s8x18xb
Un test /procedeu diagnostic poate aduce practicii medicale doua beneficii majore:
Aprecierea mai exacta a diagnosticului (valoarea diagnostica este confirmata de legatura intre prezenta testului si a bolii; aceasta legatura trebuie cautata in populatie)
O decizie mai buna terapeutica.
Retinerea in practica a unei examinari necesita o prealabila evaluare riguroasa privind avantajele si inconvenientele, in comparatie cu ceea ce se aplica deja in domeniul respectiv al patologiei.
Un asemenea studiu necesita:
De la inceput garantarea reproductibilitatii tehnicii utilizate.
Evaluarea performantelor testului in situatii experimentale, respectiv determinarea sensibilitatii (Se) si specificitatii (Sp).
Alegerea plajei/limitei de pozitivitate pentru un test cantitativ pentru a avea valorile Se si Sp cele mai adecvate obiectivelor propuse
Evaluarea in situatii de teren a performantelor testului prin determinarea
Valorii Predictive Pozitive (VPP) si a Valorii Predictive Negative
(VPN).
Studiul complet al unei tehnici diagnostice sau de depistare poate fi asimilata cu un esseu terapeutic daca se respecta desfasurarea sa in 4 faze succesive:

Faza I
Determinarea:
Validitatii metodei (calitatilor tehnice)
Fiabilitatii influentata de reproductibilitatea interobservationala = similitudinea interpretarii testului de doi observatori diferiti si repoductibilitatea intraobservationala = similitudinea interpretarii testului de catre acelasi observator la un anumit interval de timp).
Reproductibilitatea metodei poate fi cuantificata prin coeficientul K -; masura a concordantei intre doua examinari. Coeficientul variaza intre -;1 si
+1. Are valoarea 0 daca concordanta intre doua interpretari (a dou observatori diferiti) se datoreaza in totalitate hazardului. Se apropie de +1 cand cele doua observatii au o concordanta in interpretare si de -;1 cand sunt total discordante. Inconvenientul coeficientului rezida in faptul ca depinde de prevalenta, deci poate fi aplicat numai la o populatie cu prevalenta identica celei studiate de experimentator.
Realizarea acestei faze este rolul inginerului biomedical.

Faza II.
Evaluarea calitatilor intrinseci ale testului, invariabile la orice populatie s-ar aplica, este resortul metodologistului.
In aceasta faza testul se aplica la pacienti a caror statut de bolnavi sau indemni de boala este bine cunoscut prin aplicarea unui examen /test de referinta (un “golden standard test”).
Prin construirea tabelului de contingenta (2x2) se obtine distributia subiectilor dupa cum urmeaza:
B+ B-
VP FP ne+
ne-
T+


T-
FN VN nB+ nB- N
Figura 5. Model de tabel de contingenta pentru studii de evaluare a unui procedeu diagnostic. (Glosar de abrevieri in textul alaturat)

Unde:
B+ = purtatori ai bolii
B- = indemni de boala
T+ = test pozitiv
T- = test negativ
VP = veritabili pozitivi
FN = falsi negativi
FP= falsi pozitivi
VN = veritabili negativi
Din tabel se pot determina indicii pentru evaluarea metodei diagnostice:
Proportia de subiecti cu test pozitiv din totalitatea celor bolnavi, ilustreaza capacitatea testului de a identifica indivizii purtatori ai bolii.
Se exprima prin indicele sensibilitate (Se) respectiv:

Se= p (T+|B+) reprezentand probabilitatea unui subiect bolnav de a avea un test pozitiv la examinare si se calculeaza:

Se= VP/ (VP+FN).

Testul mai este denumit si pozitivitatea in boala sau sensibilitatea pentru boala, pentru ca o crestere a sensibilitatii duce la scaderea FN respectiv testul nu da rezultate fals negative la subiectii care au boala.
Atentie! In situatia evaluarii unui test diagnostic, sensibilitatea are o semnificatie precisa, tehnica, diferita de cea curenta.
Proportia de subiecti cu test negativ din totalitatea celor indemni de boala, ilustreaza capacitatea testului de identifica subiectii indemni de boala. Se exprima prin indicele specificitate (Sp) respectiv:

SP= p(T-|B-) reprezentand probabilitatea pentru un subiect indemn de boala sa aibe rezultatul negativ la examinare si se calculeaza:

SP= VN/ (FP + VN).

