte queste avessero la stessa
struttura per età, e cioè la struttura di età di una cosiddetta popolazione tipo o standard.
Il metodo della standardizzazione diretta può essere applicato quando è possibile, per ogni
popolazione a studio, disporre dei tassi specifici per età, cioè si può utilizzare il numero per classi di età sia
degli eventi (nuovi casi o deceduti) che degli individui a rischio:
00-04
05-09
10-14
.........
80-84
85+
n. eventi
spec.
di
d1
d2
d3
....
d17
d18
popolazione
spec.
pi
p1
p2
p3
....
p17
p18
tassi
spec.
ri
r1 =d1/p1
r2 =d2/p2
r3 =d3/p3
....
r17 =d17/p17
r1 8=d18/p18
popolazione
standard
Pi
P1
P2
P3
....
P17
P18
tutte
∑di
∑pi
r = ∑di/∑pi
∑Pi
Classi di età
La standardizzazione diretta consiste nel determinare un tasso che costituisca la media aritmetica
ponderata della distribuzione con modalità ri e frequenze Pi:
tasso standard =
∑ ri*Pi
 e cioè (r1*P1+r2*P2+...+rk*Pk) / ∑Pi
∑Pi
Le popolazioni utilizzate sono costituite da quelle maschi+femmine residenti in Umbria ai vari
Censimenti, quelle maschi+femmine residenti in Italia agli stessi Censimenti, quella fittizia europea e quella
fittizia mondiale.
* La Rosa F. Elementi di statistica medica ed epidemiologia. 3° edizione. Fondazione Angelo Celli per una cultura
della salute Ed. Perugia 2008. (Dipartimento di Specialità medico-chirurgiche e Sanità Pubblica, Sezione di Sanità
pubblica. Università degli Studi di Perugia).
Classi di
età
Age groups
0-4
5-9
10-14
15-19
20-24
25-29
30-34
35-39
40-44
45-49
50-54
55-59
60-64
65-69
70-74
75-79
80-84
85-Ω
Popolazione
europea
European
population
8
7
7
7
7
7
7
7
7
7
7
6
5
4
3
2
1
1
Popolazione
mondiale
Word
population
12000
10000
9000
9000
8000
8000
6000
6000
6000
6000
5000
4000
4000
3000
2000
1000
500
500
Popolazione umbra M+F
al censimento del 1981
Umbrian M+F population
at 1981 census
41507
50482
53420
56926
53163
51528
56051
49775
55626
53604
57699
59658
42170
45100
37430
23231
13342
7840
Popolazione italiana M+F
al censimento del 1981
Italian M+F population
at 1981 census
3362462
4215184
4549968
4688839
4143842
3818609
3999749
3537026
3795696
3565476
3591879
3437418
2365637
2607440
2193953
1436525
801712
435496
0-Ω
100
100000
807552
56546911
Classi di
0-4
5-9
10-14
15-19
20-24
25-29
30-34
35-39
40-44
45-49
50-54
55-59
60-64
65-69
70-74
75-79
80-84
85-Ω
Popolazione umbra
M+F
al censimento del
1991
Umbrian M+F
population
at 1991 census
37578
36865
43135
52225
55864
60655
57621
54521
57951
51105
55352
52185
54258
53205
35999
31496
20006
10770
Popolazione italiana
M+F
al censimento del
1991
Italian M+F
population
at 1991 census
2748921
2885311
3374743
4338009
4530986
4636376
4096162
3801222
3923520
3439553
3647922
3367634
3287478
3005743
1906923
1835454
1224617
747459
Popolazione umbra
M+F
al censimento del
2001
Umbrian M+F
population
at 2001 census
32698
33198
35176
38356
45581
57069
60638
63021
56842
53684
57132
50005
54154
49626
48713
43155
24192
22586
Popolazione italiana
M+F
al censimento del
2001
Italian M+F
population
at 2001 census
2618794
2679104
2805287
2963629
3424350
4246776
4543782
4623588
4065579
3739570
3849691
3324773
3464947
3079948
2803512
2286776
1235317
1240321
0-Ω
820791
56798033
825826
56995744
età
Age
groups
Classi di
età
Age groups
0-4
5-9
10-14
15-19
20-24
25-29
30-34
35-39
40-44
45-49
50-54
55-59
60-64
65-69
70-74
75-79
80-84
Popolazione umbra M+F
al censimento del 2011
Umbrian M+F population
at 2011 census
39261
38506
37357
37949
42051
47459
55305
65860
67973
68612
60797
55628
57672
48609
50422
42229
35215
Popolazione italiana M+F
al censimento del 2011
Italian M+F population
at 2011 census
2749936
2781092
2795020
2869460
3052354
3275529
3781381
4564173
4795594
4772278
4146295
3725534
3740135
3120023
3014784
2430492
1944821
85-Ω
33363
1691145
0-Ω
884268
59433744
La standardizzazione indiretta.
