CC BY
122
стр. 189 из 233
УДК 621.39 DOI: 10.12737/4864
РЕГИОНАЛЬНЫЙ ИНДЕКС ЗДОРОВЬЯ НАСЕЛЕНИЯ СТРАНЫ КАК ФАКТОР ПЛАНИРОВАНИЯ СИСТЕМЫ МЕДИЦИНСКОГО ОБСЛУЖИВАНИЯ
Левин Исраиль Александрович, кандидат медицинских наук, директор Международного медицинского центра «Алишех»"СРЕЕ" cpfe@012.net.il. Тель-Авив,
Израиль
Петрашенко Дмитрий Александрович, соискатель, byttech1@yandex.ru.
ФГБОУ ВПО «Российский государственный университет туризма и сервиса»,
Москва, Российская Федерация,
Пономарева Юлия Николаевна, доктор медицинских наук, руководитель отделения гинекологии, iuliyapon@mail.ru,
Медицинский Центр Банка России, Москва, Российская Федерация
В системе медицинского обслуживания населения страны и развитии здравоохранения необходимо учитывать распределение и планирование расходов на медицинские услуги. При выборе этих показателей учитывается индекс здоровья населения, как компонента интегрального индекса качества и уровня жизни, который измеряется через ожидаемую продолжительность жизни при рождении, причем на региональном уровне. При этом измерение уровня здоровья населения регионов не должно ограничиваться одним показателем, а объективно учитывать значительно большее их количество. В результате анализа в области исследования качества жизни населения, а также в области квалиметрии, сформулированы положения к построению индексов уровня жизни населения территориальных образований. Выделено два аспекта измерения уровня здоровья населения регионов - установление математического вида обобщенного индекса, а также обоснование приоритетов (весов) частных индексов. Исходя из теории измерений, функции желательности являются в этом отношении «идеальными» математическими конструктами, поскольку они измерены в наиболее информативной абсолютной шкале и могут принимать любые значения в открытом интервале от 0 до 1. Как следствие, соответствующие этим функциям частные территориальные индексы можно агрегировать в обобщенные индексы различного вида.
Для выявления возможных способов объединения частных индексов в обобщенные использована теория измерений, согласно которой в многокритериальных задачах
стр. 190 из 233
обобщенный критерий рекомендуется выбирать из семейства средних по Колмогорову, задаваемых монотонными функциями.
Ключевые слова: индекс, планирование, линейное нормирование, медицинского обслуживания, продолжительности жизни, регион, уровень здоровья, частные функции
В составляющих индекса развития человеческого потенциала (ИРЧП): материальное благополучие, здоровье и образование - важнейшую роль для российского населения играет уровень здоровья [3]. Это должно учитываться при планировании развития здравоохранения, управления его структурой и взаимодействием отдельных компонентов. На уровне страны индекс здоровья населения как компонента интегрального индекса качества и уровня жизни измеряется через ожидаемую продолжительность жизни при рождении [1], то на уровне регионов этот показатель качественно «не срабатывает». Здесь, помимо ожидаемой продолжительности жизни при рождении, необходимо учитывать показатели, отражающие воспроизводство населения -рождаемость, общую и младенческую смертность. Немаловажными являются также показатели заболеваемости, самым непосредственным образом определяющие трудовой потенциал региона. Система медицинского сервиса должна объективно отражать эти факторы, связывая их с численностью медицинского персонала и общих затрат по отдельным статьям.
Измерение уровня здоровья населения регионов
Состояние здравоохранения зависит не только и даже не столько от числа стационаров или мощности амбулаторных учреждений, сколько от их оснащенности современным оборудованием, а это, прежде всего, определяется объемами
финансирования. Всемирная организация здравоохранения (ВОЗ) рекомендует тратить на медицину не менее 5 ... 8% ВВП, а в России этот показатель не превышает 3%, что получает выход в финансировании всех субъектов РФ. На душу населения приходится финансирования в 40 раз меньше, чем в США, в 20 ... 30 раз меньше, чем в странах Западной Европы, в 10 раз - Чехии, втрое меньше, чем в государствах Балтии. В стране имеется высокий уровень заболеваемости - порядка 730-800 промилле, причем в период 2000-2009 гг. (если не рассматривать кризисный и посткризисный периоды) наблюдалась тенденция к росту данного показателя (рис. 1).
