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Outras Especialidades › Epidemiologia e bioestatística

Medidas de associação e de impacto

Risco, razão, diferença e número necessário para tratar

01

Responda antes de ler

Escolha uma alternativa agora, mesmo sem certeza. Errar aqui faz parte — é o que faz a resposta certa grudar depois.

Questão de abertura

Uma equipe de Saúde da Família investiga um surto de diarreia aguda numa comunidade após uma festa comunitária. Em uma coorte retrospectiva, entre os 80 participantes que consumiram maionese caseira, 40 adoeceram; entre os 120 que não consumiram, 12 adoeceram. Assumindo essa exposição como fator de risco, qual é o RISCO RELATIVO da maionese caseira para a doença diarreica?

02

Como esse tema cai

Este capítulo trata de definição matemática, não de conduta. Não há protocolo do Ministério da Saúde dizendo qual medida usar num paciente — há diretriz metodológica dizendo qual medida cada desenho de estudo permite calcular, e é exatamente isso que a prova cobra. As três diretrizes metodológicas brasileiras usadas aqui (2012, 2014 e 2025) trazem as mesmas fórmulas, o mesmo exemplo numérico resolvido e a mesma advertência sobre o odds ratio. Elas são a fonte, e não há por que procurar outra.

⚠️ Atenção à tabela. O capítulo anterior desta apostila, sobre sensibilidade e especificidade, também trabalha com uma tabela 2×2 de quatro casas chamadas a, b, c e d. Não é a mesma tabela. Lá, as colunas são doença presente e ausente, definidas pelo padrão de referência, e as linhas são o resultado do teste — a pergunta é 'este exame acerta?'. Aqui, as linhas são exposição (ou intervenção) e as colunas são desfecho — a pergunta é 'quem se expôs adoece mais?'. Mesmo desenho, mesmas letras, perguntas diferentes e denominadores diferentes. Confundir as duas é o erro mais frequente do tema, porque a memória visual da tabela é a mesma e a divisão certa não é.

O segundo eixo do capítulo é a diferença entre medida de razão e medida de diferença. Razão (risco relativo, odds ratio, hazard ratio) responde 'quantas vezes'. Diferença (risco atribuível, redução absoluta de risco, NNT) responde 'quantas pessoas'. As duas descrevem os mesmos dados e a banca explora justamente o fato de que uma razão impressionante pode conviver com uma diferença irrelevante — e vice-versa. Quem termina o capítulo sabendo calcular as duas a partir da mesma tabela resolve praticamente qualquer questão do assunto.

03

O que muda decisão

Duas tabelas 2×2 diferentes — e a confusão que a banca explora

A tabela deste capítulo, na forma em que o Ministério da Saúde a publica (diretriz de 2014, Apêndice F), tem a exposição nas linhas e o desfecho nas colunas. Quem se expôs e teve o desfecho é a célula a; quem se expôs e não teve é b; quem não se expôs e teve é c; quem não se expôs e não teve é d. Na diretriz de ensaios clínicos (2012, Apêndice C) a tabela é idêntica, com uma única troca de rótulo: onde estava exposição está intervenção. Essa troca não muda nenhuma conta — muda a leitura causal, porque no ensaio quem decidiu a linha em que cada pessoa entrou foi o sorteio, e não a vida dela.

A diferença crucial para a prova é o denominador. Aqui, os totais que importam são os das linhas: a + b é o total de expostos, c + d é o total de não expostos. Dividir a por (a + b) dá o risco entre os expostos. Na tabela do capítulo anterior, os totais que importavam eram os das colunas, porque sensibilidade e especificidade condicionam ao estado de doença. Se você dividir a por (a + c) nesta tabela, obterá a proporção dos casos que estavam expostos — um número que existe e serve para outra coisa, mas que não é risco de ninguém.

Há ainda uma diferença conceitual que ajuda a não trocar as tabelas. Na tabela diagnóstica, as duas dimensões são medidas no mesmo instante: o teste e o padrão de referência descrevem o mesmo momento do mesmo paciente. Nesta tabela, o tempo atravessa a página: a exposição vem antes, o desfecho vem depois. Quando o enunciado fala em seguimento, incidência, casos novos, anos-pessoa ou 'ao longo de cinco anos', é desta tabela que ele está tratando. Quando fala em biópsia, padrão-ouro, confirmação diagnóstica ou ponto de corte, é da outra.

Um teste rápido antes de escrever qualquer fração: pergunte o que define as colunas. Se as colunas são definidas por um exame de referência que diz quem está doente, é a tabela diagnóstica. Se as colunas são definidas pelo que aconteceu com a pessoa depois — infartou, morreu, teve exacerbação, engravidou —, é esta. Se a banca desenhou a tabela transposta, redesenhe antes de calcular; a aritmética não perdoa quem tenta se orientar de cabeça.

Risco e chance não são a mesma coisa — e a diferença tem número

Risco é probabilidade: eventos divididos pelo total do grupo. Vai de 0 a 1 e nada mais. Se 80 de 100 tabagistas infartaram, o risco é 80/100 = 0,80, ou 80%.

Chance (o termo em inglês é odds) é outra coisa: eventos divididos pelos não eventos. Vai de zero a infinito. Nos mesmos 100 tabagistas, a chance é 80/20 = 4 — quatro pessoas infartaram para cada uma que não infartou. Risco 0,80 e chance 4 descrevem exatamente a mesma realidade com números completamente diferentes.

A diretriz de 2014 dá as duas conversões, e vale decorar: risco = odds / (1 + odds), e odds = risco / (1 − risco). O exemplo que ela própria usa: chance de 0,1 significa que uma pessoa terá o evento para cada dez que não o terão; aplicando a fórmula, o risco é 0,1/(1 + 0,1) = 0,091, ou 9,1%. Chance 0,1 e risco 0,091 são quase o mesmo número.

Agora a mesma conversão no outro extremo, também com os números da diretriz: risco de 0,50 equivale a chance de 1; risco de 0,95 equivale a chance de 19. A chance passou de 1 para 19 enquanto o risco andou de 0,50 para 0,95. Este é o comportamento que explica tudo o que vem depois neste capítulo. Enquanto o desfecho é raro, chance e risco são praticamente o mesmo número. Quando o desfecho é comum, a chance dispara e o risco não pode — ele tem teto em 1.

Em números redondos, para fixar: com risco de 1%, a chance é 0,0101 — um por cento maior que o risco. Com risco de 50%, a chance é 1 — o dobro do risco. Com risco de 95%, a chance é 19 — vinte vezes o risco. A distorção não é um defeito do conceito de chance; é a consequência aritmética de trocar o denominador 'todo mundo' pelo denominador 'quem não teve o evento', que encolhe conforme o evento fica comum.

Que medida cabe em que desenho — e por que caso-controle não dá risco

Risco é incidência: casos novos divididos por pessoas em risco no início do seguimento. Para calcular incidência é preciso ter duas coisas — um denominador que seja mesmo uma população em risco e um intervalo de tempo em que ela foi observada. Todo o mapa deste tema sai daí.

A coorte tem as duas coisas. Ela parte da exposição, separa expostos e não expostos e acompanha os dois grupos no tempo contando quem adoece. A diretriz de 2014 lista, entre as vantagens do desenho, o 'cálculo direto da taxa de incidência'. Por isso a coorte entrega risco absoluto em cada braço, e portanto risco relativo, diferença de risco e tudo o que deriva deles.

O ensaio clínico randomizado é, para efeito de conta, uma coorte em que o investigador sorteia quem fica exposto. A aritmética é a mesma; a randomização é o que autoriza ler a diferença como efeito e não apenas como associação. É deste desenho que saem redução absoluta de risco, redução relativa de risco e NNT.

O caso-controle não tem nem denominador nem tempo. Ele parte do desfecho já ocorrido: o investigador escolhe um grupo de pessoas que têm a doença (casos) e um grupo que não tem (controles) e vai olhar para trás perguntando quem se expôs. Quantos controles existirão no estudo é uma decisão do pesquisador, não um dado da natureza. A diretriz de 2014 registra isso na coluna de desvantagens do desenho, com todas as letras: 'o risco é estimado de maneira indireta pelo odds ratio'.

