VIII. HODNOCENÕ ZDRAVOTNÕHO STAVU, PÿÕSTUPY KLINICK EPIDEMIOLOGIE

Transkript

1 VIII. HODNOCENÕ ZDRAVOTNÕHO STAVU, PÿÕSTUPY KLINICK EPIDEMIOLOGIE

2 27 HODNOCENÕ ZDRAVOTNÕHO STAVU, PÿÕSTUPY KLINICK EPIDEMIOLOGIE 27.1 VOD ñ VZTAH KLINICK EPIDEMIOLOGIE K ÑMEDICÕNà ZALOéEN NA DŸKAZUì V poslednìch letech postupnï p ech zì prov dïnì medicìnskè praxe prakticky ve vöech lèka sk ch oborech od d ÌvÏjöÌho p Ìstupu, kter byl zaloûen p ev ûnï na empirii aù uû vlastnì nebo spolupracovnìku, p ÌpadnÏ uzn van ch kapacit, na tak zvanou ÑmedicÌnu zaloûenou na d kazuì (evidence based medicine). MedicÌna zaloûen na d kazu je definov na jako vïdomè, jasnï formulovanè a kritickè pouûìv nì ÑnejlepöÌho (vïdeckèho) d kazuì, p i rozhodov nì o pèëi u jednotliv ch pacient (diagnûza, lèëba, prognûza, prevence apod.) nebo i populace (komunitnì prevence). Ve svèm z kladu se opìr o n sledujìcì 3 vz jemnï integrovanè oblasti: 1. nejlepöì vïdeck d kaz ñ tento d kaz poskytujì p ev ûnï v sledky epidemiologick ch studiì, zamï enè na v öe uvedenè ot zky 2. zkuöenosti a znalosti p ÌsluönÈho odbornèho pracovnìka 3. pacientovi priority, preference, oëek v nì (obdobnï priority populace) Klinick epidemiologie je tedy zce spjata s prvnì oblastì, kde p in öì souëasn nejlepöì vïdeck d kaz v danè ot zce. Aby mohl jak koliv lèka vyhled vat a pouûìvat tyto nejlepöì vïdeckè d kazy, musì zn t a rozumït z kladnìm princip m klinickè epidemiologie, od designu p ÌsluönÈ epidemiologickè studie, p es jejì provedenì aû po vyj d enì jejich z vïr a v sledk. P irozenï se p i interpretaci tïchto v sledk musì zvaûovat i moûnosti alternativnìch vysvïtlenì jako je n hodn chyba, systematick chyba nebo p sobenì zav dïjìcìch faktor. MedicÌna zaloûen na d kazu je dnes rozpracov v na do jednotliv ch lèka sk ch obor podle jejich specifickèho zamï enì a je nedìlnou souë stì i obor preventivnìch pod n zvem ÑpreventivnÌ medicìna zaloûen na d kazuì (evidence based preventive medicine) Z KLADNÕ EPIDEMIOLOGICK PRINCIPY Z KLADNÕ POJMY Z kladnìm principem klinickè epidemiologie je vyvìjet a podporovat takovè metody pozorov nì a interpretace, kterè vedou k validnìm z vïr m. To je moûno realizovat pouze na z kladnìch vïdeck ch principech, kterè budou d le ve zkratce pops ny a problematika v dalöìch kapitol ch na nï navazuje. Nejprve budou uvedeny nïkterè z kladnì pojmy, se kter mi se Ëten bude opakovanï setk vat. Populace ñ velk skupina lidì v urëitèm prost edì, kter zahrnuje vïtöinou osoby, kterè nejsou nijak vybìr ny. M ûe se jednat o vöeobecnou populaci, populaci hospitalizovan ch pacient, nebo populaci pacient s urëitou nemocì a pod.. Vzorek ñ Ë st populace, ze kterè je vybr n. V zkum je obvykle dïl n na vzorcìch populace. TÌm vöak vznikajì dvï ot zky: jsou v sledky v zkumu platnè pro tento vybran vzorek? jestliûe ano, reprezentuje vzorek populaci? Kdykoliv je p i sledov nì problèm studov n pomocì pozorov nì osob, vznikajì 4 moûn vysvïtlenì pro v sledky pozorov nì: 1. pozorov nì je nespr vnè pro n hodnou chybu (chance) 2. pozorov nì je nespr vnè pro systematickou chybu (bias) 3. pozorov nì je nespr vnè pro zav dïjìcì (confounding) faktor 4. pozorov nì je spr vnè (validnì) N HODN CHYBA (CHANCE) Pozorov nì je vïtöinou prov dïno na vzorku pacient a nikoliv u vöech, kte Ì majì urëitou nemoc. Jednotliv sèrie pozorov nì, i kdyû byl vzorek vybr n bez p Ìtomnosti bias, m ûe vyk zat v sledky, kterè jsou mimo skuteënè hodnoty, platnè pro celek a to v d sledku t.zv. n hodnè variability (random variation). Jestliûe by bylo provedeno nïkolik sèriì pozorov nì, bylo by zjiötïno, ûe jejich v sledky se pohybujì okolo skuteën ch hodnot, platn ch pro celek (skupinu vöech pacient ). Tato odchylka od skuteën ch hodnot u vzorku populace (pacient ) se naz v n hodn variabilita (random variation). Z kladnìm p edpokladem je, aby z vïry ze vzorku vyöet ovan ch osob byly platnè pro celou populaci. Zde m ûe n hodn chyba ovlivnit v sledek dìky n hodnè variabilitï v r zn ch vzorcìch populace. P i vyöet ov nì vìce vzork ze stejnè populace, nebude proporce zjiöùovanèho znaku vûdy stejn. D leûitou roli zde hraje velikost vzorku!»ìm je vzorek menöì, tìm vïtöì variabilitu m ûeme oëek vat. Kdyû hodìme mincì 100 x, nepadne na urëitou stranu p esnï v 50%. Provedeme-li nïkolik sèriì tohoto pokusu, budou se procenta v kaûdè sèrii ponïkud liöit. StejnÏ je tomu na p Ìklad p i posuzov nì Ëinku dvou zp sob lèëby A a B. I kdyû jsou ve skuteënosti oba zp soby stejnï ËinnÈ a byly odstranïny vöechny zdroje systematick ch chyb, p i studiu na malèm vzorku pacient m ûeme zjistit (dìky n hodnè chybï), ûe lèëba A byla spïönïjöì u vïtöìho mnoûstvì pacient neû lèëba B a nebo naopak. Z toho vypl v pot eba kvantifikovat, do jakèho stupnï mohla n hodn chyba ovlivnit zjiötïnou variabilitu. To se dïje pomocì t.zv. statistickè v znamnosti Ñpì, kter znamen pravdïpodobnost, ûe pozorovan v sledek je ovlivnïn pouze n hodnou chybou. Je-li P = 0.05 znamen to, ûe pravdïpodobnost ovlivnïnì v sledku n hodnou chybou, tedy t.zv. pravdïpodobnost omylu je pouze 5% (a to podle konvence v medicìnskèm v zkumu je p ijateln hranice chyby, p i kterè jeötï v sledek povaûujeme za v znamn ñ signifikantnì). 630

3 ProblÈm v interpretaci hodnoty Ñpì je v tom, ûe odr ûì jak rozsah rozdìlu mezi srovn van mi skupinami (vzorky) populace, tak i velikost tohoto vzorku. Z toho vypl v, ûe i mal rozdìl m ûe b t v znamn, je-li velikost vzorku dostateën a naopak. N hodn chyby se m ûe uplatnit ve vöech f zìch klinickèho pozorov nì ñ p i v bïru pacient, p i volbï skupin pro lèëbu i p i vyöet ov nì pacient (viz kapitola 9). ZatÌmco systematick chyba ovlivúuje v sledek obïma smïry, n hodn chyba obvykle smïrem nahoru od skuteën ch hodnot SYSTEMATICK CHYBA (BIAS) Bias je proces, kter ovlivúuje v sledky tak, ûe se systematicky odchylujì od skuteën ch hodnot. V praxi vznik tehdy, jestliûe v bïr jedinc do skupin nebo zìsk v nì informacì jsou prov dïny odliönï pro skupinu sledovanou a skupinu kontrolnì. V d sledku bias doch zì potom k chybnèmu odhadu vztahu mezi rizikov m faktorem a vznikem nemoci. Bylo zjiötïno, ûe lèëba A je lepöì neû lèëba B. Ale: lèëba A mohla b t pod v na zdravïjöìm pacient m (chyba ve v bïru pacient do skupin = v bïrov (selekënì) bias lèëba A mohla b t nov, popul rnì lèk ve srovn nì s lèëbou B, kdy byl pod v n lèk star. Potom pacient i lèka mohou mìt tendenci vï it, ûe nov lèk bude lèpe p sobit neû star = observaënì (informaënì) bias a to v tomto p ÌpadÏ jak na stranï vyöet ujìcìho tak i na stranï vyöet ovanèho. P i vyöet ov nì lidì, na rozdìl od laboratornìch experiment, m ûe doch zet k r zn m situacìm, kterè pak naruöujì v sledek pokusu: nïkte Ì lidè odmìtnou Ëast na pokusu nïkte Ì lidè v pr bïhu pokusu p estanou spolupracovat nïkte Ì lidè zvolì v pr bïhu pokusu jinou lèëbu. TakÈ pocity lidì, jako bolest, uspokojenì, v konnost a pod. se h e mï Ì a objektivizujì, neû nïkterè fyzik lnì jevy jako je na p Ìklad krevnì tlak nebo hladina miner l v sèru. Proto i v tèto oblasti majì lèka i tendenci vï it, ûe jejich lèëba je spïön a tento apriornì postoj, kter je sice d leûit v praktickè medicìnï, m ûe p i pozorov nì v r mci pokusu zp sobovat n chylnost k bias. Bias se obvykle rozdïluje na dvï skupiny: 1. v bïrov (selekënì) bias ñ kdy dvï nebo vìce skupin, kterè chceme srovn vat jsou vybìr ny r zn m zp sobem a liöì se d leûit mi charakteristikami, kterè mohou ovlivnit v sledek pozorov nì. P i zkouöenì Ëinnosti ch ipkovè vakcìny v hutnìm z vodï by vakcìna byla pod v na pracujìcìm v provozu a placebo administrativnìm pracovnìk m. 2. observaënì (informaënì) bias ñ kdy vznik systematick chyba buô na stranï vyöet ujìcìho nebo na stranï vyöet ovanèho. Ve studii o vlivu krevnìho tlaku na cerebrovaskul rnì nemoc by mï enì krevnìho tlaku v kaûdè skupinï prov dïl jin pracovnìk (chyba na stranï vyöet ujìcìho). Matky dïtì, kterè se narodily poökozenè si spìöe vzpomenou a uvedou r zn rizika, kter m byly vystaveny v tïhotenstvì neû matky, kter m se narodily dïti zdravè (chyba na stranï vyöet ovanèho). Do observaënìho bias pat Ì takè chyby p i klasifikaci aù uû expozice (rizikovèho faktoru) nebo n sledku (nemoci). Tento typ bias se objevuje do urëitè mìry v kaûdè studii. Jestliûe je tento typ bias nediferenënì neboli n hodn, bude poëet chybnï klasifikovan ch jedinc pravdïpodobnï zastoupen p ibliûnï stejnï ve vöech skupin ch. TÌm se m ûe zv öit podobnost mezi skupinou exponovanou a neexponovanou a skuteën rozdìl mezi tïmito skupinami m ûe b t snìûen. Jestliûe je vöak tento bias diferenënì, vede buô k podhodnocenì nebo k nadhodnocenì vztahu mezi expozicì a nemocì ZAV DÃJÕCÕ FAKTOR (CONFOUNDING) Tento faktor je ve vztahu k expozici a nez visle na expozici je rizikov m faktorem pro sledovanou nemoc. V takovèm p ÌpadÏ je pak moûno pozorovan vztah mezi expozicì a nemocì p isoudit plnï nebo Ë steënï vlivu tohoto faktoru. M ûe ovlivnit v sledek obïma smïry: vede k rozdìlu tam, kde ve skuteënosti nenì smaz v rozdìl, kter ve skuteënosti existuje. Ve studii o vztahu mezi zv öenou pohybovou aktivitou a snìûenìm rizika infarktu myokardu je vïk zav dïjìcìm faktorem. Osoby, kterè cviëì jsou jako skupina obvykle mladöì neû osoby, kterè necviëì. MladöÌ osoby, nez visle na cviëenì, majì niûöì riziko vzniku infarktu myokardu neû osoby staröì. Takûe osoby, kterè cviëì, mohou mìt niûöì riziko vzniku infarktu myokardu pouze v d sledku vïtöìho zastoupenì mladöìch jedinc v tèto skupinï (pokud nejsou skupiny vybr ny tak, aby byly vïkovï naprosto vyrovnanè). Ve studii o vztahu mezi pohybovou aktivitou a vznikem koron rnì nemoci srdeënì m ûe v sledek studie prok zat niûöì v skyt nemoci u osob s vyööì pohybovou aktivitou. Tento v sledek vöak m ûe b t ovlivnïn kou enìm jako zav dïjìcìm faktorem. Osoby, kterè majì vyööì pohybovou aktivitu takè obvykle mènï kou Ì a kou enì je zn m m rizikov m faktorem pro vznik koron rnì nemoci srdeënì. Vztah mezi n hodnou a systematickou chybou Tyto dvï chyby se vz jemnï nevyluëujì a naopak v adï studiì mohou b t obï dvï p ÌtomnÈ. P i mï enì diastolickèho krevnìho tlaku u stejnèho pacienta (obr. 1) je moûno zjistit p esn diastolick tlak intraarteri lnì kanylou, kde n m opakovan mï enì ud vajì vûdy stejnou hodnotu 80 mmhg. Tento zp sob vöak nenì moûn v rutinnì praxi, kde mï Ìme tlak tonometrem a tak p i opakovanèm mï enì namï Ìme jednak vûdy hodnotu vyööì (systematick chyba ñ bias) a jednotlivè hodnoty budou mìt urëit rozptyl od pr mïrnè hodnoty 90 mmhg (n hodn chyba ñ chance). P ÌËinou systematickè chyby m ûe b t na p Ìklad öpatnï kalibrovan tonometr nebo chybnè odeëìt nì krevnìho tlaku lèka em. P ÌËinou n hodnè chyby je n hodn variabilita p i opakovanèm mï enì 631