Per poter utilizzare il metodo della standardizzazione diretta è necessario poter disporre della
distribuzione per classi di età sia del numero degli eventi sia degli individui delle diverse popolazioni a studio.
Quando, invece, si dispone solo del numero complessivo degli eventi è possibile standardizzare i tassi con il
metodo indiretto che può essere considerato come un confronto tra eventi osservati ed eventi attesi. Gli
eventi osservati sono quelli che si osservano nelle popolazioni speciali, gli eventi attesi sono quelli che si
avrebbero se i tassi specifici per età fossero uguali a quelli della popolazione standard. Da ciò consegue che
della popolazione standard bisogna conoscere sia il numero degli eventi sia quello degli individui per classi di
età, e quindi i tassi specifici per età:
Classi di età
00-04
05-09
10-14
.........
80-84
85+
popol.
spec.
pi
p1
p2
p3
....
p17
p18
n. eventi
standard
Di
D1
D2
D3
....
D17
D18
popol.
standard
Pi
P1
P2
P3
....
P17
P18
tassi
standard
Ri
R1 =D1/P1
R2 =D2/P2
R3 =D3/P3
....
R17 =D17/P17
R1 8=D18/P18
tutte
∑pi
∑Di
∑Pi
R = ∑Di/∑Pi
e ∑di il numero complessivo degli eventi nella popolazione speciale.
Il tasso standardizzato con il metodo indiretto è uguale a:
∑di

∑pi * Ri.
Se questo rapporto viene moltiplicato per 100 assume il nome di rapporto standardizzato di mortalità
(SMR = standardized mortality ratio) o, per l’incidenza, rapporto standardizzato di incidenza (SIR =
standardized incidence ratio).
In generale, quando la numerosità degli eventi è piccola è preferibile utilizzare la standardizzazione indiretta.
Nelle tabelle presentate gli SMR e i SIR vengono calcolati per le classi di età 0-85+, 0-64 e 65+.
Gli anni di vita potenziale persi.
Un modo per affrontare l’analisi della mortalità consiste nel valutare questo fenomeno tenendo conto
solo delle morti che avvengono prima di un limite di età. Se si considera, per esempio, pari a circa 75 anni
l’età media della popolazione italiana, si potrebbe affermare che tutti coloro che muoiono prima di questa età
sono deceduti prematuramente rispetto alla media, e che quindi potenzialmente hanno perso degli anni di
vita. Questo è un indice di morte precoce che può essere utilizzato anche da un punto di vista attuariale
portando il limite di età a 65 anni.
In pratica il numero di anni di vita potenziale persi non sarebbe altro che la somma delle differenze
tra il limite fissato (L) e le età dei morti precoci:
∑ (L - mi) * di.
Il tasso standardizzato viene calcolato rapportando il numero dei morti alla popolazione a rischio:
∑ (L - mi) * di
Tasso standardizzato di YPLL = 
∑ pi
dove mi = valore centrale della classe di età i;
di = numero delle morti avvenute nella classe di età i;
L = limite fissato;
pi = popolazione a studio nella classe di età i;
Il rischio cumulativo.