A demonstração numérica vale mais que a explicação. Suponha um caso-controle de câncer de pulmão com 200 casos, dos quais 160 são tabagistas e 40 não, e 200 controles, dos quais 80 são tabagistas e 120 não. Quem tentar calcular 'risco' pela linha dos tabagistas obtém 160/(160 + 80) = 0,667 e, dividindo pelo dos não tabagistas 40/(40 + 120) = 0,25, chega a um pseudo-risco relativo de 2,67. O odds ratio, pelos produtos cruzados, é (160 × 120)/(80 × 40) = 19.200/3.200 = 6,00.

Agora repita o estudo recrutando 400 controles em vez de 200, mantendo a mesma distribuição de exposição entre eles (160 tabagistas e 240 não). O pseudo-risco relativo vira [160/(160 + 160)] / [40/(40 + 240)] = 0,500/0,143 = 3,50. Com 800 controles (320 tabagistas e 480 não), vira 4,33. O número muda a cada decisão administrativa do pesquisador. O odds ratio, nas três versões, é 6,00, 6,00 e 6,00. Ele não se move porque a razão de chances de exposição entre casos e controles não depende de quantos controles foram convidados. É por isso — e só por isso — que o caso-controle relata odds ratio.

O estudo transversal mede exposição e desfecho no mesmo momento. Ele não vê casos novos; vê casos existentes. O que sai dele é prevalência, e a razão correspondente é a razão de prevalência, não o risco relativo — embora o artigo da série de metodologia do Jornal Brasileiro de Pneumologia agrupe o transversal com os desenhos em que se calcula uma razão do tipo risco, por oposição ao caso-controle. Como o transversal não separa causa de consequência no tempo, associação forte nele não sustenta afirmação causal.

Duas ilustrações lado a lado. À esquerda, um único grupo de pessoas caminha da esquerda para a direita ao longo de uma faixa que representa o tempo, e algumas figuras mudam de cor durante o percurso. À direita, dois grupos já formados e separados por cor, cada um com um colchete indicando tamanho escolhido, e setas tracejadas apontando para trás.
A coorte parte da exposição e caminha no tempo até o desfecho: dá para contar quantos adoeceram em cada grupo, e daí sai o risco. O caso-controle parte do desfecho já ocorrido e olha para trás: os dois grupos foram montados pelo pesquisador, então o denominador de 'pessoas em risco' não existe — sobra a razão de chances.

Risco relativo: fórmula, cálculo e as três leituras

A fórmula, na notação da diretriz: RR = [a/(a+b)] / [c/(c+d)]. Em palavras, é o risco dos expostos dividido pelo risco dos não expostos. Sempre calcule os dois riscos primeiro e só depois divida — quem tenta ir direto ao quociente troca denominador.

O exemplo resolvido do Ministério da Saúde, que este capítulo adota como conjunto de dados de referência: 100 tabagistas, dos quais 80 infartaram e 20 não; 100 não tabagistas, dos quais 20 infartaram e 80 não. Risco dos expostos = 80/100 = 0,80. Risco dos não expostos = 20/100 = 0,20. Risco relativo = 0,80/0,20 = 4. Leitura da própria diretriz: o risco de infarto dos expostos ao tabagismo é quatro vezes o risco dos não expostos.

As três leituras que a banca cobra. RR maior que 1: o desfecho é mais frequente entre os expostos — a exposição é fator de risco. RR igual a 1: os dois riscos são idênticos, não há associação. RR menor que 1: o desfecho é menos frequente entre os expostos — a exposição é fator de proteção, e no caso de um ensaio, o tratamento funciona.

Cuidado com a tradução para porcentagem, que é armadilha clássica. RR = 4 significa risco quatro vezes maior, o que é um aumento de 300%, não de 400%. O excesso é RR − 1. Do mesmo modo, RR = 1,3 é 30% de aumento e RR = 0,70 é 30% de redução. Essa última operação tem nome próprio: redução de risco relativo, RRR = 1 − RR. A diretriz de 2012 registra que a RRR 'normalmente tem preferência ao RR na apresentação dos resultados' — ou seja, o número que você lê no resumo do artigo costuma ser o 30%, não o 0,70.

Uma observação que economiza tempo em prova: quando o enunciado der percentuais em vez de contagens, invente um total redondo (100, 1.000, 10.000) grande o bastante para que todos os grupos caiam em número inteiro de pessoas, monte a tabela e siga. Toda a aritmética do tema é divisão simples; o que derruba o candidato é montar a tabela errada, não errar a divisão.

Odds ratio: a razão de chances e o atalho dos produtos cruzados

A fórmula, também na notação da diretriz: OR = (a/b) / (c/d) = ad/bc. A primeira forma é a definição — chance dos expostos dividida pela chance dos não expostos. A segunda é o atalho: multiplique a diagonal principal, multiplique a diagonal secundária, divida. Nas provas, o atalho poupa dois passos.

No mesmo conjunto de dados: chance dos expostos = 80/20 = 4; chance dos não expostos = 20/80 = 0,25; odds ratio = 4/0,25 = 16. Pelos produtos cruzados: (80 × 80)/(20 × 20) = 6.400/400 = 16. Mesmo número, meio caminho a menos.

As leituras seguem a mesma lógica das do risco relativo — acima de 1, associação positiva; igual a 1, ausência de associação; abaixo de 1, associação negativa. O que muda é a frase: o odds ratio fala de chance, não de risco. A leitura correta do exemplo é 'a chance de infartar entre os tabagistas é dezesseis vezes a chance de infartar entre os não tabagistas'. Não é 'o risco é dezesseis vezes maior' — o risco, como acabamos de calcular na mesma tabela, é quatro vezes maior.

Há uma propriedade do odds ratio que parece curiosidade e é a razão de ele existir: ele é simétrico. Calcule a chance de ser tabagista entre quem infartou (80/20 = 4) e entre quem não infartou (20/80 = 0,25); a razão é 16, exatamente a mesma. O risco relativo não tem essa propriedade. É essa simetria que permite ao caso-controle — que só consegue olhar a exposição a partir do desfecho — produzir um número que significa a mesma coisa que o número da coorte.

Vale registrar que a interpretação escrita nas diretrizes brasileiras para esse exemplo ('a chance de ser tabagista e ter um evento de infarto é dezesseis vezes a de quem não é tabagista ter um infarto') é uma formulação frouxa, do tipo que a prova costuma usar como distrator. A frase precisa é a que compara chance de desfecho entre expostos e não expostos, ou, equivalentemente, chance de exposição entre casos e controles. As duas dão 16; a mistura das duas em uma frase só é que não descreve nenhuma conta.

Quando o odds ratio aproxima o risco relativo — e quando exagera

Este é o coração do capítulo, e a demonstração é numérica. Vamos montar duas tabelas com exatamente o mesmo risco relativo, 4, e frequências de desfecho opostas.

Tabela do desfecho comum — é a do Ministério da Saúde: 80 infartos em 100 expostos e 20 em 100 não expostos. Riscos de 80% e 20%, risco relativo 4. Odds ratio = (80 × 80)/(20 × 20) = 16. A incidência global do desfecho no estudo é 100/200 = 50%.

Tabela do desfecho raro: 20 casos em 2.000 expostos e 5 casos em 2.000 não expostos. Riscos de 1,0% e 0,25%; risco relativo = 0,010/0,0025 = 4, idêntico ao anterior. Odds ratio = (20 × 1.995)/(1.980 × 5) = 39.900/9.900 = 4,03. A incidência global é 25/4.000 = 0,625%.

Mesmo risco relativo nas duas. No desfecho raro o odds ratio é 4,03 — praticamente o próprio risco relativo. No desfecho comum ele é 16 — quatro vezes o risco relativo. Nada mudou na força da associação; mudou só a frequência do desfecho.

A regra qualitativa, escrita na diretriz de 2014, é que 'a diferença entre odds e risco é pequena quando o evento é raro'. O limiar numérico vem da série de metodologia da Sociedade Brasileira de Pneumologia e Tisiologia: enquanto a incidência do desfecho se mantém abaixo de 10%, a superestimação do odds ratio é desprezível. Acima disso ela cresce depressa. Com risco relativo fixo em 2, o odds ratio vale 2,00 quando o risco dos não expostos é 0,1%; 2,02 quando é 1%; 2,11 quando é 5%; 2,25 quando é 10%; 2,67 quando é 20%; e 6,00 quando é 40%. Do último para o primeiro, o exagero saiu de 0,1% para 200%.