4 Validita KlinickÈ pozorov nì je validnì, jestliûe odpovìd skuteënèmu stavu pozorovanèho jevu. NemÏlo by b t ovlivnïno ani systematickou ani n hodnou chybou. ExistujÌ dvï formy validity: InternÌ validita Je to stupeú pravdivosti daj pro studovanè pacienty. InternÌ proto, ûe se t k pouze podmìnek skupiny pacient, kte Ì jsou pozorov ni a ne ostatnìch. ExternÌ validita (zevöeobecnitelnost) Je to stupeú pravdivosti daj, platn ch i pro jinè sestavy (skupiny) pacient neû pouze pro skupinu, kter se aktu lnï vyöet uje. Validita odpovìd lèka i na ot zku, zda jsou v sledky dosaûenè v nïjakè studii platnè takè pro jeho pacienty. PodmÌnkou externì validity je srovnatelnost studovanè skupiny pacient s ostatnìmi pacienty. V tèto souvislosti vznik dalöì typ bias, kter je naz v n Ñsampling biasì a kter vznik tehdy, jestliûe jsou pozorov nì a v sledky, dosaûenè na vzorku populace, zevöeobec- Úov ny (generalizov ny) na ostatnì skupiny, nebo na celou populaci, kterè vöak nejsou stejnè (srovnatelnè). FebrilnÌ k eëe se objevujì Ëasto v dïtstvì (u 2-4% vöech dïtì). Proto je d leûit ot zka, zda se tyto k eëe u dïtì opakujì. Jestliûe ano, pak p ipad v vahu antikonvulzivnì prevence, jestliûe ne a takovè k eëe jsou obvykle jednor zov z leûitost, pak je t eba ujistit rodiëe, ûe je vöe v po dku. Na obr.2 je zn zornïn v sledek studiì, kterè sledovaly % v skytu nefebrilnìch k eëì u dïtì podle zp sobu v bïru dïtì a to buô z populace (population-based) nebo kterè navötïvovaly nemocnici. V sledky obou pozorov nì se v znamnï liöì a informace pro rodiëe nem ûe b t podle v sledk tïchto studiì ani v jednom smïru jednoznaën. Byla provedena studie o lèëbï hypertenze u v leën ch veter n s vysokou validitou v sledk, kterè uk zaly, ûe snìûenì krevnìho tlaku vede ke snìûenì rizika mrtì a ostatnìch z vaûn ch onemocnïnì. Tato studie byla provedena u muû.nïkte Ì klinici byli ochotni akceptovat tyto v sledky i pro lèëbu ûen, ale vïtöina ochotna nebyla, protoûe znala rozdìly ve frekvenci kardiovaskul rnìch onemocnïnì u obou pohlavì.uveden studie nemohla sama tento rozpor vy eöit a proto musely b t provedeny obdobnè studie u ûen, kterè nakonec uk zaly stejnè v sledky. Byla provedena studie o lèëbï hypertenze u v leën ch veter n s vysokou validitou v sledk, kterè uk zaly, ûe snìûenì krevnìho tlaku vede ke snìûenì rizika mrtì a ostatnìch z vaûn ch onemocnïnì. Tato studie byla provedena u muû.nïkte Ì klinici byli ochotni akceptovat tyto v sledky i pro lèëbu ûen, ale vïtöina ochotna nebyla, protoûe znala rozdìly ve frekvenci kardiovaskul rnìch onemocnïnì u obou pohlavì.uveden studie nemohla sama tento rozpor vy eöit a proto musely b t provedeny obdobnè studie u ûen, kterè nakonec uk zaly stejnè v sledky. U jednotlivè studie je moûno Ìci, ûe zevöeobecnïnì prakticky nenì nikdy moûnè, protoûe i nejlèpe p ipraven studie, je vûdy jen vzorkem ze öiröì populace. Proto studie prov dïna na pacientech v nemocnici nemusì b t platn pro vöechny osoby v danèm regionu, p ÌpadnÏ ve st tï a d le. Pro p ÌpadnÈ zevöeobecnïnì je nejlèpe, kdyû studie nezahrnuje neobvyklè populaënì skupiny a m dobrou internì validitu, protoûe sampling bias se ned odstranit vzhledem k tomu, ûe vûdy pracujeme se vzorkem populace. KromÏ toho m ûe b t v klinickèm v zkumu dalöìm zdrojem sampling bias i skuteënost, ûe vïtöina studiì se prov dì v nemocnicìch a pacienti zde p edstavujì horöì Ë st ze spektra pr bïhu nemoci, kter tak m ûe b t ve svè z vaûnosti ve studii nadhodnocena. Popis a srovn v nì KlinickÈ studie mohou b t buô pouze popisnè, kdy se lèka pt na p Ìklad: Ñjak Ë st mlad ch ûen s dysuriì m bakteri- lnì cystitìdu?ì»astïji se vöak jedn o srovn v nì: Ñ je cystitìda ËastÏjöÌ u ûen s pyuriì nebo bez pyurie?ì P i tomto typu studiì se jiû hled vztah mezi dvïma nebo vìce faktory, nïkdy i na rovni ñ p ÌËina a n sledek. Jestliûe srovn v me, n hodn a systematick chyba mohou ovlivúovat v sledek. Proto ot zka v obecnè rovinï obvykle znì: je X ve vztahu k Y? a) za p edpokladu, ûe vöe ostatnì je stejnè (systematick chyba) b) ve vïtöì frekvenci neû by se dalo oëek vat pouze n hodnï (n hodn chyba) ROZHODOVACÕ PROCES HlavnÌm kolem klinickè epidemiologie je zajiötïnì kvalitnìch informacì a jejich spr vn interpretace, protoûe majì rozhodujìcì lohu v kaûdodennìm rozhodovacìm procesu kaûdèho lèka e. 632

5 P i kaûdèm setk nì lèka e s pacientem se objevuje ada situacì, kterè zce souvisì s hlavnìmi oblastmi klinickè epidemiologie, tak jak budou d le popisov ny. Tyto souvislosti jsou ilustrov ny na p Ìkladu pacienta s Ca plic: (tab.1) 633

