Casi prevalenti di tumore dalla mammella inc=1Casi incidenti di tumore della mammella inc=.Casi di donne senza tumore della mammella esposiz=0 Donne prima della diagnosi di tumore della mammella esposiz.=1 Donne dopo la diagnosi di tumore della mammella outcome ima=0Donne che non hanno avuto IMA oucome ima=1Donne che hanno avuto IMA Da 1.373.792 osservazioni iniziali per prima cosa sono stati esclusi tutti i casi prevalenti a fine 2010 di tumore della mammella (N= 19.855) e di infarto (N=11.762, di cui 342 con anche tumore della mammella).Escludendo tutte le pazienti con data di ricovero per tumore della mammella o per infarto precedente al primo gennaio 2011 abbiamo ottenuto 1.342.517 donne.La data di fine follow up per ogni soggetto è stata fatta coincidere con la data di emigrazione dal Piemonte, con quella di morte, con quella dell'infarto oppure con il 31 dicembre 2017 (data di fine follow up), a seconda di quale situazione si è presentata per prima.A questo punto sono state identificate le donne con tumore della mammella, compresi i carcinomi in situ, ottenendo un gruppo di 19.393 donne con tumore mammario incidente.Al gruppo di 1.342.517 donne sono state sottratte le 19.393 con tumore della mammella ottenendo 1.323.124 donne che non hanno diagnosi di tumore della mammella e che quindi avranno esposizione =0.Si è proceduto con la sistemazione dei tempi di osservazione di questo secondo gruppo, a sua volta diviso in 8 sottogruppi, ciascuno caratterizzato da una diversa combinazione dei tre eventi che possono incorrere nell'intervallo di vita studiato in questi soggetti, quali l'evento morte, l'evento emigrazione e l'evento infarto del miocardio IMA.È stato ottenuto un sottogruppo di donne che non sono morte, né emigrate, e che non hanno avuto IMA. Esse sono state osservate per la durata di tutto lo studio, dal primo gennaio 2011 fino al 31 dicembre 2017.Nel secondo sottogruppo sono state inserite le donne che non sono morte, non hanno presentato IMA, ma che sono emigrate, per cui sono state osservate dal primo gennaio 2011 fino alla data di emigrazione.Un ulteriore gruppo ha compreso le donne non morte, non emigrate, ma che hanno avuto un IMA, per cui sono state osservate dal primo gennaio 2011 fino alla comparsa dell'infarto.Invece nel caso di donne che non hanno avuto IMA, non sono emigrate ma sono decedute, si sono presentati due scenari: in caso di morte causata da un infarto i soggetti sono stati osservati fino alla data del decesso e questi dati sono andati a sommarsi ai casi di infarto incidente; ciò non è avvenuto in caso contrario.Le donne che non hanno avuto IMA ma che sono emigrate e decedute sono state osservate fino alla data di emigrazione.Nel sottogruppo di donne che non sono emigrate ma che hanno avuto infarto del miocardio e che sono morte la data ultima di osservazione è coincisa con la data dell'infarto.Nel caso delle donne non morte ma che sono emigrate e che hanno avuto IMA il tempo di osservazione si è concluso in corrispondenza della data di emigrazione;ovviamente nel caso di donne emigrate prima di aver avuto un infarto il dato sull'IMA non verrà preso in considerazione.Nell' ultimo sottogruppo sono state incluse le donne che hanno avuto IMA, che sono emigrate e che sono morte. Esse sono state osservate fino alla data in cui si è manifestato l'infarto, se questo è avvenuto prima della data di emigrazione, oppure fino alla data di emigrazione, se l'infarto è comparso in seguito ad essa.In A queste 19.228 donne sono stati attribuiti gli stessi tempi di osservazione visti in precedenza. Anche in questo caso sono stati creati 8 sottogruppi ciascuno caratterizzato da una diversa combinazione dei tre eventi che possono incorrere nell'intervallo di vita studiato, quali l'evento morte, l'evento emigrazione e l'evento infarto del miocardio IMA.In totale in questo gruppo sono state trovate 161 donne emigrate e 961 donne decedute.Ricordiamo che siamo risaliti alle diagnosi di tumore mammario a partire dalle date di ammissione ospedaliera, cioè le date di inizio del ricovero che si è concluso con una diagnosi di dimissione che è una prima diagnosi di tumore della mammella.Le donne con tumore della mammella sono state considerate esposte al rischio di infarto a partire dal giorno della diagnosi di tumore.