A direção do exagero é sempre a mesma, e a diretriz de 2012 a descreve em duas frases: para intervenções que aumentam a chance do evento, o odds ratio é maior que o risco relativo; para intervenções que a reduzem, é menor. Nos dois casos, ele está mais longe de 1 do que o risco relativo — ou seja, nos dois casos, tratá-lo como sinônimo superestima o efeito.

O caso real que a série do Jornal Brasileiro de Pneumologia usa fecha o argumento: num estudo de suporte ventilatório em que 41% dos participantes morreram, o odds ratio de óbito entre ventilação invasiva e não invasiva foi 26,0 e o risco relativo, 2,2. As mortalidades eram 95% e 43%. Um leitor que tenha lido '26' como 'vinte e seis vezes mais risco de morrer' entendeu algo mais de dez vezes maior do que os dados dizem.

Quando o odds ratio precisa mesmo virar risco relativo, existe fórmula, e a diretriz de 2012 a publica: RR = OR / [1 − RAC × (1 − OR)], em que RAC é o risco assumido de controle, isto é, o risco do grupo não exposto. A própria diretriz classifica esse RAC como uma variável 'subjetiva' — ele precisa ser buscado no artigo, com frequência na seção de cálculo do tamanho amostral. A fórmula funciona exatamente: com OR = 16 e RAC = 0,20, ela devolve 16/(1 + 3) = 4, o risco relativo verdadeiro da nossa tabela; com OR = 4,03 e RAC = 0,0025, devolve 4,00.

Um último ponto, que a prova gosta de inverter: o odds ratio não é 'errado'. Ele responde corretamente a uma pergunta sobre chances, e no caso-controle é a única razão calculável. O erro nunca está em calcular o odds ratio — está em ler a frase do risco relativo quando o número na mão é odds ratio.

Risco atribuível: o que o fator acrescenta a quem se expõe

As medidas de razão respondem 'quantas vezes'. As de diferença respondem 'quanto a mais', em pessoas. O comentário da Revista de Saúde Pública separa as duas famílias exatamente assim: as razões indicam força de associação e sustentam o estudo etiológico; as diferenças absolutas informam o excesso de risco e sustentam decisão de saúde pública.

risco atribuível, também chamado diferença de risco, é a subtração: risco dos expostos menos risco dos não expostos. Na tabela do tabagismo, 80% − 20% = 60 pontos percentuais. Leitura: entre cada 100 tabagistas, 60 infartos a mais ocorrem do que ocorreriam se eles não fumassem.

Cuidado com a nomenclatura, porque ela muda de nome conforme o sinal. Num ensaio clínico, em que a intervenção reduz o desfecho, a mesma subtração é feita ao contrário para que o número saia positivo, e ganha o nome de redução absoluta de risco. A diretriz de 2012 escreve RAR = c/(c+d) − a/(a+b), controle menos tratado. É a mesma aritmética; só a ordem dos termos depende de qual grupo tem o risco maior.

risco atribuível proporcional, também chamado fração atribuível nos expostos, transforma essa diferença em percentual do risco dos expostos: (risco dos expostos − risco dos não expostos) / risco dos expostos. É o mesmo que 1 − 1/RR. Com risco relativo 3, dá (3 − 1)/3 = 66,7%: dois terços dos casos que ocorrem entre os expostos se devem à exposição; o terço restante teria ocorrido de qualquer jeito.

risco atribuível populacional, ou fração atribuível populacional, responde a outra pergunta — e é aqui que a prova separa quem entendeu de quem decorou. Ele estima a proporção da doença na população inteira que deixaria de ocorrer se a exposição fosse eliminada. A diferença com o anterior é o universo: o risco atribuível proporcional olha só para quem se expôs; o populacional olha para todo mundo, inclusive para a maioria que talvez nem esteja exposta.

As duas fórmulas, ambas do comentário da Revista de Saúde Pública. A direta: FAP = (Ipop − I0) / Ipop, em que Ipop é a incidência na população toda e I0 a incidência entre os não expostos. E a de Levin, de 1953, que serve quando só se tem prevalência de exposição e risco relativo: FAP = Pe(RR − 1) / [Pe(RR − 1) + 1], com Pe sendo a prevalência da exposição na população.

Conta completa, com os dois caminhos. População de 10.000 pessoas; prevalência de exposição de 20%, logo 2.000 expostos e 8.000 não expostos; incidência de 1% entre os não expostos; risco relativo 3, logo incidência de 3% entre os expostos. Casos entre os expostos: 3% de 2.000 = 60. Casos entre os não expostos: 1% de 8.000 = 80. Total: 140 casos, e a incidência populacional é 140/10.000 = 1,4%. Pela fórmula direta, FAP = (1,4 − 1,0)/1,4 = 0,4/1,4 = 28,6%. Pela fórmula de Levin, FAP = 0,20 × 2 / (0,20 × 2 + 1) = 0,40/1,40 = 28,6%. Os dois caminhos chegam ao mesmo lugar, como têm de chegar.

Agora a comparação que a banca cobra, sobre os mesmos dados: 66,7% dos casos que ocorrem entre os expostos se devem à exposição, mas apenas 28,6% dos casos da população se devem a ela. Não há contradição: 80% da população não fuma, e os 80 casos que ocorrem nesse grupo não têm nada a ver com o cigarro. A primeira medida serve para aconselhar o indivíduo exposto; a segunda, para dimensionar um programa.

E por isso a fração atribuível populacional depende tanto da frequência quanto da força. Com risco relativo 3 e exposição em apenas 2% da população, a FAP é 3,8%. Com risco relativo 3 e exposição em 20%, é 28,6%. E com um risco relativo modesto de 1,3, mas exposição em 70% da população, é 17,4% — mais que o dobro do fator três vezes mais forte, porém raro. É a ideia atribuída a Geoffrey Rose, citada no comentário da Revista de Saúde Pública: muita gente sob risco pequeno pode produzir mais casos do que pouca gente sob risco grande.

Duas advertências de uso, ambas do mesmo comentário. A fórmula de Levin exige risco relativo bruto; usar um risco relativo ajustado ali enviesa a estimativa — para baixo se o confundimento for positivo, para cima se for negativo. Havendo ajuste, a fórmula muda para FAP = Pc(RR ajustado − 1) / RR ajustado, com Pc sendo a prevalência da exposição entre os casos. Como exemplo brasileiro do que a medida serve, os autores estimam que cerca de 9,6% das mortes por doenças cardiovasculares no país seriam evitadas se a recomendação mínima diária de hortaliças fosse atingida.

NNT e NNH: a diferença de risco convertida em pessoas

O número necessário para tratar é a redução absoluta de risco virada do avesso: NNT = 1 / RAR. A diretriz de 2012 o define como 'a medida utilizada para avaliar a significância clínica' e dá a leitura literal: um NNT igual a cinco, para o desfecho morte, significa que cinco pacientes devem ser tratados para que uma morte adicional seja evitada.

Conta completa. Ensaio randomizado com 1.000 pacientes por braço, seguimento de três anos, desfecho acidente vascular cerebral. No grupo controle, 120 eventos: risco = 120/1.000 = 12,0%. No grupo intervenção, 84 eventos: risco = 84/1.000 = 8,4%. Risco relativo = 8,4/12,0 = 0,70. Redução de risco relativo = 1 − 0,70 = 30%. Redução absoluta de risco = 12,0% − 8,4% = 3,6 pontos percentuais, ou 0,036. NNT = 1/0,036 = 27,8.

arredonde para cima: 28. E o motivo importa, porque a banca pergunta. Não se trata uma fração de pessoa, então o número tem de virar inteiro; a questão é para que lado. Arredondar para baixo, para 27, afirmaria que bastam 27 pacientes tratados para evitar um evento, quando os dados dizem que são necessários 27,8 — ou seja, o arredondamento para baixo promete mais benefício do que o estudo mostrou. Para cima, nunca. Quando a divisão dá inteiro exato, não há o que arredondar.

NNT sem horizonte de tempo não significa nada, e essa é a omissão mais explorada em prova. O número 28 do exemplo é 'NNT de 28 em três anos'. O mesmo tratamento seguido por dez anos teria NNT menor, porque haveria mais eventos a evitar; seguido por trinta dias, teria NNT maior. Sempre que citar um NNT, cite o desfecho e o prazo junto: NNT de 28 para prevenir um AVC em três anos.