6 28 ABNORMALITA 28.1 NORM LNÕ NEBO ABNORM LNÕ? RozliöenÌ norm lnìho n lezu od abnorm lnìho je star lèka sk problèm. Je-li rozdìl velk (rozs hl hepatomegalie, elefanti za a pod.) nejsou obvykle potìûe s rozliöenìm. Daleko ËastÏji vöak musì lèka posoudit mnohem jemnïjöì rozdìly mezi norm lnìm a abnorm lnìm a tato schopnost je v znamnou Ë stì lèka skèho umïnì. je mìrnï zv öen hladina alkalickè fosfat zy zn mkou jaternì nemoci, kostnì nemoci, r stu u mladèho jedince, nebo nem prakticky û dn v znam? RozhodnutÌ co je abnorm lnì je nejtïûöì u nemocn ch v ambulantnì pèëi mimo nemocnici, kde se mìsì kaûdodennì stesky prakticky zdrav ch osob se zaëìnajìcìmi p Ìznaky skuteënï nemocn ch osob. rozliöenì zaëìnajìcì apendicitìdy od bïûnè neinfekënì gastroenteritìdy rozliöenì lehkè faryngitìdy od poëìnajìcì meningokokovè invazivnì infekce. RozliöenÌ uveden ch a jin ch nemocì a stav je v tïchto podmìnk ch nejen velmi obtìûnè ale takè velmi d leûitè s ohledem na rychlost a vëasnost dalöìho lèka skèho z sahu. V takovèm p ÌpadÏ je hlavnìm Ëelem rozliöenì norm lnìho a abnorm lnìho vybrat ty situace, kde je pot eba dalöì akce ze strany lèka e. Aby lèka mohl spïönï rozliöit norm lnì n lezy od abnorm lnìch, mïl by se nejprve sezn mit s principy mï enì biologick ch jev KLINICK MÃÿENÕ ExistujÌ 3 hlavnì ök ly, ve kter ch se vyjad uje mï enì biologick ch jev : nomin lnì ñ takovè daje, kterè lze rozt Ìdit pouze do skupin bez jasnèho po adì (pohlavì, mrtì, operace a pod.). ada tïchto daj m dichotomnì charakter, tj., ûe majì pouze dvï alternativy: p Ìtomen ñ nep Ìtomen ûiv ñ mrtv ano ñ ne ordin lnì ñ takovè daje, kterè majì urëitè po adì nebo stupeú, ale kde nem ûe b t specifikov na mìra intervalu mezi jednotliv mi stupni: mal ñ velk dobr ñ öpatn mìrn ñ st ednì ñ tïûk intervalov ñ takovè daje, kde je jasnè po adì a rozdìl mezi jednotliv mi n sledujìcìmi hodnotami je vûdy stejn. Tyto daje se nïkdy naz vajì numerickè. ExistujÌ dva druhy intervalovè ök ly: kontinu lnì ñ vïtöina biochemick ch hodnot, v ha, krevnì tlak diskrètnì ñ ud v poëet (tep, poëet leukocyt v moëi a pod.) Pro ordin lnì a kontinu lnì daje je ot zkou, kde konëì norm lnì hodnoty a zaëìnajì abnorm lnì. JakÈ zvïtöenì norm lnì prostaty by mïlo b t hodnoceno jiû jako abnorm lnì? Specifick problèm p i hodnocenì p edstavuje skuteënost, ûe nïkterè daje jsou objektivnì ñ mï itelnè (laboratornì daje, demografickè daje a pod.), ale mnoho jin ch daj je subjektivnìch ñ tïûko mï iteln ch (bolest, leva, zlepöenì a pod.). Jestliûe by subjektivnì daje byly vynech - ny z hodnocenì, mohl by se v sledek, na p Ìklad lèëby lèpe hodnotit, ale cel p Ìstup by byl do urëitè mìry dehumanizov n. Z hodnocenì pouze hladiny cholesterolu, rtg zvïtöenì srdce nebo EKG nemusì b t z ejmè, zda se jedn o lèëenèho ËlovÏka nebo na p Ìklad psa. Ale p id -li se na p Ìklad zlepöenì pracovnì kapacity, jedn se z ejmï o ËlovÏka VALIDITA MÃÿENÕ Kvalita mï en ch daj je d na jejich validitou (platnostì, p esnostì) a spolehlivostì (reliability). Validita ñ je snadno hodnotiteln u daj, kterè jsou mï- eny objektivnìmi metodami, kde je mï enì prov dïno srovn nìm se standardnìmi hodnotami (biochemickè hodnoty a pod.). TakÈ ada jin ch daj m ûe b t objektivnï ovï ena na p Ìklad chirurgicky nebo p i sekci. Na druhè stranï je ada jev, kde neexistuje standard, podle kterèho by se mï ila hodnota u konkrètnìho pacienta (bolest, nauzea, dyspnoe, anxiozita a pod.). Spolehlivost ñ p edstavuje rozsah, kter p i opakovanèm mï enì dosahujì jednotlivè hodnoty. NÏkdy je naz v na jako reprodukovatelnost nebo Ñprecisionì. Vztah mezi validitou a spolehlivostì je zn zornïn na obr.3, kter ukazuje, ûe je moûno zìskat v sledky mï enì, kterè jsou validnì ale nejsou spolehlivè, protoûe hodnoty jsou öiroce rozpt lenè okolo spr vnè hodnoty. Na druhè stranï mohou b t v sledky mï enì spolehlivè, ale nevalidnì, protoûe jsou systematicky naprosto mimo spr vnou hodnotu VARIABILITA P i klinickèm mï enì jev m ûeme zìskat r znè hodnoty v z vislosti na okolnostech, kterè mï enì prov zejì. NÏkdy m ûe b t rozptyl mï en ch hodnot tak velk, ûe m ûe ovlivnit v sledek mï enì.proto je t eba, aby si kaûd lèka byl 634

7 vïdom vöech moûnostì, kterè mohou b t p i mï enì zdrojem variability v sledk. Zdroje variability: p i samotnèm mï enì - vlivem p Ìstroje - vlivem pracovnìka biologickè rozdìly u jednotlivce v z vislosti na Ëase mï- enì (intraindividu lnì) biologickè rozdìly mezi r zn mi jedinci (interindividu lnì) VARIABILITA PÿI MÃÿENÕ M ûe vznikat z nïkolika p ÌËin: druhem a kvalitou p Ìstroje ñ na p Ìklad mï enì srdeënì frekvence plodu auskultaënï nebo elektronick m monitorov nìm vlivem pracovnìk, kte Ì prov dïjì mï enì a to p edevöìm tehdy, kdyû v sledek mï enì nenì mï en automaticky p Ìstrojem, ale z leûì na zhodnocenì pracovnìkem (krevnì tlak a pod.) kdyû je vzorek odebran na vyöet enì p Ìliö mal, m ûe to b t zdroj variability v sledk p i opakovan ch vyöet enìch (na p Ìklad p i jaternì biopsii, kde p edstavuje asi jen 1/ velikosti jater) BIOLOGICK VARIABILITA VÏtöina biologick ch jev podlèh nep etrûit m zmïn m. Prov dì-li se mï enì v urëitèm Ëase, p edstavuje toto mï enì pouze Ñvzorekì proveden v tomto Ëase a nemusì vûdy reprezentovat skuteënou hodnotu mï enì. BiologickÈ zmïny, kterè se odehr vajì v pr bïhu Ëasu (biologickè rytmy) se mohou mïnit v minutov ch intervalech (srdeënì frekvence), nebo sledujì diurn lnì pochody (teplota tïla) a nebo se postupnï vyvìjejì v Ëase (v ha, v öka). LÈka i obvykle odhadujì frekvenci komorov ch extrasystol pomocì pomïrnï kr tkodobèho pozorov nì na p Ìklad palpace pulzu po dobu 1 minuty nebo hodnocenì EKG po dobu 10 sekund. Je zn mo, ûe frekvence komorov ch extrasystol se mïnì s Ëasem, proto se nïkdy uûìv p enosnèho Holterova monitorov nì. Ale i toto sledov nì v delöìm ËasovÈm obdobì m ûe b t zav dïjìcì, protoûe u jednoho pacienta m ûe poëet komorov ch extrasystol kolìsat od 20 do 380/1 hodinu v r zn ch dnech a v r zn ch hodin ch bïhem dne. DalöÌm zdrojem biologickè variability jsou p irozenï rozdìly mezi jednotliv mi jedinci. Tyto r znè zdroje variability se mohou kumulovat V BÃROV VARIABILITA V klinickè epidemiologii, kdy je Ëasto studov n jen vzorek populace, se uplatúuje dalöì zdroj variability a to v bïrov variabilita. Na obr.4 je zn zornïno, jak opakovan v bïr r zn ch vzork populace, d v obvykle r znè v sledky odhadu skuteën ch hodnot, platn ch pro populaci. Proporce pozitivnìch jedinc se liöì velmi v znamnï a tato chyba m ûe b t odstranïna zvïtöenìm velikosti vybìranèho vzorku DŸSLEDKY VARIABILITY Variabilita v mï enì a zìsk v nì r zn ch klinick ch daj m ûe zp sobit znaënè problèmy v interpretaci klinick ch n lez. LÈka by mïl vïdït jakè mohou b t d sledky variability n lez, p edevöìm na validitu pozorov nì a jak je moûno jejich p sobenì p edch zet (viz ). N hodn variabilita m ûe b t spïönï ovlivnïna zvïtöenìm vybranèho vzorku, na kterèm prov dìme mï enì (vyöet- enì). Biopsie jater pro mili rnì tuberkulûzu, p edstavovanou miliûny mal ch granulomat, m ûe b t nep esn jen z d vod n hodnè variability Jedn -li se vöak o systematickou chybu, pak v sledky jsou r znè ve srovn nì se skuteën mi hodnotami, nehledï na poëet opakovan ch mï enì. U pacienta s podez enìm na infiltrativnì loûiskovè onemocnïnì jater, provedenì jednè biopsie jater m ûe b t ovlivnïno chybou, podle rozloûenì lèzì v j trech. Jestliûe lèze jsou metast zy v levèm laloku, pak jaternì biopsie v obvyklèm mìstï tj. v pravèm laloku, bude chybn ROZLOéENÕ daje, mï enè na intervalovè stupnici, jsou obvykle prezentov ny graficky jako ÑrozloûenÌ frekvenceì, ukazujìcì poëet nebo proporci skupiny osob, majìcì r znè hodnoty mï enì. Na obr.5 je zn zornïno na p Ìklad rozloûenì frekvence inkubaënìch dob u p Ìpad onemocnïnì tetanem v»r. 635

8 Sumarizace tohoto rozloûenì frekvence je prov dïna buô pomocì charakteristik Ñcentr lnì tendenceì, nebo naopak Ñdisperzeì. Charakteristiky centr lnì tendence jsou: pr mïr, modus, medi n. Charakteristiky disperze jsou: rozsah, standardnì odchylka, percentily. Pr mïr ñ je hodnota zìskan dïlenìm souëtu hodnot jednotliv ch pozorov nì poëtem tïchto pozorov nì. Nev hodou pr mïru je ovlivnïnì extrèmnìmi hodnotami. V hodou je vhodnost pro matematickè operace. Modus ñ je nejëastïjöì hodnota, jejìû v hodou je jednoduchost vyj d enì, ale nev hodou m ûe b t situace, kdy je buô û dn nebo naopak vìce nejëastïji se objevujìcìch hodnot. Medi n ñ je st ednì hodnota pozorov nì, kde poëet hodnot pod a nad medi nem je stejn. V hodou je, ûe nenì p Ìliö ovlivnïn extrèmnìmi hodnotami, ale nev hodou je nevhodnost pro matematickè operace. Rozsah ñ zahrnuje rozloûenì hodnot od nejniûöì aû po nejvyööì hodnotu. V hodou je, ûe zahrnuje vöechny hodnoty, nev hodou pak je, ûe je p irozenï velmi ovlivnïn extrèmnìmi hodnotami. SmÏrodatn odchylka ñ je absolutnì hodnota pr mïru rozdìl jednotliv ch hodnot od pr mïru. V hodou je vhodnost pro matematickè operace, nev hodou je, ûe pro jinè neû norm lnì rozloûenì frekvence neukazuje zn mou proporci pozorov nì. Percentily ñ jedn se o proporci vöech pozorov nì, kter spadajì pod urëitè zvolenè procento (decil = 10% percentil, kvartil = 25% percentil, medi n = 50% percentil a pod.). Na p Ìkladu rozloûenì nïkter ch z kladnìch biochemick ch hodnot je na obr.6 vidït r znè tvary k ivek tohoto rozloûenì. Jedn se ve vöech p Ìpadech o unimod lnì rozloûenì,zvonovèho tvaru, nïkde asymetrickè ñ seöikmenè k jednè nebo druhè stranï. RozloûenÌ ady laboratornìch hodnor se mïnì podle charakteristik pacienta jako je vïk, pohlavì, stav v ûivy a pod.. Na obr.7 je uk zka rozloûenì hodnot urey ve dvou odliön ch vïkov ch skupin ch NORM LNÕ ROZLOéENÕ (GAUSSOVO) K ivka norm lnìho rozloûenì je symetrick, zvonovèho tvaru. Vyjad uje rozdïlenì opakovan ch mï enì stejnèho objektu, stejn m zp sobem. Disperze hodnot p edstavuje Ñn hodnou variabilituì. M matematickou vlastnost, ûe asi 2/3 pozorov nì jsou v r mci 1 smïrodatnè odchylky a asi 95% v r mci 2 smïrodatn ch odchylek, tak jak je to zn zornïno na obr.8. BiologickÈ hodnoty vïtöinou nejsou norm lnï rozloûeny. Ale protoûe pr mïr a smïrodatn odchylka se snadno poëì- 636