È stato stabilito come outcome delle nostre analisi l'insorgenza di infarto del miocardio o la morte per IMA.I dati sugli infarti sono stati ottenuti tramite l'identificazione di codici dall'I20 all'I25 perdita di meno del 4% delle morti per IMA, per un ammontare di circa 300 IMA mortali persi. Trattasi di una stima approssimativa a cui siamo giunti partendo dalla percentuale di infarti identificati solo attraverso le cause di morte degli anni precedenti in nostro possesso.Grazie ai dati ricavati dalle Visite Specialistiche del periodo cha va dal 2011 al 2017 abbiamo potuto identificare le diverse terapie effettuate dalle singole pazienti affette da tumore della mammella.Sono state così individuate 6 categorie di pazienti:• 13.492 donne trattate con Radioterapia;• 7.660 donne trattate con la sola Radioterapia;• 7.824 donne trattate con Chemioterapia;• 1.992 donne trattate solo con Chemioterapia;• 5.832 donne trattate sia con Radioterapia che con Chemioterapia;• 3719 donne non trattate con Radioterapia né con Chemioterapia.A questo punto siamo stati in grado di creare i gruppi di interesse da poter mettere a confronto:1. Donne con tumore della mammella vs donne senza tumore della mammella; 2. Donne trattate con Radioterapia per tumore della mammella vs donne senza tumore della mammella; 3. Donne trattate con Chemioterapia per tumore della mammella vs donne senza tumore della mammella; 4. Donne trattate ESCLUSIVAMENTE con Radioterapia per tumore della mammella vs donne senza tumore della mammella; 5. Donne trattate ESCLUSIVAMENTE con Chemioterapia per tumore della mammella vs donne senza tumore della mammella; 6. Donne trattate con Radioterapia e Chemioterapia per tumore della mammella vs donne senza tumore della mammella; 7. Donne trattate con Radioterapia per tumore della mammella vs donne con tumore della mammella non trattate con Chemioterapia né Radioterapia; 8. Donne trattate con Chemioterapia per tumore della mammella vs donne con tumore della mammella non trattate con Chemioterapia né Radioterapia; 9. Donne trattate ESCLUSIVAMENTE con Radioterapia per tumore della mammella vs donne con tumore della mammella non trattate con Chemioterapia né Radioterapia; 10. Donne trattate ESCLUSIVAMENTE con Chemioterapia per tumore della mammella vs donne con tumore della mammella non trattate con Chemioterapia né Radioterapia; 11. Donne trattate con Radioterapia e Chemioterapia per tumore della mammella vs donne con tumore della mammella non trattate con Chemioterapia né Radioterapia.Le analisi sono state condotte utilizzando due modelli di Cox, il primo aggiustato per il confondente età (calcolata come il primo gennaio 2011 -la data di nascita) ed il secondo per gli altri principali fattori confondenti disponibili.Quando si parla di variabili confondenti ci si riferisce a fattori di rischio associati sia all'esito che alla esposizione capaci appunto di confondere la misura di associazione tra esposizione ed esito. 65 Nel nostro studio i fattori confondenti sono stati scelti tra quelli che sono i fattori di rischio biologici e non che hanno maggior peso sull'insorgenza dell'infarto. Primo fra tutti l'età, fattore di rischio non modificabile. L'invecchiamento espone ad un aumentato rischio di IMA, soprattutto perché nella donna in post-menopausa viene meno l'azione protettiva esercitata dagli estrogeni sul versante cardiovascolare. Tra gli altri fattori confondenti troviamo i fattori di rischio cardiovascolare considerati modificabili: l'abitudine tabagica, l'ipercolesterolemia, l'ipertensione, il diabete. Per la natura dei dati due confondenti, alcol ed obesità, non sono stati calcolati. Per quanto riguarda i confondenti socioeconomici sono stati scelti quelli che meglio rappresentano la fragilità dei soggetti e che quindi possono influire sull'insorgenza dell'IMA.Questi indicatori dello stato socioeconomico, quali titolo di studio, condizione professionale, stato civile, tipologia abitativa sono stati ottenuti a partire dallo Studio Longitudinale Piemontese e dalle variabili del censimento del 2011.Per quanto concerne lo stato civile è stata scelta come categoria di riferimento quella delle coniugate confrontata ad altri due gruppi le donne nubili e l'insieme delle vedove, separate e divorziate. 65 www.epiperv.it Epidemiologia e Prevenzione Rivista dell'Associazione italiana di Epidemiologia Sono state create quattro categorie per rappresentare il titolo di studio, la categoria laurea che rappresenta quella di riferimento, la categoria scuola media superiore, la categoria media inferiore/avviamento professionale e quella elementare/senza titolo di studio.Anche nel caso della condizione professionale sono state create 4 categorie: quella di riferimento che è rappresentata dagli occupati, quella che comprende le casalinghe, quella dei ritirati dal lavoro e quella che raggruppa disoccupati, soggetti in cerca di lavoro, studenti e altre condizioni.Infine sono state create due categorie per lo stato di disagio della tipologia abitativa, la categoria non affollato che è quella di riferimento e la categoria affollato.Essendo stata la coorte arruolata dalla fonte statistica ed amministrativa degli assistiti piemontesi censiti al 2011, per ottenere i dati riguardanti altri confondenti voluttuari e biologici quali fumo, ipercolesterolemia, diabete ed ipertensione, ci siamo serviti di variabili proxy ricavate dai registri di prescrizione dei farmaci e dai dati sui ricoveri.Per quanto riguarda il