O NNH — número necessário para causar dano — é a mesma aritmética aplicada ao evento adverso: 1 dividido pelo aumento absoluto de risco. No mesmo ensaio, suponha sangramento maior em 2,5% do grupo intervenção contra 1,0% do controle. Aumento absoluto de risco = 1,5 ponto percentual = 0,015. NNH = 1/0,015 = 66,7, que arredonda para 67.

A leitura conjunta é o que decide conduta e o que a prova cobra: em três anos, tratam-se 28 pacientes para evitar um AVC e 67 para causar um sangramento maior. A comparação só faz sentido no mesmo horizonte de tempo, e não é aritmética pura — um AVC evitado e um sangramento causado não têm o mesmo peso, e é essa ponderação, não o quociente, que decide se o tratamento vale a pena.

A mesma redução relativa, NNTs muito diferentes

Este é o argumento contra ler só o número relativo, e ele se demonstra em três linhas de conta. Pegue o mesmo tratamento do exemplo anterior, com a mesma redução de risco relativo de 30%, e aplique-o a duas populações com riscos de base diferentes.

População de alto risco, risco basal de 12,0%: o tratamento leva o risco a 8,4%; redução absoluta de 3,6 pontos; NNT = 28 em três anos. População de baixo risco, risco basal de 2,0%: o mesmo tratamento leva o risco a 1,4%; redução absoluta de 0,6 ponto; NNT = 1/0,006 = 166,7, que arredonda para 167 em três anos.

Mesmo remédio, mesmos 30% de redução relativa, e o esforço para evitar um evento passa de 28 pacientes para 167 — quase seis vezes mais. A redução relativa não sabe quanto havia a perder; a absoluta sabe.

A série de metodologia do Jornal Brasileiro de Pneumologia faz a mesma demonstração com outros números, e vale conferir os dois: com redução relativa de 25% (risco relativo 0,75), um risco de controle de 20% dá redução absoluta de 5 pontos e NNT 20, enquanto um risco de controle de 50% dá redução absoluta de 12,5 pontos e NNT 8.

A consequência prática é que a mesma frase verdadeira pode dar duas impressões opostas. 'Reduz o risco em 30%' é o que sobrevive na manchete, na peça publicitária e na conversa de corredor. 'Evita um evento a cada 167 pacientes tratados durante três anos' é o mesmo fato, e ninguém decora. Não há mentira em nenhuma das duas — há omissão em uma delas.

Por isso as diretrizes de relato pedem as duas. O item 16c do STROBE pede que se considere traduzir estimativas de risco relativo em risco absoluto para um período de tempo com significado. E a própria diretriz brasileira de 2012, no mesmo apêndice em que registra que a redução relativa é o parâmetro mais usado na apresentação dos resultados, observa que a redução absoluta é a medida de maior importância clínica, porque é ela que avalia a eficácia absoluta da intervenção. O desequilíbrio da literatura foi medido: o comentário da Revista de Saúde Pública encontrou no Medline 268.750 registros usando medidas relativas contra 4.784 usando medidas absolutas; no Brasil, 4.352 contra 82.

Intervalo de confiança: 1 nas razões, 0 nas diferenças

Toda medida deste capítulo é uma estimativa feita a partir de uma amostra, e vem acompanhada de uma faixa de incerteza. O intervalo de confiança de 95% é a convenção: é a faixa dentro da qual o valor verdadeiro plausivelmente está, dado o que a amostra mostrou. Quanto mais eventos o estudo observou, mais estreito o intervalo.

A regra que a banca troca de lugar está escrita, com todas as letras, na diretriz metodológica brasileira de 2025: o valor 1 nas medidas relativas (risco relativo e odds ratio) indica que não houve diferença entre os grupos, ao passo que o valor 0 nas medidas de diferença indica igualmente ausência de diferença. O mesmo documento, no apêndice de avaliação de imprecisão, resume a régua na forma operacional: a linha de efeito nulo está em 1 para RR, OR e HR, e em 0 para diferenças.

A razão é aritmética, não convenção. Uma razão vale 1 quando numerador e denominador são iguais — dois riscos idênticos dão RR = 1. Uma diferença vale 0 quando os dois termos são iguais. Não existe medida de diferença que valha 1 sem efeito, nem medida de razão que valha 0.

Quatro exemplos para fixar. RR = 0,70 com intervalo de 0,55 a 0,89: não contém 1, logo o efeito é estatisticamente significativo. RR = 0,85 com intervalo de 0,68 a 1,06: contém 1, logo não é significativo, apesar de a estimativa pontual sugerir benefício. Redução absoluta de risco de 3,6 pontos percentuais com intervalo de 1,2 a 6,0: não contém 0, logo é significativa. Redução absoluta de 1,0 ponto com intervalo de −0,5 a 2,5: contém 0, logo não é significativa — e note que esse intervalo também não contém 1, de modo que quem aplicar aqui a régua das razões concluirá o contrário do que os dados dizem. É exatamente esse par que a banca monta.

O intervalo do NNT sai por inversão do intervalo da redução absoluta de risco, e os limites trocam de lado. Com redução absoluta de 3,6 pontos e intervalo de 1,2 a 6,0 pontos: NNT = 1/0,036 = 28; o limite superior da redução (6,0%) dá o limite inferior do NNT, 1/0,060 = 16,7, que arredonda para 17; e o limite inferior da redução (1,2%) dá o superior do NNT, 1/0,012 = 83,3, que arredonda para 84. Relata-se NNT de 28 (IC 95% de 17 a 84). Faz sentido: quanto maior a redução absoluta, menos gente é preciso tratar.

Duas observações finais sobre leitura de intervalo. No gráfico de floresta, a linha vertical é o que a diretriz de 2012 chama de 'linha da ausência de efeito', e um diamante que a toca significa ausência de diferença estatisticamente significante. E intervalo largo cruzando o nulo não prova ausência de efeito: a mesma diretriz adverte que, quando o intervalo vai de um benefício importante até um aumento de risco, não se pode concluir que não existam diferenças entre os tratamentos — o estudo é inconclusivo, e inconclusivo não é negativo.

Hazard ratio: por que ele não é um risco relativo

As diretrizes brasileiras de 2012 e de 2014 definem o hazard ratio nos mesmos termos: é a medida de efeito usada em análise de sobrevida, ou análise do tipo 'tempo até o evento'. E acrescentam a frase que responde à pergunta da prova — esse tipo de estimativa não leva em conta apenas se o desfecho ocorreu, mas também o ponto no tempo em que ele ocorreu ao longo do seguimento.

É essa a diferença para o risco relativo. O risco relativo compara duas proporções acumuladas ao fim do estudo: quantos, do total, tinham morrido quando o seguimento terminou. Dois estudos podem ter risco relativo idêntico ao fim de cinco anos e curvas de sobrevida completamente diferentes — num deles as mortes se concentraram no primeiro semestre, no outro se espalharam pelos cinco anos. O risco relativo não distingue os dois; o hazard ratio distingue, porque compara a velocidade instantânea com que o evento acontece nos dois grupos ao longo de todo o período.

Há uma vantagem prática que decorre disso: a análise de sobrevida aproveita quem saiu do estudo antes do fim — quem foi perdido no seguimento, quem entrou tarde, quem chegou vivo ao encerramento. Esses participantes são censurados, e contribuem com o tempo que foram efetivamente observados em vez de serem descartados. Uma tabela 2×2 simples não sabe fazer isso.

As diretrizes registram como o hazard ratio é obtido: pelo teste log-rank e pela regressão de Cox, presentes na maioria dos programas de metanálise. Registram também que ele pode ser calculado indiretamente, por manipulação do valor de qui-quadrado, do valor de p ou da variância, quando o artigo não o publica diretamente. O valor nulo é 1, como o das demais razões.

Em nível de definição, basta saber mais uma coisa: como o hazard ratio é relatado como um único número para todo o seguimento, ele pressupõe que a razão entre as velocidades se mantenha razoavelmente constante ao longo do tempo — o pressuposto de riscos proporcionais da regressão de Cox. Quando as curvas de sobrevida se cruzam, esse pressuposto não vale e um hazard ratio único descreve mal o que aconteceu. Esse é o limite do que a prova de acesso direto cobra do tema.