стр. 191 из 233
а
Год
Б
Регион
Рис. 1. Динамика заболеваемости в период 2000-2009 гг. в РФ и ЦФО (а) и дифференциация уровня заболеваемости по регионам Центрального федерального
округа (б). Источник: [8]
Анализ временных рядов заболеваемости (рис. 1а), показал, что среднегодовой темп прироста заболеваемости в целом по стране в период 2000-2009 гг. составлял 0,97%, хотя в Центральном федеральном округе этот показатель был меньше (0,50%). Уровень заболеваемости существенно, практически в 2 раза различался и по отдельным регионам, от 500 промилле в Воронежской области до 950 промилле в Ярославской области (рис. 1б). Это актуализирует разработку регионального индекса здоровья как одной из
важнейших составляющих интегрального показателя уровня жизни российского населения и фактора трудового потенциала, который бы учитывал различные стороны этого понятия.
Очевидно, что измерение уровня здоровья населения регионов должно учитывать значительно большее количество показателей, инициируя следующие задачи:
1) отбор показателей, претендующих на включение в региональный индекс здоровья;
2) выбор способа преобразования показателей в безразмерные частные индексы;
3) определение формы объединения частных индексов в обобщенный индекс;
4) расчет весов частных индексов.
В результате анализа литературных источников [3; 7; 8] в области исследования качества жизни населения, а также в области квалиметрии, сформулированы следующие положения к построению индексов уровня жизни населения территориальных образований:
стр. 192 из 233
• индекс должен быть безразмерной величиной, которая варьирует в открытом интервале от 0 до 1, асимптотически приближаясь к нулю в случае абсолютно неприемлемых значений образующих его показателей и к единице в случае очень хороших их значений;
• форма объединения частных индексов в обобщенный индекс должна
устанавливаться, исходя из степени их взаимосвязи: при сильной
корреляции частных индексов целесообразно использовать аддитивную форму объединения, при слабой их коррелированности -
мультипликативную;
• веса (приоритеты) частных индексов должны быть установлены либо экспертным путем, либо, что предпочтительнее, с учетом статистических характеристик реальных выборок региональных данных.
Отвергая естественное линейное нормирование на интервал изменения показателей, в качестве нормирующего преобразования предлагается использовать психофизическую шкалу Харрингтона [13]. Это ставит в соответствие значения формируемой на ее основе функции желательности лингвистической переменной с термами «очень плохо», «плохо», «удовлетворительно», «хорошо», «очень хорошо». В случае монотонности функции желательности, имеющей место для показателей качества жизни населения, шкала Харрингтона выглядит следующим образом (табл. 1).
Таблица 1
Числовые интервалы шкалы Харрингтона для монотонной функции желательности
Лингвистическая оценка (термы лингвистической переменной) Интервалы значений функции желательности d(x)
Очень плохо 0,00-0,20
Плохо 0,20-0,37
Удовлетворительно 0,37-0,63
Хорошо 0,63-0,80
Очень хорошо 0,80-1,00
При использовании шкалы Харрингтона для практических целей достаточно ограничиться тремя кластерами по лингвистическим термам «плохо»,
«удовлетворительно», «хорошо». Тогда оценке «удовлетворительно» соответствует зона 0,37-0,69 (табл. 1), «плохо» и «хорошо» характеризуются интервалами (0,00-0,37) и (0,69-1,00) соответственно.
Аналитически функция желательности Харрингтона [13] di = d (zi) = exp (-exp (-zi)), (1)
стр. 193 из 233
zi = (xi - xi0)/( xil - xi0). (2)
Здесь zi - кодированные значения i-го показателя, представляющие собой безразмерные величины; xi - значение i-го информативного показателя; хЮ и хП -границы области «удовлетворительно» в исходной шкале
di0 = d (zi (xi0)) = 0,368; dil = d (zi (хП)) = 0,692. (3)
Считая кодированное значение информативного показателя z=0 (нижняя граница области «удовлетворительно») функция желательности - 0,368. При z=1, (нижняя граница области «удовлетворительно»), d(z)=0,692. При построении функции желательности Харрингтона здесь надо установить границы исходных показателей хЮ и х11, внутри которых изучаемая характеристика может считаться удовлетворительной. В частности, нередко эти значения полагают равными хП=хшах и хЮ=хшт, то есть соответственно максимальному и минимальному значению показателя по массиву региональных данных.