Il rischio cumulativo esprime la probabilità che un evento insorga fino a una determinata classe di età
(comunemente 65 o 75 anni). Il rischio cumulativo si calcola: 1 – exp (-(Σri) * yr)
dove ri è il tasso per età e yr è il numero di anni delle classi di età (comunemente 5).
L’errore standard del rischio cumulativo viene così calcolato: yr * √ Σ di/pi
2
dove yr, di e pi sono quelli sopra
indicati.
Nelle tabelle presentate i rischi cumulativi vengono calcolati per le classi di età 0-74, 0-64 e 55-74.
I limiti fiduciali dei tassi.
I tassi di mortalità e di incidenza, se calcolati su popolazione, in linea teorica non dovrebbero essere
soggetti a variabilità casuale, per cui potrebbe essere errato calcolare una misura di errore campionario
come l’errore standard. Tuttavia si può affermare che la morte, come la malattia ed in generale molti altri
aspetti della vita, è sottoposta alle leggi della probabilità. E’ quindi opportuno, anche in questi casi, calcolare i
limiti fiduciali dei tassi.
Ricordando i simboli utilizzati precedentemente utilizzati:
pi = popolazione a studio per classi di età; di = n. eventi della popolazione a studio per classi di età;
ri = tassi per età della popolazione a studio
Pi = popolazione standard per classi di età; Di = n. morti della popolazione standard per classi di età;
Ri = tassi per età della popolazione standard
yr = numero di anni delle classi di età
la procedura per il calcolo dell’errore standard è:
quella di un tasso standardizzato con il metodo diretto: e.s. =
di un tasso standardizzato con il metodo indiretto: e.s. =
di un SMR e.s. =
Σ(Pi /ΣPi)2 * ri *(1- ri)/(pi*yr)
Σdi / Σ Ri*pi
O /E o, più precisamente e.s. (log SMR) = 1/ O , dove O è il numero degli eventi
osservati, E di quelli attesi.
Comuni della Regione dell’Umbria aggregati per Azienda Sanitaria Locale (ASL)
e Distretto sanitario di base (DSB).