04

Régua de cálculo — a tabela 2×2 de exposição e as medidas que saem dela

Monte a tabela antes de qualquer conta, e monte-a nesta orientação: exposição (ou intervenção) nas LINHAS, desfecho nas COLUNAS. Depois é só escolher a operação. Dividir dentro da linha dá risco. Dividir uma célula pela outra célula da mesma linha dá chance. Dividir risco por risco dá razão. Subtrair risco de risco dá diferença. Inverter a diferença dá NNT. A tabela abaixo é o esqueleto e o formulário ao mesmo tempo, com a informação que decide a maioria das questões: em que desenho de estudo cada medida pode ser calculada.

  1. 1Confirme que é ESTA tabela 2×2 e não a do capítulo de testes diagnósticos. As colunas aqui são definidas pelo que ACONTECEU com a pessoa (infartou, morreu, teve exacerbação). Se forem definidas por um exame de referência que diz quem está doente, você está no capítulo errado — lá o denominador é a coluna, aqui é a linha.
  2. 2Identifique o desenho do estudo antes de escolher a medida. Coorte e ensaio randomizado dão risco, e portanto risco relativo, diferença de risco e NNT. Caso-controle dá odds ratio e nada mais — o denominador de 'pessoas em risco' não existe, porque quantos controles foram recrutados é decisão do pesquisador. Transversal dá prevalência, e a razão que sai dele é razão de prevalência.
  3. 3Preencha a, b, c e d. Se o enunciado der percentuais em vez de contagens, invente um total redondo (100, 1.000 ou 10.000) grande o bastante para que todos os subgrupos caiam em número inteiro de pessoas.
  4. 4Calcule os DOIS riscos separados antes de qualquer razão: risco dos expostos = a/(a+b) e risco dos não expostos = c/(c+d). Metade dos erros do tema é denominador trocado, não conta errada. Se o estudo for caso-controle, pule esta etapa — ela não existe lá.
  5. 5Escolha a família da medida pela pergunta. 'Quantas vezes mais?' é razão: divida um risco pelo outro. 'Quanto a mais, em pessoas?' é diferença: subtraia um risco do outro. As duas descrevem os mesmos dados e a prova costuma pedir a que você não calculou.
  6. 6Para o odds ratio, use os produtos cruzados: ad/bc. É o mesmo resultado de (a/b)/(c/d) com dois passos a menos.
  7. 7Antes de ler o odds ratio como se fosse risco relativo, olhe a incidência global do desfecho no estudo. Abaixo de 10% os dois números são praticamente iguais. Acima disso o odds ratio está mais longe de 1 do que o risco relativo, e a diferença cresce depressa — em risco de base de 40%, um risco relativo de 2 aparece como odds ratio de 6.
  8. 8Para NNT, calcule primeiro a redução ABSOLUTA (não a relativa), inverta e arredonde para CIMA. Depois anexe o horizonte de tempo do estudo à frase — NNT sem prazo não quer dizer nada.
  9. 9Ao julgar significância, verifique de que família é a medida antes de olhar o intervalo. Razão (RR, OR, HR): o nulo é 1. Diferença (redução absoluta de risco, diferença de médias): o nulo é 0. A banca monta o par exatamente para quem aplica a régua errada.

Desfecho raro (risco de base 1%) — odds ratio 2,02 contra risco relativo 2,00

A barra da razão de chances é indistinguível da do risco relativo: o exagero é de 1%. Enquanto a incidência do desfecho fica abaixo de 10%, ler um pelo outro não muda nenhuma conclusão. A linha tracejada marca a altura do risco relativo.

Desfecho intermediário (risco de base 10%) — odds ratio 2,25 contra risco relativo 2,00

A barra da razão de chances já ultrapassa visivelmente a linha do risco relativo: o exagero é de 12,5%. É a faixa em que a aproximação começa a custar interpretação, e onde o limiar de 10% de incidência é ultrapassado.

Desfecho comum (risco de base 40%) — odds ratio 6,00 contra risco relativo 2,00

A barra da razão de chances é três vezes a do risco relativo: o exagero é de 200%. A força da associação não mudou entre os três cartões — mudou apenas a frequência do desfecho. É este cenário que produz o odds ratio 26 contra risco relativo 2,2 do estudo de ventilação mecânica.

A tabela 2×2 deste capítulo — exposição nas LINHAS, desfecho nas COLUNAS

Tabela 2×2 (exposição × desfecho)DESFECHO presenteDESFECHO ausenteTotal da linhaO que sai da LINHA — e em que desenho pode ser calculado
EXPOSTO / grupo intervençãoaba + bRisco dos expostos = a/(a+b). Chance dos expostos = a/b. Só existe risco onde o denominador é uma população em risco: coorte, ensaio clínico. No caso-controle, a+b não é população — é a soma de duas amostras escolhidas pelo pesquisador.
NÃO EXPOSTO / grupo controlecdc + dRisco dos não expostos = c/(c+d). Chance dos não expostos = c/d. É este risco que serve de linha de base para tudo: risco relativo, diferença de risco e NNT são todos comparações contra ele.
Total da colunaa + cb + dNA incidência global do desfecho é (a+c)/N — e é ela que decide se o odds ratio pode ser lido como risco relativo. Abaixo de 10%, sim; acima, ele exagera.
⚠️ NÃO é a tabela do capítulo anteriorLá as colunas eram DOENÇA presente e ausente, definidas pelo padrão de referência.Lá as linhas eram o RESULTADO DO TESTE, e o denominador que importava era o da COLUNA.—Mesmas letras a, b, c, d; perguntas diferentes. Teste rápido: se as colunas foram definidas por um exame de referência, é a tabela diagnóstica; se foram definidas pelo que aconteceu com a pessoa depois, é esta.

Formulário — as duas famílias de medida que saem da mesma tabela

FamíliaMedida e fórmulaLeituraOnde pode ser calculada
RAZÃO — 'quantas vezes'; valor nulo = 1Risco relativo = [a/(a+b)] / [c/(c+d)]RR > 1 fator de risco; = 1 sem associação; < 1 proteção. O excesso é RR − 1: RR 4 é 300% a mais, não 400%.Coorte e ensaio clínico randomizado. Exige risco absoluto nos dois grupos.
RAZÃO — valor nulo = 1Odds ratio = (a/b)/(c/d) = ad/bcMesmas três leituras, mas a frase é sobre CHANCE, não risco. Está SEMPRE mais longe de 1 que o risco relativo.Qualquer desenho — e é a ÚNICA razão calculável no caso-controle, porque não depende do número de controles recrutados.
RAZÃO — valor nulo = 1Hazard ratio, por log-rank ou regressão de CoxIncorpora QUANDO o evento ocorreu, não só se ocorreu. Pressupõe riscos proporcionais ao longo do seguimento.Desfecho de tempo até o evento (sobrevida), com censura de quem saiu antes do fim.
RAZÃO — valor nulo = 1 (0% de redução)Redução de risco relativo = 1 − RRÉ o '30% de redução' das manchetes. Não informa nada sobre o risco de base.Coorte e ensaio. A mesma RRR sobre riscos basais diferentes produz NNTs muito diferentes.
DIFERENÇA — 'quantas pessoas'; valor nulo = 0Risco atribuível (diferença de risco) = risco dos expostos − risco dos não expostos. No ensaio, invertido para sair positivo: RAR = c/(c+d) − a/(a+b)Quantos casos a mais (ou a menos) por 100 pessoas. A diretriz de 2012 registra que é a medida de maior importância clínica.Coorte e ensaio. Não existe em caso-controle.
DIFERENÇA — valor nulo = 0Risco atribuível proporcional (fração atribuível nos expostos) = (RR − 1)/RR = 1 − 1/RRQue proporção dos casos ENTRE OS EXPOSTOS se deve à exposição. Com RR 4, são 75%.Onde houver risco relativo. Universo: só quem se expôs.
DIFERENÇA — valor nulo = 0Fração atribuível populacional = (Ipop − I0)/Ipop, ou de Levin: Pe(RR − 1)/[Pe(RR − 1) + 1]Que proporção dos casos DA POPULAÇÃO INTEIRA seria evitada se a exposição fosse eliminada. Depende da FREQUÊNCIA, não só da força: RR 1,3 em 70% da população pesa mais que RR 3 em 2%.Coorte, ou dados secundários de prevalência de exposição. A equação de Levin exige RR BRUTO, não ajustado.
DIFERENÇA invertida — valor nulo = infinitoNNT = 1/RAR, arredondado PARA CIMA. NNH = 1 / aumento absoluto de riscoQuantas pessoas tratar para evitar (ou causar) um evento. Sem desfecho e horizonte de tempo, não significa nada.Ensaio clínico, e coorte quando houver risco absoluto. Intervalo do NNT = inverso dos limites do intervalo da RAR, com os limites trocando de lado.