Такой подход ведет к тому, что все рассматриваемые статистические объекты в выборке считаются «удовлетворительными», тогда как это не является верным. Наоборот, всегда имеются как «лидеры», так и «аутсайдеры». Если нижнюю границу зоны «удовлетворительно» положить равной значению параметра какой-то центральной тенденции (медианы или средней арифметической величины), тогда ее верхнюю зону можно «сдвинуть» в сторону значений показателя, отстоящих от параметра центральной тенденции. Это среднее арифметическое показателей при нормальном распределении и медиана в других случаях равна величине стандартного отклонения (СКО в случае нормального распределения и трети межквартильного размаха в других случаях). Согласно правилу «трех сигм», используемому в подобных ситуациях [5], 1/6 часть статистических объектов будет характеризоваться термом «удовлетворительно», половина - термом «плохо», 1/3 - термом «хорошо».
Функция желательности тогда сигмоидальной формы и отвечает условию (1). Это означает, что начальный участок в графической интерпретации функции в зоне желательности «плохо» имеет нарастающую кривизну. Тогда даже незначительные изменения показателя приводят к заметному увеличению желательности, в зоне «хорошо» функция, наоборот, характеризуется убывающей кривизной. Поэтому дальнейший рост данного показателя уже не вызывает столь заметного увеличения желательности. В зоне «удовлетворительно» функция желательности практически линейна, и именно в этой области наблюдается максимальный эффект от увеличения показателя.
Сигмоидальный характер зависимости желательности от величины показателя отвечает следующей логике: на начальном этапе (зона «плохо») важно стимулировать рост показателя даже со значительными затратами ресурсов разного рода. Когда значения
стр. 194 из 233
показателя уже устраивают (зона «удовлетворительно»), нет особого смысла в дальнейшем его росте до зоны «хорошо», резко увеличивая при этом затраты.
Используя такой подход и методику, можно обеспечить четкий типовой алгоритм построения региональных индексов. При этом преобразование исходных показателей с использованием психофизической шкалы Харрингтона позволяет производить экстраполировать результаты на расчеты частных индексов для территорий, ранее не включенных в обучающую выборку.
Следующие два важных аспекта измерения уровня здоровья населения регионов - установление математического вида обобщенного индекса и обоснование приоритетов (весов) частных индексов. Исходя из теории измерений, функции желательности являются в этом отношении «идеальными» математическими конструктами, поскольку они измерены в наиболее информативной абсолютной шкале и могут принимать любые значения в открытом интервале от 0 до 1. Как следствие, соответствующие этим функциям частные территориальные индексы можно агрегировать в обобщенные индексы различного вида.
Для выявления возможных способов объединения частных индексов в обобщенные обратимся к теории измерений: в многокритериальных задачах обобщенный критерий рекомендуется выбирать из семейства средних по Колмогорову, задаваемых монотонными функциями у согласно соотношению
Fvn (*1, Х2,..хп) = у -1(1/n)E у ( Xi), (4)
где у-1 - функция, обратная у; х, - значение /-го показателя; n - объем выборки.
Выбор этих функций, как правило, осуществляется с привлечением суждений экспертов о связи обобщенного критерия с величинами частных функций желательности. Так, логично предположить, что совершенно неудовлетворительная ситуация по одному критерию (d;«0) влечет за собой неудовлетворительную оценку ситуации в целом (D«0). В математической форме это суждение находит свое отражение с помощью функций вида
у1 = In d, (5)
У2 = -In (-In d). (6)
Соответствующие обобщенные критерии равны среднему геометрическому
D1 = Dg = exp (E1/n* In di) = (d1 d2 ... dn)1/n (7)
и среднему логарифмическому
D1 = Dl = exp [-(-In d1) (-In d2)... (-In dn)1/n] . (8)
стр. 195 из 233
Если частные критерии неравноценны, то их весовые коэффициенты различны между собой, и обобщенные критерии имеют следующий вид:
Di = Dg = exp (Z1/n* In di) = df1 dia... dnan, (9)
Di = Dl = exp [-(-In di)a1 (-In dj)*1... (-In d,,)™], (10)
при условии
а1 + aj + ... + a, = 1. (11)
Сравнение критериев DG и DL показывает, что обобщенный критерий DG дает более жесткую оценку, чем DL: DG < DL во всей области определения частных функций желательности.