Sensibilitatea si specificitatea nu depind de prevalenta bolii in esantionul luat in studiu, de aceea, indiferent de populatia la care se aplica testul, Se si Sp vor avea aceleasi valori. Ele trebuie exprimate intotdeauna
in cadrul unui interval de incredere.
Un test ideal este cel cu Se si Sp de 100% fiecare (indicii se exprima procentual) ceea ce in practica niciodata nu este posibil. Cu cat se tinde la cresterea sensibilitatii scade specificitatea si invers.
Alti doi indici curent utilizati pentru aprecierea valorii diagnostice a unui test, derivand din Se si Sp sunt Rata falsilor negativi (RFN):

RFN= FN/ (VP+FN) respectiv (1-Se) si Rata falsilor pozitivi (RFP)

RFP= FP/ (VN+FP) respectiv (1-Sp).
In situatia culegerii unor variabile cantitative continue, o deosebita dificultate comporta uneori delimitarea valorilor reprezentand pozivitatea si negativitatea pentru test, in vederea transformarii raspunsului in sistem binar (da sau nu).
Limita valorii pentru pozitivitate influenteaza valorile Se si Sp.
Alegerea limitei trebuie facuta in ideea obtinerii unor valori ale lui Se si Sp adaptate obiectivului de utilizare a testului:
Pentru depistare -; identificarea tuturor potentialilor bolnavi cu riscul de avea multi FP (se creste Sp prin scaderea limitei)
Pentru diagnostic de precizie -; identificarea numai a veritabililor bolnavi cu riscul de a avea multi FN (se creste Se prin cresterea limitei).
Variatia limitei de valori antreneaza o variatie in sens invers a sensibilitatii. sub denumirea de curba ROC (Receiver Operating Characteristic), pe care fiecare limita posibila este reprezentata de un punct avand abscisa (1 Sp) si ordonata (Se). Indicele rezumand datele curbei ROC este aria de sub curba; cu cat aria este mai mare, cu atat testul diagnostic aduce informatii mai multe, independent de valoarea limita aleasa. Clinicianul alegand limita de normalitate/anormalitate, poate induce intr-o oarecare masura riscul de a nu diagnostica boala la bolnavi (falsi negativi) sau de supradiagnostica boala (falsi pozitivi).
Cele 4 puncte A, B, C, D corespund sensibilitatii si specificitatii pentru 4 valori limita (normal /anormal) a variabilei studiate.




Pentru optima alegere a limitei, se poate trasa o diagrama cunoscuta

Figura 6. Curba ROC (Receiver Operating Characteristic) Cele 4 puncte
A, B, C, D corespund sensibilitatii si specificitatii pentru 4 valori limita (normal /anormal) a variabilei studiate.

Se pot utiliza si indici care asociaza sensibilitatea si specificitatea, de exemplu (Se+Sp). Cel mai utilizat este indicele Youden (Y) respectiv

Y = (Se+Sp+1) care ia valoarea 0 atunci cand examinarea nu are nici o valoare diagnostica. Cu cat valoarea indicelui Y este mai mare, denota o mai mare valoare diagnostica a testului in studiu.