9 tajì, tak se Ëasto pracuje s p edpokladem, ûe klinick mï- enì jsou norm lnï rozloûena. byla zachycena vïtöina postiûen ch dïtì s tìm, ûe asi jen u 1 dìtïte z 5 pozitivnìch ve screeningu, se vyvine fenylketonurie KRIT RIA PRO ABNORMALITU Optim lnì situace je tehdy, jestliûe rozloûenì frekvence mï- enì pro norm lnì a abnorm lnì jedince je tak rozdìlnè, ûe tvo Ì na k ivce dvï samostatnè populace (obr.9). Avöak vïtöina klinick ch mï enì a vyöet enì obvykle nem tak jasnè a ostrè hranice, protoûe: u ady test neexistuje prostè rozdïlenì na zdravè a nemocnè jedince nemoc se projevuje postupnï s postupnï nar stajìcìmi hodnotami laboratornìch test laboratornì testy vyjad ujì selh v nì org nu a tomu jsou p izp sobeny i jejich hodnoty. Hodnoty se mohou Ë steënï nebo i vìce p ekr vat a k ivka m ûe b t bimod lnì (obr. 10). P i screeningu novorozenc na fenylketonurii, stanovenìm fenylalaninu v krvi nïkolik dn po narozenì, m ûe test nïkterè dïti chybnï klasifikovat, protoûe v tomto vïku se hodnoty fenylalaninu v krvi u dïtì s fenylketonuriì a zdrav ch dïtì Ë steënï p ekr vajì (obr. 9). NÏkterÈ postiûenè dïti majì norm lnì hodnoty, protoûe dosud nepoûily dostateënè mnoûstvì proteinu a nïkterè zdravè dïti majì relativnï vysokè hodnoty, protoûe nap Ìklad jejich matka m naruöen metabolismus fenylalaninu. HraniËnÌ hodnota testu je obvykle postavena p i dolnìm konci p ekr v nì norm lnìch a abnorm lnìch hodnot, aby ABNORM LNÕ JAKO NEOBVYKL V medicìnï m ûe b t jako norm lnì povaûov no to, co se objevuje nejëastïji. Co se objevuje z Ìdka, m ûe b t povaûov no za abnorm lnì. P itom se nemusì vûdy jednat o zdravè jedince. osoby st ednìho vïku majì zv öenè hodnoty cholesterolu Definov nì neobvyklèho je moûnè takè matematicky.»asto se pouûìv jako t.zv. hraniënì bod (cutoff point) mezi norm lnìmi a abnorm lnìmi hodnotami to, ûe hodnoty leûìcì mimo 2 smïrodatnè odchylky se povaûujì za abnorm lnì. P i norm lnìm rozloûenì to tedy je 5% pozorov nì nebo mï enì (2.5% na kaûdè stranï k ivky). Protoûe vöak vïtöina biologick ch mï enì nem norm lnì rozloûenì, je lèpe popisovat neobvyklè hodnoty jako percentily z pozorovanèho rozloûenì. Toto statistickè vyj d enì normality m ûe b t v nïkter ch situacìch zav dïjìcì: jestliûe vöechny hodnoty pod urëit limit (nap. 95 percentil) povaûujeme za abnorm lnì, pak takè prevalence nemoci by tomu mïla odpovìdat ñ v tomto p ÌpadÏ tedy 5%. To vöak v adï p Ìpad neplatì a nenì takov zjednoduöen korelace mezi statistickou neobvyklostì a klinickou nemocì WHO definice anemie = Hb menöì neû 12g/100 ml pro dospïlè netïhotnè ûeny. Ve studii ve VelkÈ Brit nii mïlo tyto hodnoty 11% ûen, tedy dvakr t tolik neû by se oëek valo, ale ne vöechny mïly anemii (klinickou). mnoho v sledk laboratornìch test je ve vztahu k diferencovanèmu riziku po celè ök le hodnot od nìzk ch aû do vysok ch Incidence koron rnì nemoci srdeënì je asi 3 x vyööì u osob s ÑvyööÌmi norm lnìmi hodnotamiì cholesterolu v sèru ve srovn nì s osobami s ÑnÌzk mi norm lnìmi hodnotamiì (obr. 11). nïkterè vyslovenï neobvyklè hodnoty (p edevöìm na spodnìm okraji stupnice) jsou naopak velmi v hodnè z hlediska zdravì jedince 637

10 Systolick krevnì tlak kolem 100 mmhg je neobvykle nìzk ale je z hlediska rizika velmi v hodn nïkdy je pacient zjevnï nemocen i kdyû m hodnoty v mezìch norm lnìch hodnot pro zdravè jedince Glaukom p i norm lnìm nitrooënìm tlaku ABNORM LNÕ JAKO INDIKOVAN K L»ENÕ U nïkter ch dosud asymptomatick ch stav je moûno uvaûovat o abnormalitï tam, kde lèëenì p inese zlepöenì p ÌpadnÈho n sledku. Co je povaûov no za indikovanè k lèëenì se mïnì v pr bïhu Ëasu ABNORM LNÕ JAKO PROV ZEN NEMOCÕ V pr bïhu Ëasu se podle v sledk klinick ch pokus mïnil n zor na hodnotu diastolickèho krevnìho tlaku, kdy by mïla b t zapoëata medikamentûznì lèëba (obr. 13). DalöÌ zp sob jak oznaëit co je abnorm lnì je spojov nì mï- enì nebo pozorov nì s pravideln m v skytem nemoci nebo mrtì. Nemoc m ûe b t vyj d ena symptomaticky s p Ìznaky nebo jen v znamn m rizikem jejìho vzniku. Riziko vzniku dny u muû v USA je zanedbatelnè u hodnot kys.moëovè menöìch neû 416 umol/l (95.2% populace). Potom riziko stoup a u hodnot vyööìch neû 535 umol/l uû mnoho osob onemocnì dnou (vìce neû 20%). Proto byla abnorm lnì hodnota zvolena v rozmezì umol/l. V nïkolika studiìch byl vztah mezi konzumacì alkoholu a celkovou mrtnostì zn zornïn k ivkou ve tvaru pìsmene U, tj. vysok mrtnost u abstinent, st ednì u mìrn ch konzument a vysok u siln ch pij k (obr. 12). Sniûov nì mrtnosti od abstinent k mìrn m konzument m je moûno vysvïtlit tìm, ûe alkohol zvyöuje hladinu HDL, kter chr nì p ed kardiovaskul rnìmi nemocemi. Nebo lidè kdyû onemocnì, sniûujì konzumaci alkoholu a tìm je moûno vysvïtlit vysokou mortalitu spojenou s nìzkou konzumacì alkoholu. U siln ch pij k je vysvïtlenì jednoduööì, protoûe alkohol p ispìv ke vzniku ady fat lnìch onemocnïnì jako jsou onemocnïnì srdce, cèvnì mozkovè p Ìhody nebo rakovina. Spr vn interpretace k ivky ÑUì urëuje jestli je stejnï abnorm lnì abstinovat jako silnï pìt REGRESE K PRŸMÃRU Jestliûe lèka zjistì nïjak abnorm lnì n lez, m tendenci vyöet enì opakovat. Obvykle je v sledek druhèho vyöet enì bliûöì k norm lnìm hodnot m. Tento fenomèn je podmìnïn ËistÏ statistick mi d vody (n hodn variabilita) a je naz v n regrese k pr mïru. Ve studii MRFIT sledujìcì vliv r zn ch rizikov ch faktor na incidenci koron rnì nemoci srdeënì byl vyöet ov n takè krevnì tlak p i t ech n vötïv ch p ed zapoëat m lèëenìm. Pr mïr diastolickèho tlaku u skupiny vyöet ovan ch byl: ñ p i 1. n vötïvï mmhg ñ p i 2. n vötïvï mmhg ñ p i 3. n vötïvï mmhg 638

11 Regrese k pr mïru vznik tak, ûe p i prvnì n vötïvï byly vybr ny osoby, kterè mïly zv öen krevnì tlak. NÏkterÈ z nich mïly i p i druhèm mï enì vyööì krevnì tlak, protoûe jejich krevnì tlak je pravidelnï vyööì neû pr mïrn krevnì tlak. Ale ostatnì osoby mïly p i druhèm mï enì krevnì tlak niûöì, protoûe p i prvnìm mï enì byl jejich krevnì tlak vyööì pouze z d vod n hodnè variability v tomto ËasovÈm obdobì. Proto praxe lèka opakovat zv öenè laboratornì a jinè vyöet enì se zakl d nejen na dlouholetè zkuöenosti, ale m takè urëit teoretick z klad. Avöak ËÌm extrèmnïjöì (vyööì nebo niûöì) je v sledek prvnìho vyöet enì, tìm je menöì pravdïpodobnost, ûe opakovan v sledek bude norm lnì. 639