Исходя из теории статистики, свертка частных критериев по формуле (9), то есть мультипликативная форма обобщенного критерия отвечает случаю отсутствия статистически значимой коррелированности частных критериев. Но это не всегда имеет место. Более того, практически во всех известных методиках расчета рейтинга неявно предполагается коррелированность частных критериев. Это выражается в аддитивной форме обобщенного критерия. Если частные критерии - функции желательности, то их аддитивная свертка производится по формуле
Daдд = (d1 + dj + ... + dn) / n, (12)
в случае равенства весов частных критериев (то есть по формуле среднего арифметического) и
Da^ a1d1 + a2d2 + ••• +andn (13)
в случае неравенства весов частных критериев a1, a2, ... , an.
Выбор конкретного вида свертки можно проводить по результатам факторного анализа частных функций желательности по методу главных компонент, суть которого состоит в выделении из множества главных компонент некоррелирующих между собой главных факторов, каждый из которых может коррелировать с одной или несколькими функциями желательности (соответственно, с одним или несколькими показателями [12]. Некоррелирующие частные функции желательности следует включать в обобщенный индекс в мультипликативной форме, коррелирующие - в аддитивной форме.
При выборе вида свертки частных функций желательности в обобщенный критерий, важной задачей является назначение весовых коэффициентов. Один из эффективных методов экспертного оценивания весов - метод аналитических иерархий, логические и алгоритмические основы которого рассмотрены в работах [4; 9]. Однако можно использовать и другой способ назначения весов - по результатам факторного анализа частных функций желательности, установив веса пропорциональными долям общей дисперсии, объясняемой соответствующими главными факторами.
стр. 196 из 233
Последующие исследования показали [11], что изложенные в статье методологические подходы к построению индикатора здоровья населения на региональном уровне позволяет избавиться от ряда недостатков существующих методик, использующих традиционные подходы (естественное нормирование при расчете индексов исходных показателей, допущение их равной значимости или априорное назначение весов), выявить болевые точки, производить расчет индикативных значений исходных показателей.
Литература
1. Айвазян С. А. Интегральные индикаторы качества жизни населения: их построение и использование в социально-экономическом управлении и межрегиональных сопоставлениях. М.: ЦЭМИ РАН, 2000.
2. Гомов Е.Е., Казанцев А.П., Пономарева Ю.Н., Сенин А. А. Телемедицинская система амбулаторного сопровождения беременности. Троицк, 2012.
3. Левин Д.И., Петрашенко Д.А., Пономарева Ю.Н. Инвестирование здравоохранения // Инновационная экономика: информация, аналитика, прогнозы. 2011. № 5 (6).
4. Многомерный статистический анализ в экономике: Учеб. пособие для вузов / Л.А. Сошникова, В.Н. Тамашевич, Г. Уебе, М. Шефер. М.: ЮНИТИ-ДАНА, 1999.
5. Оптимизация качества. Сложные продукты и процессы / Э.В. Калинина, А.Г. Лапига,
В.В. Поляков и др. М.: Химия, 1989.
6. Пономарева Ю. Н., Гогсадзе И. Г., Гогсадзе Л. Г., Левин И. А. Условия и факторы
инновационного развития здравоохранения // Науковедение. Интернет-журнал. 2013. № 2 (15). http://naukovedenie.ru/PDF/11evn213.pdf (дата обращения: 12.06.2014). Идент. номер статьи в журнале: 11ЭВН213.
7. Потапов А.С., Петрашенко А.Д. Принципы и методические основы построения индекса развития человеческого потенциала на региональном уровне // Вестник НИИ развития профессионального образования. Серия «Экономика и управление». 2010. № 2 (6). С. 23—
36.
8. Регионы России. Социально-экономические показатели. 2010. Стат. сб. М.: Госкомстат России, 2010.
9. Саати Т. Принятие решений. Метод анализа иерархий. М.: Радио и связь, 1993.
10. Список стран по ИРЧП. http://ru.wikipedia.org/wiki. (дата обращения: 12.06.2014).