Conversões entre risco e chance, das diretrizes de 2012 e 2014: risco = odds/(1 + odds); odds = risco/(1 − risco). Referências para calibrar a intuição: chance 0,1 corresponde a risco 0,091; risco 0,50 corresponde a chance 1; risco 0,95 corresponde a chance 19.

Conversão de odds ratio em risco relativo, publicada na diretriz de 2012: RR = OR / [1 − RAC × (1 − OR)], em que RAC é o risco assumido de controle, ou seja, o risco do grupo não exposto. Conferida nos dois conjuntos de dados deste capítulo: OR 16 com RAC 0,20 devolve RR 4; OR 4,03 com RAC 0,0025 devolve RR 4,00.

Divergência entre odds ratio e risco relativo com o RR fixo em 2, variando o risco do grupo não exposto: 0,1% → OR 2,00; 1% → OR 2,02; 5% → OR 2,11; 10% → OR 2,25; 20% → OR 2,67; 40% → OR 6,00. A força da associação é a mesma nas seis linhas.

Mapa desfecho → medida, do Quadro 7 da diretriz de 2025: desfecho dicotômico dá razão de chances, razão de risco, diferença de risco e NNT; desfecho contínuo dá diferença de médias e diferença de médias padronizadas; desfecho de tempo até o evento dá hazard ratio, por Kaplan-Meier e regressão de Cox.

05

Onde as fontes divergem

Nestes pontos as fontes não dizem a mesma coisa. Cada posição vem com quem a sustenta — e com o que fazer diante de uma vinheta de prova.

Sob que condição um odds ratio pode ser lido como se fosse risco relativo

Regra qualitativa do evento raro, sem número (diretrizes metodológicas brasileiras, 2012 e 2014)

As duas diretrizes do Ministério da Saúde tratam a aproximação como regra prática, sem estabelecer limiar numérico: a diferença entre chance e risco é pequena quando o evento é raro e passa a ser grande quando os eventos são comuns. Ancoram a afirmação em exemplos de conversão — chance 0,1 corresponde a risco 0,091, mas risco 0,95 corresponde a chance 19 — e acrescentam que, na maioria dos ensaios clínicos randomizados, os eventos são comuns.

Ministério da Saúde, Diretrizes metodológicas: revisão sistemática e metanálise de ensaios clínicos randomizados (2012), Apêndice C, p. 77-78; e Diretrizes metodológicas: estudos observacionais sobre fatores de risco e prognóstico (2014), Apêndice F, p. 92.

Limiar numérico de 10% de incidência (Sociedade Brasileira de Pneumologia e Tisiologia, 2020)

A série de educação continuada em metodologia científica do Jornal Brasileiro de Pneumologia converte a regra em corte operacional: enquanto a incidência do desfecho se mantém abaixo de 10%, a superestimação do odds ratio é desprezível e ele se aproxima adequadamente do risco relativo. O artigo usa como contraexemplo um estudo em que 41% dos participantes morreram e o odds ratio foi 26,0 contra risco relativo de 2,2.

Maritano Furcada J, Patino CM, Ferreira JC. Estimating risk in clinical studies: odds ratio and risk ratio. J Bras Pneumol. 2020;46(2):e20200137.

Não aproximar: converter com o risco assumido de controle (diretriz metodológica brasileira, 2012)

A mesma diretriz de 2012 que enuncia a regra qualitativa publica, logo em seguida, uma alternativa que dispensa qualquer aproximação: converter o odds ratio em risco relativo pela fórmula RR = OR / [1 − RAC × (1 − OR)], em que RAC é o risco assumido de controle. O preço é que o RAC não sai da tabela 2×2 — a própria diretriz o classifica como 'outra variável, subjetiva', a ser buscada no corpo do artigo, com frequência na seção de cálculo do tamanho amostral. A conversão é exata quando o RAC é conhecido.

Ministério da Saúde, Diretrizes metodológicas: revisão sistemática e metanálise de ensaios clínicos randomizados (2012), Apêndice C, p. 77.

Na prova

O enunciado entrega qual das três posições a questão está usando, e o sinal costuma ser a informação que ele resolveu incluir. Se o texto informa a incidência do desfecho ou o número total de eventos, o recorte é o do limiar numérico e o item cobrado é comparar essa incidência com 10%. Se o texto apenas descreve o desfecho como raro ou incomum — 'doença rara', 'evento infrequente', 'incidência baixa' — sem dar número, o recorte é o da regra qualitativa e a questão quer só a direção da distorção. Se o enunciado fornece o risco do grupo controle junto com o odds ratio, ele está montando a terceira posição, e o item cobrado é a conversão. As alternativas também denunciam o recorte: distrator com dois valores numéricos próximos entre si (por exemplo, 4,03 e 4,00) pertence ao mundo do desfecho raro; distrator com valores muito distantes (16 e 4) pertence ao do desfecho comum. Vale a régua geral: prova oficial do MEC tende a cenário de saúde pública com desfecho descrito em linguagem corrente, o que empurra para a regra qualitativa; prova com leitura crítica de artigo tende a dar os números e cobrar o limiar ou a conversão.

Como o número necessário para tratar é relatado quando a redução absoluta de risco não é estatisticamente significativa

NNT sempre com intervalo, que passa pelo infinito quando não há significância (Altman, BMJ 1998; série de metodologia da Sociedade Brasileira de Pneumologia e Tisiologia, 2019)

Nesta posição, o NNT nunca é relatado como estimativa pontual: ele carrega obrigatoriamente um intervalo de confiança, obtido por inversão dos limites do intervalo da redução absoluta de risco. A consequência é que, quando esse intervalo cruza o zero, o intervalo do NNT deixa de ser um par de números finitos e passa pelo infinito, escrito na notação que separa benefício de dano — algo do tipo 'NNT para benefício 10, de 4 ao infinito e do infinito a NNT para dano 20'. O infinito é a leitura explícita de que pode não haver efeito nenhum. É a implementação adotada pelos pacotes de metanálise que calculam NNT.

Altman DG. Confidence intervals for the number needed to treat. BMJ. 1998;317(7168):1309-1312 (proposta original da notação, confirmada pela documentação do pacote 'meta' de metanálise do R). Perez-Padilla R, Patino CM, Ferreira JC. Number needed to treat. J Bras Pneumol. 2019;45(6):e20190371: o relato de NNT e NNH deve sempre incluir intervalo de confiança, e não apenas a estimativa pontual.

NNT como estimativa pontual de relevância clínica, com a significância estatística lida na medida de origem (diretrizes metodológicas brasileiras, 2012 e 2025)

Nesta posição, o NNT é definido como o inverso da redução absoluta de risco e apresentado como 'a medida utilizada para avaliar a significância CLÍNICA' — uma tradução do tamanho do efeito para o número de pacientes, sem intervalo próprio. O julgamento de significância estatística fica com a medida de origem: é o intervalo de confiança da redução absoluta de risco, ou do risco relativo, que se examina contra a linha de efeito nulo (0 para diferenças, 1 para razões). Nessa lógica, quando o intervalo da redução absoluta cruza o zero, não há efeito demonstrado a converter em NNT, e o número simplesmente não é relatado.

Ministério da Saúde, Diretrizes metodológicas: revisão sistemática e metanálise de ensaios clínicos randomizados (2012), Apêndice C, item 6, p. 75-76 (NNT = 1/RAR, sem menção a intervalo) e Apêndice D, p. 80 (a linha da ausência de efeito no gráfico de floresta); e Diretrizes metodológicas: revisão sistemática com meta-análise em rede (2025), p. 26 e p. 160 (valor nulo 1 para RR, OR e HR; 0 para medidas de diferença).