12 29 DIAGN ZA 29.1 DIAGNOSTICK TESTY DiagnostickÈ testy, kterè zahrnujì anamnèzu, fyzik lnì vyöet enì,laboratornì vyöet enì, zobrazovacì techniky a pod., pom hajì odliöit norm lnì od abnorm lnìho. To znamen, ûe jsou zaloûeny na p edpokladu, ûe nemocnì a zdravì jedinci mohou b t rozliöeni pomocì diagnostickèho testu. Klinick mï enì, vëetnï daj z diagnostick ch test, jsou vyjad ov na v nomin lnì, ordin lnì nebo intervalovè stupnici. LÈka i majì tendenci tyto daje zjednoduöovat, Ëasto na dichotomnì (p Ìtomen/nep Ìtomen, norm lnì/abnorm lnì, zdrav /nemocn ) pro snadnïjöì praktickè vyuûitì, p edevöìm p i rozhodov nì o zah jenì nebo ukonëenì lèëby. KrevnÌ tlak je mï en na intervalovè stupnici. VÏtöina lèka- vöak volì urëitou hodnotu krevnìho tlaku (90 mmhg pro diastolick tlak), p i kterè uvaûujì o zah jenì lèëby. TÌm transformujì intervalovè daje na nomin lnì (v tomto p ÌpadÏ dichotomnì). Pokud lèka zvaûuje svoji lèëbu podle toho, zda je pacient v diastolick tlak ÑmÌrnÏ zv öen ì (90-104), Ñst ednï zv öen ì ( ) nebo Ñv raznï zv öen ì (vïtöì neû 115), pak posuzuje p vodnì intervalovè daje jako ordin lnì PÿESNOST DIAGNOSTICK CH TESTŸ UrËenÌ diagnûzy je proces, ve kterèm Ëasto p evaûuje pravdïpodobnost nad jistotou, ûe stanoven diagnûza je spr vn. Z tohoto pohledu je t eba, aby si byl lèka vïdom urëit ch matematick ch vztah mezi vlastnostmi diagnostickèho testu a informacemi, kter dan test poskytuje. PorozumnÏnÌ tïmto ot zk m mu pak v mnoha p Ìpadech umoûnì vysvïtlit problèmy a nejistotu v interpretaci pouûitèho diagnostickèho testu. Z kladnì vztah mezi v sledkem testu a p esnou diagnûzou je zn zornïn na tab.2. Diagnostick test je povaûov n za pozitivnì (abnorm lnì) nebo negativnì (norm lnì) a nemoc je p Ìtomna nebo nep Ìtomna. P i pouûitì testu k urëenì diagnûzy mohou nastat teoreticky Ëty i moûnè situace, z nichû dvï jsou spr vnè a dvï chybnè: 1) 1. test byl spr vn pokud byl pozitivnì p i p Ìtomnosti nemoci 2) nebo negativnì p i nep Ìtomnosti nemoci 3) 3.test byl chybn jestliûe byl pozitivnì p i nep Ìtomnosti nemoci (faleön pozitivita) 4) nebo negativnì p i p Ìtomnosti nemoci (faleön negativita) ÑZLAT STANDARDî Pro zhodnocenì p esnosti testu porovn v me jeho v sledky s t.zv. Ñzlat m standardemì (referenënì metodou) ñ vyöet enìm, kterè je schopno poskytnout informaci, zda je nemoc skuteënï p Ìtomna Ëi ne. TakovÈ vyöet enì m ûe b t nïkdy pomïrnï jednoduchè a levnè na p Ìklad kultivace beta hemolytickèho streptokoka z v tïru krku p i podez enì na streptokokovou angìnu.»astïji se vöak bohuûel jedn o pomïrnï sloûit a n kladn nebo i rizikov vyöet enì (biopsie, kontrastnì zobrazovacì metody, pitva). Proto jsou takè jako zlatè standardy pouûìv na levnïjöì a jednoduööì vyöet enì, jako je rtg plic nebo vyöet enì sp ta p i pneumonii nebo ekg a biochemickè vyöet enì p i akutnìm infarktu myokardu. UrËitou danì za pouûitì jednoduööìho testu je moûnost chybnè klasifikace onemocnïnì. P i vöech studiìch, kterè posuzujì hodnotu diagnostickèho testu, je pot eba zìskat daje o vöech Ëty ech moûnostech jak byly zn zornïny na obr.13, aby mohl b t test dnï vyhodnocen. ProblÈm je vöak se zìsk v nìm daj o negativitï testu ñ je-li skuteënï negativnì nebo faleönï negativnì. Jestliûe p i posuzov nì hodnoty cholecystografie a sonografie pro diagnostiku choleliti zy mïl pacient abnorm lnì cholecystogram, mohl n sledn chirurgick z krok rozhodnout, zda byla diagnûza choleliti zy spr vn Ëi ne. Byl-li vöak cholecystogram norm lnì a podez enì vypl valo pouze ze sonografickèho vyöet enì, pak chirurgickè ovï- enì tèto negativity nebylo tak ËastÈ, protoûe lèka z etick ch d vod neodesìlal pacienta na chirurgick z krok na z kladï tehdy novèho, dosud neovï enèho testu. Proto nebylo moûno stanovit frekvenci faleönï negativnìch v sledk pro negativnì cholecystogram. Pro nemoci, kterè se zjevnï manifestujì aû po nïkolika letech od doby, kdy bylo prvnï vysloveno podez enì (n dory, chronickè degenerativnì nemoci), m ûe b t zlat m standardem dlouhodobè sledov nì pacienta, kterè nakonec ovï Ì spr vnost p edbïûnè diagnûzy. Pro nïkterè stavy vöak neexistujì objektivnì kritèria pro stanovenì diagnûzy. Na p Ìklad pro stanovenì diagnûzy angina pectoris je st le nejlepöìm prost edkem peëlivè anamnestickè vyöet enì. Existuje sice ada mï iteln ch projev, kterè jsou spojeny s tìmto stavem (klidovè a z tïûovè ekg, angiografie), avöak û dn z nich nedok ûe jednoznaënï odliöit p Ìtomnost nebo nep Ìtomnost tohoto klinickèho syndromu.»astè chybïnì zlatèho standardu vede k situaci, kdy je jako standard pouûìv n test, kter nenì plnï p esn ale je v souëasnè dobï povaûov n za nejlepöì. Tak m ûe dojìt k situaci, kdy je srovn v n jeden Ñöpatn ì test s druh m a m ûe vzniknout paradoxnì stav, kdy nov test je prohl öen za horöì, protoûe nekoresponduje se star m testem (nep esn m!) i kdyû m ûe b t ve skuteënosti lepöì SENZITIVITA A SPECIFICITA Senzitivita je definov na jako proporce nemocn ch, kte Ì majì pozitivnì test. 640

13 Specificita je definov na jako proporce zdrav ch, kte Ì majì negativnì test. Matematicky je senzitivita testu poëìt na (viz tab.2) podle vzorce: Se = a/a+c Specificita je poëìt na podle vzorce: Sp = d/b+d SenzitivnÌ test, tedy takov, kter je obvykle pozitivnì, kdyû je nemoc p Ìtomna (m nìzkou faleönou negativitu), je vhodn : v situacìch, kdy by faleönï negativnì v sledek poökodil pacienta, tedy tam, kde nemoc, pokud existuje, by mïla b t vûdy zjiötïna (z vaûn nemoc, lèëiteln nemoc) kdyû je vìce diagnostick ch moûnostì k vylouëenì nïkter ch nemocì kdyû je pravdïpodobnost p Ìtomnosti nemoci mal a je t eba jì vyhledat (screening). SenzitivnÌ test pom h lèka i p edevöìm tehdy, je-li negativnì. Specifick test, tedy takov, kter je obvykle negativnì, kdyû nenì nemoc p Ìtomna (m nìzkou faleönou pozitivitu), je vhodn : v p Ìpadech, kdy faleönï pozitivnì v sledek by poökodil pacienta (zdravotnï, emocion lnï, finanënï) Specifick test pom h klinikovi p edevöìm tehdy, je-li pozitivnì. StanovÌme-li hraniënì bod 10.0 mmol/l, pak dos hneme vysokou specificitu, protoûe vöichni diagnostikovanì budou zcela jistï mìt diabetes, ale ada nemocn ch s diabetem nebude podchycena pro nìzkou senzitivitu testu. StanovÌme-li hraniënì bod 3.89 mmol/l, pak budou prakticky vöichni nemocnì s diabetem podchyceni p i vysokè senzitivitï testu, ale ada zdrav ch lidì bude oznaëena jako diabetici pro nìzkou specificitu testu. Tyto daje m ûeme vyj d it takè k ivkou (obr. 14), kdy na ose y bude senzitivita a na ose x bude 1-specificita. DobrÈ rozliöovacì hodnoty testu jsou umìstïny v levè hornì Ë sti k ivky. Tato k ivka slouûì k v bïru vhodnè hraniënì hodnoty. Kdyû bude na k ivce (obr.14) zvolen hraniënì bod pro glykèmii 5.5, tak unikne pouze 11% diabetik, ale 30% zdrav ch lidì bude alarmov no faleönï pozitivnìm v sledkem. Zv öenìm hraniënìho bodu na 6.7 bude faleön pozitivita redukov na na mènï neû 10%, za cenu, ûe unikne tèmï 30% diabetik KOMPROMIS MEZI SENZITIVITOU A SPECIFICITOU Je z ejmè, ûe kaûd test by mïl b t jak vysoce senzitivnì, tak i vysoce specifick. Toho vöak v praxi nelze vïtöinou docìlit. Proto je t eba zvolit vhodn kompromis, p edevöìm v situacìch, kdy klinickè daje majì charakter kontinu lnìch hodnot. V takov ch situacìch je obvykle arbitr rnï stanoven tzv. hraniënì bod (cut-off point), kter rozdïluje toto kontinuum na norm lnì a abnorm lnì hodnoty. D sledkem tohoto rozdïlenì hodnot na intervalovè stupnici je ten, ûe zv öenì jednè charakteristiky (na p.senzitivity) m ûe b t provedeno pouze na kor jinè (na p.specificity). Na tabulce 3 jsou zn zornïny hodnoty glykèmie 2 hodiny po jìdle a mïnìcì se hodnoty senzitivity a specificity podle toho jakou hodnotu glykèmie budeme povaûovat za diagnostickou pro onemocnïnì diabetem. (J.Gen.Inter.Med.,1987,2:20-24) 641