confondente fumo la sua presenta è stata stimata indirettamente attraverso il proxy "diagnosi di BPCO". Sono stati cercati quindi i ricoveri per broncopneumopatia cronica ostruttiva, riportati in SDO con i codici dal 490.X al 493.X secondo ICD-9 66 , e le prescrizioni di farmaci per BPCO tramite i seguenti codici ATC: R03A, R03BB01, R03BB02, R03CC02, R03CC04, R03CK, R03DA01, R03DA011, R03DA04, R03DA049, R03DA05, R03DA08, R03DC01, R03DC03.L'esposizione al confondente ipercolesterolemia è stata misurata invece attraverso il proxy "statine", mediante quindi la prescrizione di questi farmaci individuata con il codice ATC C10.Per la condizione di diabete ci siamo serviti sia delle terapie prescritte, identificate dai codici ATC A10, sia dei ricoveri ospedalieri riportati sulle SDO con i seguenti codici 2501-2508, 25001-25003, 25091-25093. Anche nel caso della esposizione al confondente ipertensione per la sua valutazione ci siamo serviti dei farmaci prescritti, identificati con i codici ATC: C02, C03A, C03B, C03D, C07, C08C, C09. • Ipertensione, altra variabile binaria che assume valore 1 nel caso di donne che seguono una terapia per l'ipertensione e 0 in caso contrario.1. Nella nostra popolazione generale abbiamo trovato 338.941 (25,25%) donne con variabile ipertensione=1. (Tabella 7) 2. Nella popolazione di donne con K mammella invece sono state trovate 6.272 (32,66%) donne con variabile ipertensione=1. (Tabella 8)• Stcivslp, questa variabile politomica indica lo stato civile delle nostre donne, assumendo valore 1 nel caso di donna Nubile, 2 nel caso di Coniugata, 3 nel caso di Vedova, 4 nel coso di Separata e 5 nel caso di Divorziata. • Aff_11bii, variabile binaria che descrive la tipologia abitativa ed assume valore 1 nel caso di abitazione Non affollata e 2 nel caso contrario.1. Nella popolazione generale abbiamo trovato 190.634 soggetti che delle due popolazioni, è stato effettuato il test del Chi-quadrato. Questo test ha lo scopo di comprendere se le differenze tra le percentuali sono reali o dovute al caso (ipotesi nulla H0). Una volta calcolati i valori del Chi-quadrato e determinati i gradi di libertà, nel nostro caso DF=1, sono stati ottenuti i p-value. In Tabella 9 possiamo notare come tutti i p-value risultano maggiori di 0.05 (alfa), di conseguenza non è possibile rifiutare l'ipotesi nulla e le differenze osservate non possono essere considerate statisticamente significative. Nella Tabella 9, come precedentemente accennato, è possibile osservare la frequenza con cui le nostre variabili di interesse si presentano all'interno di queste due sottopopolazioni. Di seguito sono stati riportati alcuni esempi.Per quanto riguarda la variabile BPCO, all'interno del gruppo degli Infarti della popolazione generale abbiamo trovato 1926 donne, cioè il 9,67%, con suddetta variabile uguale ad 1, contro il 9,71% trovato nel gruppo degli Infarti tra le donne con tumore della mammella.Nel caso della variabile Ipercolesterolemia, all'interno del gruppo degli Infarti nella popolazione generale abbiamo trovato il 28,13% di soggetti con ipercoleste=1, contro il 27,18% trovato nel gruppo degli Infarti tra le donne con tumore della mammella.La variabile Diabete invece assume valore pari ad 1 nel 19,15% di donne che appartengono alla popolazione degli Infarti della popolazione generale e nel 16,02% di soggetti appartenenti al secondo gruppo.Per quanto riguarda la variabile Ipertensione essa si presenta pari ad 1 nel 64,15% delle donne del primo gruppo e nel 65,05% delle donne del secondo gruppo.Nel caso della variabile Età essa è rappresentata da una Media dal valore di 64,32 con una DS di 8,99 per quanto riguarda la popolazione degli Infarti nella popolazione generale, ed una Media dal valore di 67,50 con una DS di 8,41 nella popolazione di Infarti tra le donne con tumore della mammella. Per questo confondente è stato effettuato un t-Test. Con un P value <0.0001 la differenza tra le due medie è risultata statisticamente significativa.Il passo successivo è stato entrare nel vivo delle nostre analisi utilizzando i modelli di Cox grazie al software Stata. Le coppie di confronti da eseguire erano 11.Per ogni confronto sono stati utilizzati due modelli di Cox, il MODELLO 1 aggiustato per la sola variabile età ed il MODELLO 2 aggiustato per i principali fattori confondenti disponibili, come è possibile osservare nella Tabella 10.Il primo confronto che è stato osservato vede da un lato le donne con tumore della mammella e dall'altro quelle senza tumore mammario, che rappresentano i nostri controlli (Tabella 10). Da questo confronto emergono due valori di Hazard Ratio (che rappresenta il rapporto tra i tassi di rischio istantanei di un evento in due condizioni messe a confronto) rispettivamente di 1,39 (95% CI 1.22;1.60) nel primo modello e di 1,40 (95% CI 1.22;1.61) nel secondo. I due valori differiscono poco tra loro e sono 