Na prova

O sinal está no que o enunciado informa sobre incerteza. Questão que traz o NNT acompanhado de dois números entre parênteses, ou que menciona notação com benefício e dano, ou que fala em infinito, está trabalhando na primeira posição, e o item cobrado costuma ser a inversão dos limites — lembrando que o limite superior da redução absoluta gera o limite inferior do NNT. Questão que dá apenas os eventos de cada braço e pede 'o número necessário para tratar' está na segunda posição, e o item cobrado é a conta e o arredondamento para cima. O detalhe que resolve as duas: se o enunciado informa o intervalo de confiança da redução absoluta de risco e ele inclui o zero, a pergunta não é aritmética — é sobre significância, e nenhum NNT calculado ali descreve um efeito demonstrado. As alternativas denunciam o recorte: distrator com símbolo de infinito ou com faixa que atravessa o zero pertence à primeira posição; distrator com um único inteiro arredondado pertence à segunda.

06

Caso resolvido

Um ensaio clínico randomizado, aberto e multicêntrico, avaliou um anticoagulante oral em prevenção de acidente vascular cerebral em portadores de fibrilação atrial de alto risco. Foram randomizados 2.000 pacientes, 1.000 por braço, com seguimento de três anos. Desfecho primário (AVC): 120 eventos no grupo controle e 84 no grupo intervenção. Desfecho de segurança (sangramento maior): 10 eventos no grupo controle e 25 no grupo intervenção. O resumo do artigo destaca 'redução de 30% no risco de AVC'. Calcule tudo o que a tabela permite e diga o que o resumo omitiu.
monta a tabela
Intervenção nas linhas, desfecho nas colunas. Linha intervenção: a = 84 com AVC, b = 916 sem. Linha controle: c = 120 com AVC, d = 880 sem. Confira as margens: 84 + 916 = 1.000 e 120 + 880 = 1.000. Só depois disso comece a dividir.
riscos absolutos
Risco no grupo intervenção = 84/1.000 = 0,084 = 8,4%. Risco no grupo controle = 120/1.000 = 0,120 = 12,0%. São estes dois números que geram todo o resto — nenhuma outra medida deste caso é calculada sem eles.
risco relativo e redução relativa
RR = 0,084/0,120 = 0,70. Menor que 1, portanto o tratamento protege. Redução de risco relativo = 1 − 0,70 = 0,30 = 30%. É este o número do resumo do artigo. Ele está correto, e é só um terço da história.
redução absoluta de risco
RAR = 12,0% − 8,4% = 3,6 pontos percentuais = 0,036. Em pessoas: a cada 100 pacientes tratados por três anos, 3,6 AVCs a menos. Note a distância retórica entre '30%' e '3,6 pontos' descrevendo exatamente o mesmo resultado.
NNT
NNT = 1/0,036 = 27,8. Arredonda para CIMA: 28. Frase completa, com desfecho e prazo: é preciso tratar 28 pacientes durante três anos para evitar um AVC. Arredondar para 27 prometeria um benefício que os dados não sustentam.
NNH do desfecho de segurança
Risco de sangramento maior na intervenção = 25/1.000 = 2,5%; no controle = 10/1.000 = 1,0%. Aumento absoluto de risco = 1,5 ponto percentual = 0,015. NNH = 1/0,015 = 66,7, que arredonda para 67: a cada 67 pacientes tratados por três anos, um sangramento maior a mais.
odds ratio, e se ele serviria
OR = (84 × 880)/(916 × 120) = 73.920/109.920 = 0,67, contra RR de 0,70 — mais longe de 1, como sempre. A incidência global do desfecho é 204/2.000 = 10,2%, ou seja, na fronteira do limiar de 10%: aqui a distorção ainda é pequena, mas já não é desprezível. Como o estudo é randomizado e tem denominador de pessoas em risco, não há motivo para usar odds ratio — o risco relativo está disponível e é mais fácil de ler.
o que o resumo omitiu
Três coisas. Primeira: o risco de base. Nesta população de alto risco (12% em três anos), 30% de redução relativa valem NNT 28; a mesma redução relativa numa população com risco basal de 2% daria RAR de 0,6 ponto e NNT de 167. Segunda: o dano. Trata-se 28 para evitar um AVC e 67 para causar um sangramento maior — comparação que só existe se o desfecho de segurança for lido junto. Terceira: o horizonte. Todos os números acima valem para três anos e não se transportam para outro prazo.
leitura final
O relato honesto do estudo é: redução de risco relativo de 30% (RR 0,70), redução absoluta de 3,6 pontos percentuais, NNT de 28 em três anos para evitar um AVC, contra NNH de 67 no mesmo período para sangramento maior. Nenhum desses números contradiz o resumo do artigo; eles completam o que ele deixou de fora. É exatamente essa tradução que o item 16c do STROBE pede — converter estimativa relativa em risco absoluto para um período de tempo com significado.
07

Agora feche você

Um serviço de pneumologia investigou a associação entre exposição ocupacional a poeira mineral e doença pulmonar crônica, e publicou os dados brutos de dois estudos conduzidos na mesma população-fonte. ESTUDO 1 (coorte): 400 trabalhadores expostos, dos quais 160 desenvolveram a doença ao longo de dez anos, e 400 não expostos, dos quais 40 desenvolveram. ESTUDO 2 (caso-controle): os investigadores recrutaram 200 casos da doença, dos quais 160 tinham história de exposição, e 200 controles, dos quais 80 tinham. Um revisor observou que 'os dois estudos concordam, porque a razão calculada em cada um é uma medida de associação'. Calcule o que cada estudo permite calcular, compare os números e diga o que há de errado na frase do revisor.
tabela do estudo 1 (coorte)
Exposição nas linhas, desfecho nas colunas. Linha expostos: a = 160 com doença, b = 240 sem (400 − 160). Linha não expostos: c = 40 com doença, d = 360 sem (400 − 40). Margens conferidas: 160 + 240 = 400 e 40 + 360 = 400.
riscos do estudo 1
Risco entre os expostos = 160/400 = 0,40 = 40%. Risco entre os não expostos = 40/400 = 0,10 = 10%. A coorte tem denominador de pessoas em risco e tempo de seguimento, então estes dois riscos existem de fato.
risco relativo do estudo 1
RR = 0,40/0,10 = 4,0. O risco de doença entre os expostos é quatro vezes o dos não expostos — um aumento de 300%, não de 400%.
odds ratio do estudo 1
Pelos produtos cruzados: OR = (160 × 360)/(240 × 40) = 57.600/9.600 = 6,0. Mesmos dados, mesma tabela, mesma população: risco relativo 4,0 e odds ratio 6,0. A incidência global do desfecho é 200/800 = 25%, muito acima do limiar de 10%, e é por isso que os dois números se afastam.
tabela do estudo 2 (caso-controle)
Aqui as colunas continuam sendo o desfecho, mas foi o desfecho que definiu quem entrou no estudo. Coluna dos casos: 160 expostos e 40 não expostos. Coluna dos controles: 80 expostos e 120 não expostos. Os totais de coluna, 200 e 200, foram escolhidos pelo investigador.
odds ratio do estudo 2
OR = (160 × 120)/(80 × 40) = 19.200/3.200 = 6,0. É o mesmo 6,0 do estudo de coorte — e não por acaso: os dois estudos vieram da mesma população-fonte, e o odds ratio é a medida que o caso-controle estima corretamente.
por que não há risco relativo no estudo 2
Quem tentar calcular 'risco' pela linha dos expostos obtém 160/(160 + 80) = 0,667 e, dividindo pelo dos não expostos 40/(40 + 120) = 0,25, chega a um pseudo-risco relativo de 2,67 — que não bate com o 4,0 verdadeiro da coorte. Refaça o mesmo estudo com 400 controles, mantendo a proporção de exposição entre eles (160 expostos e 240 não): o pseudo-risco relativo vira [160/320] / [40/280] = 0,500/0,143 = 3,50. Com 800 controles (320 e 480), vira 4,33. O número muda a cada decisão administrativa; o odds ratio permanece 6,0 nas três versões.
o que há de errado na frase do revisor
…
08