Faza III
Aceasta faza priveste evaluarea in teren a testului/procedurii de diagnostic.
In aceasta etapa se incadreaza majoritatea studiilor clinice.
In practica curenta, nu este cunoscut statutul de bolnav sau indemn de boala a subiectilor carora li se va aplica testul. Scopul unui astfel de studiu este tocmai de a detecta cu cat mai mare exactitate prevalenta bolii, realizabila cu ajutorul testului luat in studiu; de aceea indicii calculati in aceasta faza se denumesc si indici de probabilitate a posteriori sau indici de performanta ai strategiei de depistare.
Cu ajutorul tabelului de contingenta deja utilizat pentru Se si Sp se pot calcula:
Proportia de subiecti cu adevarat bolnavi din totalitatea celor cu test pozitiv, ilustrand valoarea predictiva a testului pozitiv adica Valoarea
Predictiva Pozitiva (VPP) respectiv capacitatea de a prezice unui subiect cu test pozitiv riscul de a fi bolnav.
Probabilistic se exprima prin:

VPP = p(V+|T+) reprezentand probabilitatea de a fi bolnav la un subiect al carui rezultat al examinarii este pozitiv si se calculeaza conform tabelului de contingenta:

VPP= VP/(VP+FP)

Proportia celor adevarat indemni de boala din totalitatea celor cu test negativ, ilustrand valoarea predictiva a testului negativ adica Valoarea
Predictiva Negativa (VPN) respectiv capacitatea de a prezice unui subiect cu test negativ “riscul” (sansa) de a fi indemn de boala. Se exprima probabilistic:

VPN= p(B+|T-) reprezentand probabilitatea (p) de a fi indemn de boala un subiect al carui rezultat al examinarii este negativ si se calculeaza in conformitate cu tabelul de contingenta:

VPN= VN/(FN + VN).

Dependenti de Se si Sp cat si de prevalenta, cei doi indici a posteriori atrag atentia clinicianului sau cercetatorului asupra riscului de eroare diagnostica daca testul luat in studiu se aplica singur (fara a fi corelat cu alte teste). Ilustrativ, intr-o strategie de depistare la care VPP=50%, un test pozitiv la un pacient inseamna aceeasi probabilitate de a fi bolnav cu a fi sanatos deci sansa de (1/2) de a fi sanatos.
VPP isi modifica valoarea in functie de FP deci variaza in acelasi sens cu specificitatea (creste odata cu scaderea FP).
VPN fiind functie de FN, variaza in acelasi sens cu sensibilitatea
(creste odata cu scaderea FN).
Ambele fiind dependente de prevalenta, valorile predictive nu pot fi aplicate decat intr-un mediu in care prevalenta bolii pentru care se aplica testul, este identica cu a populatiei asupra careia s-a efectuat studiul prin care s-au dedus indicii de mai sus.
Variatia VPP este in acelasi sens cu prevalenta (cu cat boala e mai frecventa VPP creste) iar a VPN variaza in sens invers. La imbolnaviri cu prevalenta relativ joasa (sub 20-25%), situatie frecventa la depistari in masa, VPP creste puternic odata cu cresterea prevalentei pe cand VPN scade foarte putin.
Din cele 3 valori: Se, Sp si p (prevalenta) se pot calcula indicii predictivi VPP si VPN dupa urmatoarele formule:

VPP = Se/aSe+(1 -Sp) x (1-p)/pi

VPN =Sp/aSp+(1-Se) x p/(1-p)i

Un indice asociind VPP si VPN este indicele K de acuratete:

K = VPP/(1-VPN) care e de fapt raportul probabilitatilor p(B+|T+)/p(B+|T-) semnificatia fiind: un subiect are de K ori mai mare riscul de a fi bolnav daca rezultatul testului e pozitiv fata de subiectul cu test negativ. Acest indice poate fi considerat similar cu riscul relativ, indice calculat in studiile urmarind factorii prognostici in cazul culegerii datelor dupa modalitatea expus -; nonexpus (echivalentul studiilor de cohorta din cercetarile epidemiologice).
Pentru compararea capacitatii predictive a doua teste in sensul detectabilitatii afectiunilor studiate se poate utiliza testul D
(Detectabilitatea), prin raportarea indicelui de acuratete a testului studiat
(K2) la indicele de acuratete a unui test deja cunoscut (K1)

D2=K2/K1
Indicele exprima de cate ori o afectiune este mai corect detectabila cu un test, fata de unul de referinta.
Pentru compararea valorii globale a doua teste (unul in studiu fata de cel de referinta) se utilizeaza testul V (Validitatea), prin raportarea indicilor Youdin a celor doua teste, astfel:
V2=Y2/Y1 unde Y2 este indicele Youdin a testului studiat iar Y1 a testului de referinta
Indicele exprima de cate ori valoarea globala diagnostica a testului studiat este mai mare ca cea a testului de referinta.