14 LÈka i jsou st le nuceni ke kompromis m mezi senzitivitou a specificitou pouûìvan ch diagnostick ch test. P esto m ûe b t nov test vìce senzitivnì i vìce specifick neû p edch zejìcì (obr.15). V praxi vöak vïtöina lèka nepracuje obvykle s vysoce senzitivnìmi a specifick mi testy. Proto je t eba jin mi zp soby zv öit validitu dosahovan ch v sledk, na p Ìklad pouûitìm vìce diagnostick ch test najednou CHYBY PÿI STANOVENÕ SENZITIVITY A SPECIFICITY NovÏ zav dïn test se m ûe pozdïji v praxi uk zat jako mènï vhodn neû bylo p vodnï deklarov no. To m ûe b t zp sobeno nïkolika skuteënostmi: pouûitìm nespr vnèho zlatèho standardu (jak bylo jiû v öe zmìnïno) spektrem nemocn ch na kter ch byl test provï ov n (mohou se liöit od pacient, kte Ì jsou pak testem vyöet ov ni v klinickè praxi st diem svè nemoci, tìûì nebo trv nìm onemocnïnì a pod.) Vyöet enì karcinoembryon lnìho antigenu (CEA) m r znè v sledky podle st dia kolorekt lnìho karcinomu a podle toho jedn -li se o lokalizovan proces nebo o metastatickè onemocnïnì. systematickou chybou v d sledku toho, ûe p i p edchozìch n lezech svïdëìcìch pro nemoc, lèka d le vyöet uje pacienta, aby definitivnï stanovil diagnûzu a tak zvyöuje pravdïpodobnost, ûe nemoc bude odhalena. Na druhè stranï p i neznalosti p edchorobì m ûe lèka zanechat dalöìho öet enì a tìm nemusì b t nemoc podchycena Interpretace rtg vyöet enì je do jistè mìry subjektivnì. M -li radiolog k dispozici klinickè informace m tendenci zamï it se vìce na vyhled nì p ÌpadnÈho rtg n lezu neû v situaci, kdy klinick stav nenì zn m a tìm nenì jeho pozornost zamï ena do urëitè oblasti rtg snìmku. n hodnou chybou, protoûe ovï ov nì novèho testu se obvykle prov dì na relativnï mal ch souborech pacient, kde se m ûe uplatnit n hodn variabilita.»ìm uûöì je interval spolehlivosti (viz kapitola ) tìm p esnïjöì je odhad senzitivity a specificity danèho testu PREDIKTIVNÕ HODNOTY Senzitivita a specificita jsou daje, kterè vedou lèka e k rozhodnutì, zda test pouûìt Ëi ne. Pro lèka e je vöak hlavnì problèm v rozhodnutì, zda pacient m nebo nem urëitou nemoc v z vislosti na tom je-li test pozitivnì nebo negativnì. Tuto informaci poskytuje prediktivnì hodnota testu. PozitivnÌ prediktivnì hodnota testu je pravdïpodobnost nemoci u pacienta s pozitivnìm (abnorm lnìm) testem. Matematicky je poëìt na podle vzorce (tab.2 ): PV+ = a/a+b NegativnÌ prediktivnì hodnota testu je pravdïpodobnost, ûe pacient nem nemoc, je-li test negativnì (norm lnì). Matematicky je poëìt na podle vzorce (tab.2 ): PV+ = c/c+d PrediktivnÌ hodnoty odpovìdajì na ot zku, jak je pravdïpodobnost, ûe pacient, u nïhoû je v sledek testu pozitivnì (negativnì), m (nem ) danou nemoc. StanovÌme-li hraniënì bod 10.0 mmol/l, pak dos hneme vysokè specificity, protoûe vöichni diagnostikovanì budou zcela jistï mìt diabetes, ale ada nemocn ch s diabetem nebude podchycena pro nìzkou sensitivitu testu. StanovÌme-li hraniënì bod 3,89 mmol/l, pak budou prakticky vöichni nemocnì s diabetem podchyceni p i vysokè sensitivitï testu, ale ada zdrav ch lidì bude oznaëena jako diabetici pro nìzkou specificitu testu FAKTORY OVLIV UJÕCÕ PREDIKTIVNÕ HODNOTY HlavnÌmi faktory, kterè ovlivúujì prediktivnì hodnoty jsou senzitivita a specificita testu a prevalence nemoci (viz kapitola ) v populaci, kter je testem vyöet ov na.»ìm m test vyööì senzitivitu, tìm bude lepöì jeho negativnì prediktivnì hodnota, protoûe klinik si m ûe b t vìce jist, ûe pacient s negativnìm testem nem uvaûovanou nemoc.»ìm m test vyööì specificitu, tìm bude lepöì jeho pozitivnì prediktivnì hodnota, protoûe lèka si m ûe b t vìce jist, ûe pacient s pozitivnìm testem m uvaûovanou nemoc. Prevalence vyöet ovanè nemoci ovlivúuje prediktivnì hodnoty tak, ûe pozitivnì v sledek i velmi specifickèho testu ve skupinï pacient s malou pravdïpodobnostì, ûe majì danou nemoc, bude vïtöinou faleönï pozitivnì. BlÌûÌ-li se prevalence nemoci k nule, blìûì se k nule i pozitivnì prediktivnì hodnota testu. ObdobnÏ negativnì v sledek i velmi senzitivnìho testu ve skupinï pacient s vysokou pravdïpodobnostì ûe majì danou nemoc, bude vïtöinou faleönï negativnì. BlÌûÌ-li se prevalence nemoci ke 100%, blìûì se ke 100% i negativnì prediktivnì hodnota testu. Pro posouzenì prediktivnì hodnoty testu by mïl lèka spr vnï odhadnout prevalenci nemoci mezi pacienty, kterè 642

15 vyöet uje, pomocì informacì z literatury, lok lnìch daj a podle svèho klinickèho sudku. Za urëit ch okolnostì je moûno zv öit prevalenci nemoci pro lepöì vyuûitelnost diagnostickèho testu: ve sp dov ch l ûkov ch zdravotnick ch za ÌzenÌch, kde se akumulujì v ûnè p Ìpady nemocì, bude jejich prevalence asi vïtöì neû v ordinaci praktickèho lèka e pokud je test prov dïn u vysoce rizikov ch skupin populace klinickè p Ìznaky nemoci u pacienta. LÈka i obvykle intuitivnï prov dïjì specifickè diagnostickè testy u pacient, kte Ì majì vyööì pravdïpodobnost, ûe majì danou nemoc. S vyööì dostupnostì diagnostick ch test vöak m ûe klesat tento selektivnì v bïr pacient pro dan test a tìm se m ûe sniûovat jeho pozitivnì prediktivnì hodnota V ZNAM PRO HODNOCENÕ L KAÿSK LITERATURY PublikovanÈ popisy diagnostick ch test obvykle obsahujì kromï daj o senzitivitï a specificitï takè informace o moûnè interpretaci pozitivnìho nebo negativnìho v sledku testu, tedy informace o prediktivnìch hodnot ch. Tyto informace jsou cenn m n vodem pro lèka e, je vöak t eba je hodnotit z toho hlediska, ûe jsou vïtöinou zìsk ny p i ovï ov nì diagnostickèho testu ve velk ch fakultnìch nemocnicìch, kde je vyööì prevalence z vaûn ch onemocnïnì. Proto mohou b t informace o prediktivnìch hodnot ch testu ponïkud zav dïjìcì p i jeho pouûitì v bïûnè terènnì praxi. V robci testu takè pro vyj d enì jeho senzitivity a specificity prov dïjì testy zhruba u poloviny nemocn ch a u poloviny zdrav ch osob, coû je nejefektivnïjöì zp sob pro toto stanovenì. Avöak pro vyj d enì prediktivnìch hodnot to p edpokl d prevalenci nemoci asi 50%, kter se vöak u urëit ch nemocì v praxi Ëasto nenajde a tìm m ûe b t tento daj opït ponïkud zkreslen. LR+ = senzitivita / 1 ñ specificita LR negativnìho testu je pomïr pravdïpodobnosti negativnìho testu v p ÌpadÏ p Ìtomnosti nemoci k pravdïpodobnosti negativnìho testu, v p ÌpadÏ, ûe nemoc nenì p Ìtomna. LRñ = 1 ñ senzitivita / specificita APLIKACE LR Na rozdìl od senzitivity a specificity, ukazujìcì p esnost diagnostickèho testu v jednom hraniënìm bodï, m ûe b t LR stanoveno pro jak koliv v sledek testu po celèm rozsahu ök ly jeho hodnot. Tak m ûe p ispït k posouzenì, zda test je schopen rozliöit nemoc i mimo svè extrèmnì hodnoty (vysokè nebo nìzkè).viz tab. 4. LR je p irozenï nejvyööì pro nejniûöì hodnoty a nejniûöì pro nejvyööì hodnoty T4, kde pokud se tyto hodnoty nevyskytujì u nemocn ch (vysokè) nebo u zdrav ch (nìzkè), pak test automaticky potvrzuje nebo vyluëuje diagnûzu. Ale i u hraniënìch hodnot je pouûitì samotnèho T4 testu moûnè pro inici lnì screening suspektnìho hypothyreoidismu (hodnoty ) LIKELIHOOD RATIOS Tyto ukazatele p edstavujì alternativnì cestu jak vyj d it vhodnost diagnostickèho testu. Jsou pouûìv ny pro v poëet pravdïpodobnosti nemoci p i pozitivnìm nebo negativnìm v sledku testu. PravdÏpodobnost v epidemiologickèm slova smyslu lze obecnï vyj d it nïkolika zp soby jako: pravdïpodobnost... proporce osob s urëitou charakteristikou (nemoc, pozitivita testu a pod.) odds ratio... pomïr dvou pravdïpodobnostì. Likelihood ratio (LR) je ukazatel, kter je odvozen od odds ratio a je definov n jako pomïr pravdïpodobnostì, ûe dan test bude pozitivnì nebo negativnì v p ÌpadÏ, ûe nemoc je u pacienta p Ìtomna nebo nep Ìtomna. Tento ukazatel vyjad uje kolikr t vìce (nebo mènï) m ûe b t oëek v n urëit v sledek testu u nemocn ch ve srovn nì se zdrav mi. Jestliûe je test dichotomnì (pozitivnì nebo negativnì), pak tento ukazatel popisuje schopnost testu rozliöit zdravè a nemocnè osoby DEFINICE LR LR pozitivnìho testu je pomïr pravdïpodobnosti pozitivnìho testu v p ÌpadÏ p Ìtomnosti nemoci k pravdïpodobnosti pozitivnìho testu, v p ÌpadÏ, ûe nemoc nenì p Ìtomna POUéITÕ VÕCE TESTŸ V DIAGNOSTICE LÈka i vïtöinou uûìvajì diagnostickè testy, kterè nejsou plnï p esnè, se senzitivitou a specificitou menöì neû 100% a se st ednì hodnotou LR. Na z kladï v sledku takovèho jednotlivèho testu, pak pravdïpodobnost nemoci nenì ani p Ìliö vysok ani p Ìliö nìzk. P irozenï nelze v tomto okamûiku zastavit vyöet ov nì a spokojit se s dosaûen m v sledkem, na p Ìklad ûe je pravdïpodobnost 50:50 (resp. 1:1), ûe pacient m Ca st eva. PovinnostÌ lèka e v takovèm p ÌpadÏ je snaûit se o zv öenì nebo snìûenì tèto pravdïpodobnosti pomocì dalöìch test. Pokud jsou tyto dalöì testy vöechny buô pozitivnì nebo negativnì je interpretace v sledk jednoduööì. Bohuûel v praxi je ËastÏjöÌ situace, kdy nïkterè z test jsou pozitivnì a ostatnì negativnì a takè interpretace v takovè situaci je sloûitïjöì. 643

16 VÌceËetnÈ testy mohou b t v praxi pouûity dvojìm zp sobem: paralelnï (souëasnï) ñ kde pozitivita jakèhokoliv z nich je povaûov na za d kaz nemoci sèriovï (po sobï) ñ kde vöechny testy musì b t pozitivnì pro stanovenì diagnûzy (je-li nïkter z test negativnì, je diagnostick proces zastaven) PARALELNÕ TESTY U pacient, kde je t eba rychle stanovit diagnûzu (p i hospitalizaci nebo u klinicky nalèhav ch p Ìpad ), pouûìvajì lèka i obvykle paralelnìho testov nì. Tento zp sob zvyöuje senzitivitu a negativnì prediktivnì hodnotu kaûdèho z pouûit ch test. Naopak specificita a pozitivnì prediktivnì hodnota jsou snìûeny. Nemoc je vïtöinou zjiötïna, ale je vyööì pravdïpodobnost faleönï pozitivnìch v sledk. ParalelnÌ testov nì je pouûìv no s v hodou v situacìch, kde pro diagnûzu by bylo vhodnè mìt k dispozici vysoce senzitivnì test ale v praxi m lèka pouze dva nebo vìce spìöe mènï citliv ch test. DiagnÛza hlubokè ûilnì trombûzy na dolnì konëetinï m ûe b t nesnadn kol. Zlat m standardem pro tuto diagnûzu je provedenì venografie, kter je vöak n kladn a takè Ë steënï rizikov, aby byla rutinnï prov dïna u kaûdèho pacienta u kterèho je podez enì na toto onemocnïnì. AlternativnÏ je moûno pouûìt dvï mènï citlivè metody jako je pletyzmografie a vyöet enì pomocì znaëenèho fibrinogenu. AËkoliv obï tyto metody jsou mènï senzitivnì a mènï specifickè neû venografie, jejich paralelnìm pouûitìm je moûno dos hnout 94% senzitivity a 91% specificity (tab.5) S RIOV TESTY Tento zp sob vìceëetnèho testov nì je lèka i pouûìv n v situacìch, kdy nenì vyûadov no urgentnì stanovenì diagnûzy u pacienta a takè v p Ìpadech, kdy nïkterè testy jsou n kladnè nebo rizikovè, takûe jejich pouûitì n sleduje aû tehdy, je-li jednoduööìm a bezpeën m testem prok z no podez enì z danè nemoci. SÈriovÈ testov nì vyûaduje vìce Ëasu, protoûe dalöì test je aplikov n aû v p ÌpadÏ pozitivity testu p edchozìho. Zvyöuje vöak specificitu a pozitivnì prediktivnì hodnotu p i snìûenì senzitivity a negativnì prediktivnì hodnoty. P i tomto zp sobu je vysok pravdïpodobnost, ûe p i pozitivitï test je nemoc skuteënï p Ìtomna ale je zde riziko, ûe nïkte Ì nemocnì nemusì b t zachyceni. SÈriovÈ testov nì je uûiteënè v situacìch, kdy lèka nem k dispozici û dn vysoce specifick test. Pak ten z pouûit ch test, kter m nejvyööì specificitu by mïl b t pouûit jako prvnì, aby se zabr nilo zbyteënèmu retestov nì nïkter ch pacient. 644