Onde a banca derruba

  1. 1Usar a tabela 2×2 do capítulo de testes diagnósticos As duas tabelas têm quatro casas com os mesmos nomes, a, b, c e d, e a memória visual não distingue. Lá o denominador que interessa é a COLUNA (sensibilidade = a/(a+c), condicionada à doença); aqui é a LINHA (risco = a/(a+b), condicionado ao grupo). Aplicar a divisão errada produz um número que existe, parece plausível e responde a outra pergunta — que é exatamente o que o distrator quer. Teste rápido: se as colunas foram definidas por um exame de referência, é a outra tabela; se foram definidas pelo que aconteceu com a pessoa depois, é esta.
  2. 2Ler odds ratio com a frase do risco relativo É o erro mais caro do tema porque não parece erro. 'Odds ratio de 16' vira, na cabeça do candidato, 'dezesseis vezes mais risco', quando o risco na mesma tabela é quatro vezes maior. Enquanto o desfecho é raro (incidência abaixo de 10%) a troca não muda nada, e é por isso que a maioria dos casos-controle publicados a tolera. Em desfecho comum ela explode: no estudo de ventilação mecânica citado pela série do Jornal Brasileiro de Pneumologia, odds ratio 26,0 contra risco relativo 2,2.
  3. 3Traduzir RR = 4 como 'aumento de 400%' Risco quatro VEZES maior é aumento de 300% — o excesso é RR − 1, não RR. Mesma armadilha na direção protetora: RR = 0,70 é redução de 30%, não 'risco de 70% menor'. A prova monta as duas alternativas lado a lado, e quem calculou certo perde a questão no último passo.
  4. 4Calcular risco, incidência ou NNT em estudo caso-controle O caso-controle não tem população em risco: quantos controles existem no estudo foi decisão do pesquisador. Qualquer 'risco' calculado ali muda quando ele muda o número de controles — no exemplo deste capítulo, o pseudo-risco relativo vai de 2,67 a 4,33 sem que nenhum dado da natureza tenha mudado, enquanto o odds ratio permanece 6,0. Enunciado que descreve recrutamento de casos e controles e pede risco relativo, incidência, NNT ou fração atribuível populacional calculada diretamente está testando se você percebe que a pergunta não tem resposta.
  5. 5Aplicar a régua do 'cruza o 1' a uma medida de diferença Redução absoluta de risco de 1,0 ponto percentual com intervalo de −0,5 a 2,5 NÃO é significativa: o intervalo contém o zero, que é o valor nulo das diferenças. Como ele também não contém o 1, quem levou a régua das razões para o lugar errado conclui o oposto do que os dados mostram. Razão (RR, OR, HR) tem nulo em 1; diferença (RAR, diferença de médias) tem nulo em 0. A diretriz brasileira de 2025 escreve as duas na mesma frase justamente porque a troca é frequente.
  6. 6Relatar NNT sem horizonte de tempo, ou arredondado para baixo NNT de 28 não quer dizer nada; NNT de 28 para evitar um AVC em três anos quer. E o arredondamento tem lado: 27,8 vira 28, nunca 27, porque para baixo o número prometeria um benefício maior que o demonstrado. Quando a divisão dá inteiro exato, não há arredondamento a fazer. Alternativa que traz o inteiro imediatamente inferior ao resultado da divisão está construída para quem arredonda por hábito.
  7. 7Confundir fração atribuível nos expostos com fração atribuível populacional São medidas diferentes com universos diferentes. A fração atribuível nos expostos, (RR − 1)/RR, olha só para quem se expôs — com RR 4 dá 75%. A fração atribuível populacional, Pe(RR − 1)/[Pe(RR − 1) + 1], olha para a população inteira e depende também de quanta gente está exposta — com RR 4 e exposição em 20%, dá 37,5%. Enunciado que diz 'entre os fumantes' pede a primeira; enunciado que diz 'na população brasileira' ou 'quantos casos seriam evitados se o fator fosse eliminado' pede a segunda.
  8. 8Achar que hazard ratio e risco relativo são a mesma coisa com outro nome Os dois têm valor nulo 1 e leituras parecidas, e é por isso que a troca passa despercebida. A diferença é o tempo: o risco relativo compara proporções acumuladas ao fim do seguimento, e não distingue um estudo em que as mortes se concentraram no primeiro semestre de outro em que se espalharam por cinco anos; o hazard ratio compara a velocidade instantânea do evento ao longo de todo o período e aproveita quem saiu do estudo antes do fim. Enunciado que fala em curva de sobrevida, Kaplan-Meier, regressão de Cox, censura ou 'tempo até o evento' está no território do hazard ratio.
  9. 9Concluir 'sem efeito' de um intervalo largo que cruza o nulo Intervalo que vai de um benefício importante até um aumento de risco não demonstra ausência de efeito — demonstra que o estudo não teve eventos suficientes para decidir. A própria diretriz de 2012 adverte que, nesse caso, não se pode concluir que não existam diferenças entre os tratamentos. Ausência de evidência e evidência de ausência são coisas distintas, e a diferença entre elas está na LARGURA do intervalo, não apenas no fato de ele tocar a linha nula.
Gabarito da questão de abertura
Comentário

Risco nos expostos = 40/80 = 0,50; risco nos não expostos = 12/120 = 0,10; RR = 0,50/0,10 = 5,0 (correta). 2,5 e 4,2 resultam de erros aritméticos nos denominadores. 0,2 é o inverso do RR (razão dos não expostos pelos expostos). 3,3 aproxima a razão de chances, não o risco relativo, que é o correto para coorte.

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Recuperação

Responda as 10 — o gabarito e o comentário de cada uma abrem a cada questão ou só no fim, como você preferir.

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Plano de revisão

em 7 dias

Redesenhe de memória a tabela 2×2 com exposição nas linhas e desfecho nas colunas e escreva, sem consultar, as seis fórmulas: risco de cada grupo, risco relativo, odds ratio pelos produtos cruzados, diferença de risco, NNT e fração atribuível populacional pela equação de Levin. Depois refaça as duas contas-âncora do capítulo. Primeira: 80/20/20/80 dá risco relativo 4 e odds ratio 16, com incidência global de 50%. Segunda: 20/1.980/5/1.995 dá o mesmo risco relativo 4 e odds ratio 4,03, com incidência global de 0,625%. Se as duas saírem em menos de três minutos, o núcleo do tema está resolvido. Feche recitando os dois valores nulos: 1 para razões, 0 para diferenças.

em 30 dias

Pegue um artigo aberto de ensaio clínico ou de coorte, no SciELO ou no Jornal Brasileiro de Pneumologia, e faça três coisas. Primeira: identifique o desenho e diga, antes de ler os resultados, qual medida ele PODE relatar. Segunda: encontre no resumo a medida relativa que os autores destacaram e reconstrua a partir dos números do corpo do artigo a medida absoluta correspondente, com o horizonte de tempo — se for ensaio, calcule o NNT e arredonde para cima. Terceira: localize os intervalos de confiança e verifique, para cada medida, se o valor nulo correto (1 ou 0) está dentro ou fora. Se o artigo relatar odds ratio, olhe a incidência do desfecho: acima de 10%, tente a conversão RR = OR / [1 − RAC × (1 − OR)] usando o risco do grupo controle e veja o quanto o número se move.

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Agora atenda

Você sabe decidir com a tomografia na mão. A prova prática, e a vida, pedem outra coisa: chegar lá a partir de um paciente que ainda não tem exame nenhum.

Caso do acervo

Homem de 62 anos, hipertenso e diabético, retorna à unidade básica com o resultado dos exames e uma reportagem impressa no celular. A manchete diz que um novo medicamento 'reduz em 30% o risco de infarto'. Ele quer saber se deve trocar o que já toma por esse remédio, que não é fornecido pela farmácia da unidade e custa cerca de trezentos reais por mês. O estudo citado na reportagem acompanhou por cinco anos pacientes com risco basal de infarto bem mais alto que o dele. Conduza a consulta: explique a diferença entre o número que ele leu e o benefício que ele pode esperar, calcule com ele o que 30% significam em pessoas quando o risco de partida é baixo, e feche uma decisão compartilhada sem desqualificar a reportagem nem prometer o que os dados não sustentam. — você conduz anamnese, exame físico e conduta; o paciente responde em tempo real e o feedback vem no fim.

Medidas de associação e de impacto — Preparatório para provas | OsceLabs