Faza IV consta in evaluarea testului in termeni de:
Cost -; beneficiu
Cost -; eficienta raspunzand la intrebari ca:
Va modifica aplicarea testului locul patologiei studiate in colectivitate
Are aplicarea testului un impact asupra clinicianului, asupra morbiditatii si mortalitatii populatiei
Care sunt impacturile economice

Constructia unui studiu de evaluare a unui test/procedeu diagnostic in functie de modul de culegere al datelor.

Se considera ca o examinare are o valoare diagnostica daca se confirma o legatura intre semn (rezultatul testului) si boala pentru care se aplica testul.
Legatura poate fi confirmata prin cautarea pe subiecti extrasi din populatia generala a:
Proportiei de bolnavi la subiectii care au testul pozitiv sau negativ
Proportiei de subiecti prezentand semnul la bolnavi si la cei indemni de boala.
Se va urmari in cele ce urmeaza modul de estimare a diferitilor indici descrisi anterior in functie de modul de culegere a datelor.

Esantion reprezentativ
Dintr-un esantion de subiecti extrasi la intamplare dintr-o populatie, se vor diferentia doua grupuri: T+ si T- in functie de rezultatul testului diagnostic. Subiectii vor fi clasati si in grupele B+ si B- in functie de rezultatul unei examinari de referinta “Golden standard”, care si-a dovedit anterior valoarea diagnostica si care este intru totul independenta de testul de evaluat (in conditii ideale examinarea de referinta ofera un diagnostic
“perfect”, deziderat intangibil in practica; de aceea se va utiliza ca examen de referinta cel mai bun criteriu diagnostic cunoscut).
In cazul culegerii datelor de tipul esantion reprezentativ, singurul efectiv fixat de cercetator este numarul total al subiectilor inclusi in esantion. Atat semnul (rezultatul testului) cat si boala sunt factori aleatori.
In aceasta situatie se pot estima:
Cei 4 indici
Se si Sp la bolnavi si indemni de boala
VPP si VPN la cei cu test (+) si la cei cu testul (-)
Frecventa semnului /testului pozitiv
Prevalenta bolii in populatia din care s-a extras esantionul.

Esantion expus nonexpus (respectiv prezentand si neprezentand testul pozitiv)
Acest mod de abordare este una predictiva. Se pot constitui doua grupuri de dimensiuni date (nu obligatoriu identice), unul cu subiecti avand testul (+) altul cu testul (-). Ca mai sus subiectii sunt clasati in bolnavi si indemni de boala in functie de rezultatul celui mai bun test de referinta.
Boala reprezinta in aceasta situatie factorul aleator.
Se vor putea estima factorii predictivi : VPP si VPN (exista posibilitatea de a calcula de aceeasi parte a liniei de demarcatie in tabelul de contingenta 2x2), dar nu si Se si Sp sau alti indici derivati din acestea.

B+ B-
T+


T-
VP FP
VP/(VP+FP)=VPP


VN/(VN+FN)=VPN
FN VN

Figura 7. Model de tabel de contingenta pentru studii de evaluare a unui procedeu diagnostic prin esantion expus nonexpus. (Glosar de abrevieri in textul figurii 5)

Esantion caz martor (abordare semiologica)
Grupele luate in studiu in acest mod de culegere a datelor se constituie dupa criteriul prezentei sau absentei bolii pentru care se va utiliza testul. Semnul (testul) este factorul aleator. Cele doua grupe pot fi identice sau diferite ca talie.
Experimentatorul fixeaza de la inceputul studiului talia fiecarui grup, astfel ca proportia de subiecti bolnavi din totalul subiectilor luati in studiu nu reflecta prevalenta bolii la nivelul populatiei generale. Se vor putea estima Se si Sp, dar nu si VPP si VPN (pentru ca de la inceput s-au fixat efectivele de bolnavi si indemni de boala).
Interesul major al unei examinari cu scop diagnostic este acela de a putea estima pentru un subiect dat, cu diagnostic necunoscut, probabilitatea de a avea sau nu boala in functie de prezenta sau absenta testului pozitiv.
B+ B-