17 30 FREKVENCE P i klinickèm rozhodov nì vznikajì ot zky, kterè souvisì s frekvencì urëitèho jevu za urëit ch okolnostì. U mladèho muûe se objevì bolest a zarudnutì v krku a zv öen teplota. V tèto souvislosti vznikajì n sledujìcì ot zky: jak je pravdïpodobnost, ûe pacient m streptokokovou angìnu? jak je pravdïpodobnost vzniku n sledk nelèëenè angìny jako je revmatick horeëka nebo akutnì glomerulonefritìda? jak je pravdïpodobnost, ûe lèëba penicilinem zabr nì vzniku tïchto n sledk? jak je pravdïpodobnost vzniku alergickè reakce na penicilin? Na tyto ot zky musì lèka zn t odpovïô, aby mohl racion lnï oöet it pacienta. Frekvence takov ch jev je obvykle vyjad ov na v relativnìch ukazatelìch frekvence a pravdïpodobnosti vzniku. prevalence ñ jak proporce osob m dan stav incidence ñ jakè je riziko vzniku danèho stavu u osob bïhem urëitè doby. Incidence je obvykle mï ena v kohortov ch studiìch. Prevalence je obvykle mï ena v prevalenënìch-pr ezov ch studiìch. Prevalence tedy vyjad uje vöechna existujìcì onemocnïnì, zatìmco incidence jen novï vznikl onemocnïnì UKAZATEL FREKVENCE ObecnÏ se jedn o relativnì ËÌsla, kde v Ëitateli je poëet pacient s n sledkem a ve jmenovateli je poëet osob, u kter ch se mohl n sledek objevit. LÈka se nejëastïji setk v s ukazateli prevalence a incidence. Prevalence je proporce osob, majìcìch urëitè onemocnïnì v urëitèm Ëase (okamûiku ñ okamûikov prevalence, nebo obdobì ñ intervalov prevalence). RozdÌl mezi okamûikovou a intervalovou prevalencì je zn zornïn na obr. 16. Incidence je proporce osob, p vodnï bez danèho klinickèho stavu, kter u nich novï vznikl bïhem urëitèho ËasovÈho obdobì MÃÿENÕ PREVALENCE A INCIDENCE PREVALEN»NÕ STUDIE Prevalence nemoci je mï ena vyöet enìm skupiny osob, z nichû v urëit okamûik (nebo v urëitèm intervalu ñ na p. rok) jsou nïkte Ì nemocnì a ostatnì zdravì. Frakce nebo proporce nemocn ch tvo Ì prevalenci nemoci. Toto jednor zovè vyöet enì populace s diferenciacì jednotlivc na nemocnè a zdravè, je naz v no prevalenënì studie. Jin n zev pro tyto studie je pr ezov studie (cross-sectional study), protoûe vyöet enìm osob je zìsk na pr ezov informace o jejich stavu v urëitèm okamûiku. Vyöet enìm krevnìho tlaku u vöech muû v regionu praktickèho lèka e byla zjiötïna hypertenze u 350 muû z 1000 vyöet en ch. Prevalence hypertenze byla v tomto p ÌpadÏ 350 p Ìpad na 1000 osob, nebo 35%. K byla prevalence HIV pozitivnìch osob v»eskè republice... na osob INCIDEN»NÕ STUDIE RozdÌl mezi incidencì a prevalencì je zn zornïn na obr. 17. ProË je nutnè zn t rozdìl mezi incidencì a prevalencì? Protoûe oba ukazatele odpovìdajì na dvï odliönè ot zky: Na rozdìl od prevalence je incidence mï ena tak, ûe se nejprve zjistì osoby, kterè nemoc nebo jin sledovan znak nemajì a potom se v pr bïhu urëitèho Ëasu opakovanï vyöet ujì za Ëelem zjiötïnì novï vzniklè nemoci (nebo znaku). Tento proces je naz v n kohortov studie a bude podrobnïji diskutov n v kapitole o riziku. 645

18 Incidence m ûe b t zjiöùov na jako tzv. riziko nebo kumulativnì incidence, kdy se jedn o pomïr nov ch p Ìpad onemocnïnì k populaci danè velikosti, kde vöichni jedinci jsou pozorov ni v pr bïhu urëitèho Ëasu a kde novè p Ìpady jsou akumulov ny v pr bïhu tohoto Ëasu. Na onkologickèm oddïlenì bylo sledov no p eûìv nì 300 pacient s n dorov m onemocnïnìm. Po 1 roce zem elo 54 pacient, coû p edstavovalo mrtnost (incidenci mrtì) 54/300/1 rok. Po 5 letech zem elo celkem 250 pacient ñ mrtnost 250/300/5 let. Incidence m ûe b t zjiöùov na jeötï druh m zp sobem, kdy se mï Ì poëet nov ch p Ìpad ve st le se mïnìcì populaci, kdy kaûd jedinec je vnìmav ke studovanèmu jevu a tedy zahrnut do studie po r znï dlouhou dobu. D vodem m ûe b t postupnè za azov nì osob do studie, kdy prvnï za azenì jedinci jsou p irozenï sledov ni delöì obdobì neû poslednì. DalöÌm d vodem je rozdìlnè obdobì od zaë tku sledov nì do vzniku nemoci, p ÌpadnÏ ukonëenì sledov nì pro odstoupenì nebo mrtì pacienta. Incidence je pak vyj d ena pomïrem, kde v Ëitateli jsou opït novï vznikl onemocnïnì, ale ve jmenovateli jsou tzv. osoboëasy (osoboroky, osobodny a pod.), kterè jsou souëtem hodnot jednotliv ch osob jak dlouho byly pozorov ny (obr.18). Do studie byly postupnï za azov ny osoby s hladinou cholesterolu pod 5.2 a nad 5.2 a bylo u nich sledov no mrtì na koron rnì nemoc srdeënì. Ve skupinï osob s cholesterolem pod 5.2 bylo celkem 14 mrtì a sledovanè osoby se na studii podìlely celkem osoboroky coû p edstavuje incidenci U osob s cholesterolem nad 5.2 bylo celkem 26 mrtì a sledovanè osoby se podìlely na studii celkem osoboroky coû p edstavuje incidenci , tedy 3.5 x vïtöì. RozdÌl mezi rizikem a incidencì za osoboëas je zn zornïn na obr.19. V obou p Ìkladech je riziko (kumulativnì incidence) stejnè, ale je z ejmè, ûe incidence (incidence za osobo- Ëas), tedy rychlost s jakou se objevujì novè p Ìpady onemocnïnì, je vyööì v prvnìm p Ìkladu INTERPRETACE UKAZATELŸ FREKVENCE P i stanovenì incidence a prevalence je t eba peëlivï definovat jak daje v Ëitateli tak ve jmenovateli, tedy p Ìpady onemocnïnì a populaci DEFINICE ÑPÿÕPADŸì P Ìpad obecnï znamen nemoc nebo stav, jehoû frekvence je zjiöùov na. Pro nïkterè stavy jsou vypracov na jasn a vyëerp vajìcì diagnostick kritèria, podle nichû je moûno p Ìpad p esnï ur- Ëit (revmatoidnì artritìda, hypertenze a pod.). Na p esnè definici p Ìpadu Ëasto z leûì i jeho frekvence (za azenìm pouze klasick ch p Ìpad se jejich poëet zmenöì, naopak za azenìm i pravdïpodobn ch p Ìpadu bude jejich poëet vïtöì DEFINICE ÑPOPULACEì Aby bylo moûno posuzovat frekvenci p Ìpad, je t eba zn t p esnï velikost a ostatnì charakteristiky skupiny osob (populace), ze kterè p Ìpady poch zejì. TermÌn Ñpopulace v rizikuì znamen vnìmavost ke studovanèmu jevu nebo nemoci. P i stanovenì incidence nebo prevalence karcinomu dïloûnìho ËÌpku nenì vûdy moûnè do jmenovatele zahrnout celou ûenskou populaci, protoûe jejì v znamn Ë st m ûe b t na p. po hysterektomii (USA, New York, 30-45% ûen po 50 resp.60 letech). P i nerespektov nì tohoto stavu by v sledky studie byly znaënï podhodnocenè. EpidemiologovÈ obvykle uûìvajì pojem populace pro vöechny jedince, kte Ì ûijì v urëitè geografickè oblasti. Toto pojetì populace je spr vnè ve studiìch, kterè jsou prov dïny na vöeobecnè populaci. V klinickè praxi a p i studiu klinick ch ot zek je relevantnì populacì obvykle populace pacient, postiûen ch stejnou nemocì a kte Ì poch zejì ze stejnèho klinickèho prost edì, ve kterèm bude informace o frekvenci pouûita. Jin bude situace ve sp dovè fakultnì nemocnici a jin pro Ëely praktickèho lèka e. Jak jiû bylo zmìnïno v kapitole , incidence dalöìho z chvatu k eëì u dïtì, kterè mïly jeden z chvat febrilnìch k eëì se liöì podle toho zda se daje zjiöùovaly v podmìnk ch praktick ch lèka (okolo 5%) nebo v podmìnk ch nïkter ch 646