ASL 1 DSB 1
ASL 1 DSB 2
054011 Citerna
054013 Città di Castello
054025 Lisciano Niccone
054032 Monte Santa Maria Tib.
054033 Montone
054041 Pietralunga
054044 San Giustino
054056 Umbertide
054016 Costacciaro
054019 Fossato di Vico
054023 Gualdo Tadino
054024 Gubbio
054046 Scheggia e Pascelupo
054049 Sigillo
ASL 2 DSB 1
ASL 2 DSB 2
ASL 2 DSB 3
ASL2 DSB 4
054015 Corciano
054039 Perugia
054053 Torgiano
054001 Assisi
054002 Bastia
054003 Bettona
054006 Cannara
054057 Valfabbrica
054014 Collazzone
054017 Deruta
054020 Fratta Todina
054027 Marsciano
054028 Massa Martana
054029 Monte Castello Vibio
055030 San Venanzo
054052Todi
054009 Castiglione del Lago
054012 Città della Pieve
054026 Magione
054036 Paciano
054037 Panicale
054038 Passignano sul Tras.
054040 Piegaro
054055 Tuoro sul Trasimeno
ASL 3 DSB 1
ASL 3 DSB 2
ASL 3 DSB 3
054007 Cascia
054010 Cerreto di Spoleto
054031 Monteleone di Spoleto
054035 Norcia
054042 Poggiodomo
054043 Preci
054045 Sant’Anatolia di Narco
054047 Scheggino
054058 Vallo di Nera
054005 Campello sul Clitunno
054008 Castel Ritaldi
054021 Giano dell’Umbria
054051 Spoleto
054004 Bevagna
054018 Foligno
054022 Gualdo Cattaneo
054030 Montefalco
054034 Nocera Umbra
054048 Sellano
054050 Spello
054054 Trevi
054059 Valtopina
ASL 4 DSB 1
ASL 4 DSB 2
ASL4 DSB 3
055001 Acquasparta
055005 Arrone
055012 Ferentillo
055019 Montefranco
055027 Polino
055029 San Gemini
055031 Stroncone
055032 Terni
055003 Alviano
055004 Amelia
055006 Attigliano
055033 Avigliano Umbro
055008 Calvi dell’Umbria
055014 Giove
055015 Guardea
055016 Lugnano in Tev.
055017 Montecastrilli
055022 Narni
055024 Otricoli
055026 Penna in Teverina
055002 Allerona
055007 Baschi
055009 Castel Giorgio
055010 Castel Viscardo
055011 Fabro
055013 Ficulle
055018 Montecchio
055020 Montegabbione
055021 Monteleone d’Orv.
055023 Orvieto
055025 Parrano
055028 Porano
N.B. Con la riorganizzazione del SSR si sono avute le seguenti aggregazioni:
ASL 1 + ASL 2 = ASL UMBRIA 1
ASL 3 + ASL 4 = ASL UMBRIA 2
Classificazione internazionale dei tumori maligni (ICD10).
C00 Labbro
C01 Base della lingua
C02 Altre ns parti lingua
C03 Gengiva
C04 Pavimento orale
C05 Palato
C06 Altre ns parti bocca
C07 Parotide
C08 Altre n.s.ghiand.saliv.maggiori
C09 Tonsille
C10 Orofaringe
C11 Nasofaringe
C12 Seno piriforme
C13 Ipofaringe
C14 Al.n.s.sedi lab.cav.or.faringe
C15 Esofago
C16 Stomaco
C17 Piccolo intestino
C18 Colon
C19 Giunz.rettosigmoidea
C20 Retto
C21 Ano e canale anale
C22 Fegato dotti intraepatici
C23 Colecisti
C24 Al.n.s.parti vie biliari
C25 Pancreas
C26 Al.mal def.organi digerenti
C30 Cavità nasali orecc.medio
C31 Seni accessori
C32 Laringe
C33 Trachea
C34 Bronchi e polmoni
C37 Timo
C38 Cuore mediastino pleura
C39 Al.mal def.org.resp.intratorac
C40 Ossa cart.art.arti
C41 Ossa cart.art.altre e ns sedi
C43 Melanoma della pelle
C44 Pelle non melanomi
C45 Mesotelioma
C46 Sarcoma di Kaposi
C47 Nervi periferici s.n.auto
C48 Retroperit.peritoneo
C49 Tess.connettivo e molle
C50 Mammella
C51 Vulva
C52 Vagina
C53 Collo dell'utero
C54 Corpo dell'utero
C55 Utero n.s.
C56 Ovaio
C57 Al.n.s.org.genit.femminili
C58 Placenta
C60 Pene
C61 Prostata
C62 Testicolo
C63 Al.n.s.org.genit.maschili
C64 Rene eccet.pelvi renale
C65 Pelvi renale
C66 Uretere
C67 Vescica
C68 Al.n.s.organi urinari
C69 Occhio e annessi
C70 Meningi
C71 Cervello
C72 Midollo spin.nervi cran.al.parti
C73 Ghiandola tiroide
C74 Ghiandole surrenali
C75 Al.ghiand.endocr.strutt.correlate
C76 Altre e mal.def.sedi
C77 T.m.sec.n.s.linfonodi
C78 T.m.sec.n.s.org.resp.digeremte
C79 T.m.sec altre sedi
C80 T.m.n.a.s. o n.s.prim.sec.
C81 Malattia di Hodgkin
C82 Linfoma follicol.non-Hodgkin
C83 Linfoma diffuso non-Hodgkin
C84 Linfoma perif.cutan.cell.T
C85 Al.n.s.linfomi non-Hodgkin
C88 Mal.immunoprolifer.maligna
C90 Mieloma multipl.t.m.plasmacellule
C91 Leucemia linfoide
C92 Leucemia mieloide
C93 Leucemia monocitica
C94 Altre leucemie cell.specificate
C95 Leucemie cell.non specificate
C96 Al.n.s. t.m.tess.linf.ematopoietico
C97 T.m.multipli