VP
FP
FR+


FR-
FN
VN
Se=VP/(VP+FN) Sp=VN/(VN+FP)
Figura 8. Model de tabel de contingenta pentru studii de evaluare a unui procedeu diagnostic prin caz-martor. (Glosar de abrevieri in textul figurii 5)
Este deci o problema predictiva si, chiar pentru aceasta modalitate de culegere a datelor, trebuie gasita solutia adecvata.
Aceasta este cunoasterea prevalentei bolii cu ajutorul careia si a indicilor apriori (Se si Sp) se pot calcula si valorile predictive (VPP si
VPN) bazati pe teorema lui Bayes conform careia:

VPP = (Se x p)/ (Se x p) + (1-Sp) (1-p) iar

VPN = Sp (1-p)/ Sp (1-p) + (1-Se) x p

Din formulele de mai sus se deduce ca in cazul particular in care Se
= 100% valoarea VPN este 100% ceea ce se traduce prin: daca subiectul este bolnav are in mod obligatoriu semnul (+) adica

VPP=p (T+|B+)=1 respectiv daca nu exista semnul (+) subiectul nu poate fi decat indemn de boala, adica

VPN = p (B-|T-) =1; la fel pentru Sp = 1 VPP va fi tot =1.

Dificultati practice in evaluarea unui test diagnostic
1. In nici un caz nu trebuie exclusi din studiu subiectii cu raspuns “dubios” la test (cei la care nu se poate afirma cu certitudine pozitivitatea sau negativitatea testului. In aceste cazuri se pot aborda doua variante:
Se va prevedea un cod special pentru raspunsul “dubios” la test.
Subiectii purtatori ai acestui cod vor fi regrupati ulterior fie in categoria celor cu T+ fie a celor cu T-, in functie de reguli prestabilite de protocolul studiului
Se va considera raspunsul “dubios” ca o categorie aparte de raspuns; exista formule de calcul speciale ale Se si Sp si pentru aceste cazuri.
2. In nici un caz nu trebuie exclusi din studiu subiectii al caror statut de bolnavi sau indemni de boala nu este cu siguranta precizat. Pentru acestia se va proceda dupa tipicul de mai sus.

Ce metode diagnostice se evalueaza:
Evaluarea examenelor complementare mai inainte de aplicarea in practica este obligatorie pentru ca examinarea s-ar putea sa fie realizabila tehnic dar sa nu-si dovedeasca obligatoriu utilitatea medicala
Evaluarea examinarilor complementare in uz trebuie refacuta din timp
in timp, pentru ca o tehnica curenta poate sa se dovedeasca inutila intr un nou context.
Pentru compararea a doua metode diagnostice se procedeaza ca intr-un esseu terapeutic cu urmatoarele precizari mentionate in protocol: scopul studiului modul de esantionare si criterii de incluziune si excluziune a subiectilor metodele de diagnostic de comparat si examinarea de referinta care permite obiectivarea diagnosticului si a bolii modul de atribuire a metodei la subiecti (exemplu: tragere la sorti) sau a ordinii de aplicare a celor doua metode la acelasi subiect interpretarea rezultatului testului, care trebuie sa fie facuta fara ca experimentatorul sa aiba cunostinta de rezultatul celuilalt test sau a testului de referinta criteriile de evaluare (se pot compara Se si Sp sau VPP si VPN in functie de modul de definire al problemei la inceputul studiului).
Analiza rezultatelor va cuprinde: examinarea critica a aplicarii stricte a protocolului discutarea criteriilor de incluziune si excluziune bilantul pierdutilor din vedere compararea criteriilor de evaluare specificate in protocol cu ajutorul testelor statistice adecvate.

https://www.mediculmeu.com/sanatatea-familiei/enciclopedie-a-sanatatii/index.php