19 klinik (aû 75%).Kter informace je pouûiteln pro Ëten e z visì na jeho profesi ñ jedn -li se o praktickèho lèka e, bude relevantnì informace spìöe 5%, jedn -li se o dïtskèho neurologa ze specializovanèho klinickèho pracoviötï, bude relevantnì informacì spìöe 75% VLIV VZORKU POPULACE daje o frekvenci Ëasto poch zejì ze studiì, kterè se zab vajì pouze zvl dnuteln m vzorkem populace, protoûe studovat celou populaci je obvykle nemoûnè. Zde pak vyvstane ot zka, zda je vzorek reprezentativnì pro celou populaci.to z leûì na zp sobu v bïru vzorku. U n hodnèho v bïru, kde vöichni jedinci majì teoreticky stejnou pravdïpodobnost, ûe budou vybr ni, je vzorek reprezentativnì pro populaci, ze kterè byl vybr n (p irozenï za p edpokladu dostateënè velikosti vzorku). U ostatnìch zp sob v bïru vzorku je Ëasto p Ìtomen bias, takûe vzorek nemusì populaci reprezentovat. U takov ch n - lez je potom velmi nutn jejich uv ûliv interpretace VZTAH MEZI INCIDENCÕ A PREVALENCÕ Prevalence je z visl na incidenci, na dèlce trv nì nemoci a na jejìm zakonëenì ( mrtì, zdrava). Prevalence odr ûì na jednè stranï incidenci a na druhè stranï dèlku trv nì nemoci. U akutnìch onemocnïnì s kr tkou dobou trv nì nemoci jsou oba ukazatele (prevalence a kumulativnì incidence) stejnè. U chronick ch onemocnïnì se tyto ukazatele mohou v znamnï liöit. Zv öenì hodnoty prevalence m ûe b t zp sobeno: zv öenìm incidence zabr nïnìm mrtì a prodlouûenìm trv nì nemoci pomocì lèëby p i nedosaûenì plnè zdravy (tìm m ûe paradoxnï dojìt ke zv öenì prevalence v d sledku spïönè terapie) spïön chemoterapie nïkter ch n dor a uûìv nì inzulìnu v lèëbï diabetu zv öilo prevalenci tïchto nemocì. SnÌûenÌ hodnoty prevalence m ûe b t zp sobeno: snìûenìm incidence zkr cenìm obdobì trv nì nemoci rychlejöì zdravou v d sledku spïönè lèëby rychlejöìm mrtìm (zde opït paradoxnï m ûe dojìt ke snìûenì prevalence p i ne spïönèm zvl dnutì nemoci). U koron rnì nemoci srdeënì 25 ñ 40% vöech mrtì nast v bïhem 24 hodin od zaë tku p Ìznak u osob, kterè p edtìm tuto nemoc nemïly. PrevalenËnÌ studie proto tyto p Ìpady vïtöinou nezachytì a tak m ûe dojìt ke snìûenì prevalence UKAZATELE ODVOZEN Z INCIDENCE A PREVALENCE Existuje cel ada dalöìch ukazatel, kterè jsou odvozeny p ev ûnï z incidence a mènï Ëasto z prevalence. LÈka se m ûe setk vat p edevöìm z nïkolika vybran mi: Nemocnost (morbidita) ñ m ûe b t na b zi jak incidence tak i prevalence a vyjad uje buô frekvenci nov ch onemocnïnì nebo frekvenci vöech existujìcìch onemocnïnì. mrtnost (mortalita) ñ jedn se o incidenci mrtì. V»eskÈ republice se v roce 1991 vyskytlo 1 onemocnïnì tetanem a pacient na tetanus zem el. mrtnost na tetanus v tomto roce byla 1/ obyvatel. Smrtnost (letalita) ñ je na b zi incidence a ukazuje pomïr poëtu zem el ch na urëitou nemoc k poëtu nemocn ch na stejnou nemoc (vyjad uje se obvykle v %). V»eskÈ republice v roce 1991 onemocnïl na tetanus 1 pacient a na tetanus takè zem el. Smrtnost na tetanus v tomto roce byla 100%. Z uveden ch p Ìklad jasnï vypl v rozdìlnost obou ukazatel jak mrtnosti tak smrtnosti, kterè jsou vöak v praxi bohuûel Ëasto navz jem chybnï zamïúov ny. P itom vyjad ujì zcela odliönè charakteristiky nemoci: mrtnost vyjad uje frekvenci jevu v urëitè populaci a v ur- ËitÈm obdobì, kter byla v danèm p Ìkladu extrèmnï nìzk smrtnost vyjad uje z vaûnost pr bïhu danèho onemocnïnì, kter byla naopak v tomto p Ìkladu extrèmnï vysok. Attack rate ñ jedn se o ukazatel na b zi kumulativnì incidence, kter je pouûìv n p edevöìm u akutnìch infekënìch onemocnïnì s kr tkou dobou trv nì, kterè se vyskytly u limitovanèho okruhu exponovan ch jedinc obvykle v lok lnì epidemii. Ve skupinï 70 vysokoökolsk ch student, kte Ì se Ëastnili lyûa skèho v cviku se objevila epidemie salmonelûzy, kter postihla 45 student. Attack rate je v tomto p ÌpadÏ 45/70 nebo lèpe 64%. Porovn nìm tohoto ukazatele u skupin student, kte Ì konzumovali r zn jìdla je moûno zjistit vehikulum, kter m se tato infekce öì ila VYUéITÕ INCIDENCE A PREVALENCE A) Pro odhad rizika ñ zde je uûiteën m ukazatelem incidence, kter p Ìmo mï Ì pravdïpodobnost, ûe zdrav jedinec onemocnì urëitou chorobou. ñ prevalence nenì dobr m ukazatelem rizika, protoûe je funkcì nejen v skytu nemoci ale takè jejìho trv nì. B) Pro pl nov nì a hodnocenì pot eby zdravotnì pèëe ñ prevalence je uûiteën pro pl nov nì pot eby zdravotnick ch pracovnìk a za ÌzenÌ zdravotnì pèëe ñ incidence poskytuje informace o efektivitï prevence a preventivnìch program C) Pro vyhodnocenì vhodnosti diagnostick ch a terapeutick ch moûnostì ñ prevalence ovlivúuje prediktivnì hodnotu diagnostickèho testu ñ volba optim lnìho terapeutickèho postupu vyûaduje znalost prevalence nemoci a informaci o riziku (incidenci) spojenèm s r zn mi moûnostmi lèëby D) Pro srovn v nì frekvencì nemoci ñ mezi osobami exponovan mi a neexponovan mi rizikovèmu faktoru a tìm prokazov nì kauzality vztahu mezi rizikem a nemocì (viz podrobnïji v kapitole o riziku). 647

20 31 RIZIKO Riziko znamen pravdïpodobnost, ûe lidè, kte Ì nemajì urëitou nemoc ale jsou exponov ni rizikov m faktor m, mohou tuto nemoc zìskat. Riziko se vypoëìt podle vzorce: R = novï vznikl onemocnïnì / poëet osob vystaven ch riziku a sledovan ch na vznik nemoci LidÈ se neust le zajìmajì o rizika vzniku nemocì. Na jednè stranï to mohou b t chemickè l tky nebo jadernè hav rie, vyvol vajìcì n dorov onemocnïnì, na druhè stranï na p Ìklad or lnì kontraceptiva v etiologii kardiovaskul rnìch nemocì nebo sexu lnì chov nì a jeho loha p i vzniku AIDS RIZIKOV FAKTORY Faktory, kterè jsou spojeny se zv öen m rizikem vzniku nïjakè nemoci jsou naz v ny rizikovè faktory. RizikovÈ faktory dïlìme obvykle na 5 z kladnìch skupin: 1. chemickè: toxickè l tky, karcinogeny a pod. 2. fyzik lnì: z enì, hluk a pod. 3. biologickè: infekce, pyly a pod. 4. psychosoci lnì: ztr ta manûela, stupeú kultury, behavior lnì (kou enì, v ûiva, inaktivita, ÌzenÌ vozidla bez p s ) a pod. 5. genetickè: HLA a pod.. Rizikov faktor m ûe b t p ÌËinn m faktorem nemoci, nebo jen marker zv öenè pravdïpodobnosti jejìho vzniku. U koron rnì nemoci srdeënì je hypercholesterolèmie p ÌËinn m faktorem, zatìmco obesita je markerem vyööìho v skytu nemoci. Expozice rizikovèmu faktoru m ûe b t: jednor zov (infekce, radiaënì hav rie) dlouhodob (kou enì,hypertenze, sexu lnì promiskuita, slunïnì), kter je ËastÏjöÌ. MnoûstvÌ rizika, kterè je charakterizov no d vkou expozice, m ûe b t ve vztahu k n slednè nemoci. Episody tïûk ch sp lenin po sluneënìm oz enì jsou prediktorem pro melanom, zatìmco kumulativnì d vka sluneënìho z enì je rizikov m faktorem pro ostatnì n dory k ûe V bïr metod pro zjiöùov nì a mï enì expozice je z visl na jejìm biologickèm efektu a na patofyziologii nemoci INFORMACE O RIZIKU NÏkter rizika jsou z ejm a nenì problèm je rozeznat. Nemoci, kterè zp sobujì (planè neötovice, intoxikace CO), n sledujì vïtöinou v kr tkèm intervalu po expozici a p Ìznaky b vajì typickè. Na druhè stranï vïtöina nemocì, kterè jsou v pop edì z - jmu epidemiolog pro svoji vysokou nemocnost i mrtnost jsou nemoci chronickè, kde vztah mezi expozicì a nemocì uû nenì tak z ejm. Proto je provedenì odhadu rizika, pouze na z kladï sv ch zkuöenostì s pacienty, pro lèka e prakticky nemoûnè.d vody jsou n sledujìcì: dlouhè obdobì latence mezi expozicì a nemocì Ëast expozice rizikovèmu faktoru nìzk incidence nemoci malè riziko expozice nemoc je bïûn multifaktori lnì p ÌËiny a mnohoëetnè n sledky OBDOBÕ LATENCE MEZI EXPOZICÕ A NEMOCÕ Mnoho chronick ch nemocì m dlouhè obdobì latence mezi expozicì rizikovèmu faktoru a prvnì manifestacì nemoci. Proto m ûe b t vz jemn souvislost mezi expozicì a nemocì p ehlèdnuta. Infekce virem hepatitidy B a n sledn vznik prim rnìho karcinomu jater »AST EXPOZICE RIZIKOV MU FAKTORU Mnoho rizikov ch faktor se objevuje ve spoleënosti tak Ëasto, ûe se ani nezdajì b t nebezpeënè. Pouze srovn nìm frekvence nemoci v jinè populaci je moûno rozeznat riziko, kterè m ûe b t ve skuteënosti znaënè. Kou enì a nemoci spojenè s tìmto rizikem jako je Ca plic, koron rnì nemoc srdeënì, chronick bronchitìda a pod NÕZK INCIDENCE NEMOCI VÏtöina nemocì, tedy i takovè, kterè jsou povaûov ny za ËastÈ, jsou ve skuteënosti z hlediska kvantity jejich v skytu vz cnè. Ca plic je jeden z nïjëastïjöìch zhoubn ch n dor u muû, p edevöìm u siln ch ku k. P esto jeho incidence se pohybuje v hodnot ch okolo 1/1000 muû v populaci. Proto v kaûdodennì klinickè praxi nenì toto onemocnïnì tak ËastÈ, aby z jeho pozorov nì mohl klinik vyvozovat validnì z vïry o p sobenì rizika MAL RIZIKO EXPOZICE Jestliûe riziko expozice je malè, je t eba pozorovat velkè po- Ëty osob aby se prok zal rozdìl mezi exponovan mi a neexponovan mi jedinci. Vztah mezi pitìm ËernÈ k vy a Ca pankreatu nenì st le jist, protoûe odhady rizika jsou tak malè, ûe nevyluëujì p sobenì n hodn ch nebo systematick ch chyb NEMOC JE BÃéN Jestliûe je nemoc bïûn v populaci a nïkterè rizikovè faktory pro jejì vznik jsou jiû zn me, je Ëasto obtìûnè odliöit p sobenì novèho rizika od ostatnìch rizik. TakÈ nïkdy chybì prim rnì motivace pro odhalenì rizika kdyû uû je zn mo nïjakè vysvïtlenì p ÌËiny vzniku nemoci. 648