11. Теория и практика принятия решений в экономике и управлении экспертными методами / Иванов В.А., Шуметов В.Г., Милых Ф.Г. и др. М.: МГУДТ, 2003.
стр. 197 из 233
12. Эверитт Б.С. Большой словарь по статистике / Науч. ред. перевода И.И. Елисеева. 3-е издание. М.: Проспект, 2010.
13. Harrington E.C. The Desirable Function // Industrial Quality Control. 1965. V.21. № 10.
REGIONAL POPULATION HEALTH INDEX AS A MAJOR FACTOR IN PLANNING
THE HEALTH CARE SYSTEM
Levin Israil’ Aleksandrovich, Candidate of Medical Sciences, Director of the International Medical Center "Alisheh» "CPFE" cpfe@012.net.il, Tel Aviv, Israel
Petrashenko Dmitrii Aleksandrovich, external candidate, byttech1@yandex.ru,
Russian State University of Tourism and Service, Moscow, Russian Federation
Ponomareva Iuliia Nikolaevna, Doctor of Medical Sciences, Head of Gynecology Department, Medical Center of the Bank of Russia, Moscow, Russian Federation, iulivapon@mail.ru
The health care system of the country and the development of Health must take into account the distribution and planning costs for medical services. The selection of these indicators takes into account the health index as part of the integral index of quality and standard of living, as measured by life expectancy at birth, and at the regional level. At this level of measurement of health, regions should not be limited to one exponent and objectively consider more of them.
Keywords: index, planning, linear rationing of health services, life expectancy, region, level of health, private functions
References
1. Aivazyan, S.A. Integral’nye indicatory kachestva zhizni naseleniia: ikh postroenie i ispol’zovanie v sotsial’no-ekonomicheskom upravlenii i mezhregional’nykh sopostavleniiakh [Integral indicators of the quality of life: their construction and use in socio-economic governance and inter-regional comparisons]. Moscow: TsEMI RAN Publ., 2000.
2. Gomov, E.E., Kazantsev, A.P., Ponomareva N, and Senin, A.A..Telemeditsinskaia sistema ambulatornogo soprovozhdeniia beremenosti [Telemedicine system of outpatient maintenance of pregnancy]. Troitsk, 2012.
3. Levin, D.I, Petrashenko, D.A., and Ponomarev Yu.N. Investirovanie zdravookhraneniia [Investing into Healthcare]. Innovatsionnaia ekonomika: informatsiia, analitika, prognozy [Innovation Economy: information, analysis and forecasts]. Number 5-6 (6) 2011
стр. 198 из 233
4. Soshnikova, L.A., Tamashevich, V.N., Uebe, G., and Schaefer, M. Mnogomernyi statisticheskii analiz v ekonomike [Multivariate Statistical Analysis in Economics]. Moscow: UNITY -DANA Publ., 1999.
5. Kalinin, E.V., Lapiga, A.G., Poliakov, V.V., and others. Optimizatsiia kachestva. Slozhnye produkty i protsessy [Quality optimization. Sophisticated products and processes]. Moscow: Khimiya Publ., 1989.
6. Potapov , A.S. Printsipyi metodicheskie osnovy postroeniia indeksa razvitiia chelovecheskogo potentsiala na regional’nom urovne [Principles and methodological foundations for construction of the index of human development at the regional level]. Vestnik NII razvitiia professional’nogo obrazovaniia. Seriia “Ekonomika i upravlenie” [Bulletin of the Research Institute for Development of Vocational Training. Economics and Management], Issue 2 ( 6). Moscow: NIIRP Publ., 2010 . p.23 -36
7. Ponomareva, Iu.N., Gogsadze, I.G., Gogsadze, L.G., and Levin, I.A. Usloviia i factory innovatsionnogo razvitiia zdravookhraneniia [Innovative development in the healthcare sector: conditions and factors]. Naukovedenie [Science of Science]. 2013. № 2 (15). http://naukovedenie.ru/PDF/11evn213.pdf (Accessed on 12.06.2014).
8. Regiony Rossii. Sotsial’no-ekonomicheskie pokazateli [Regions of Russia. Socio-economic indicators]. 2010. Moscow: Goskomstat of Russia Publ., 2010 .
9. Saaty, T. Priniatie reshenii. Metod analiza ierarkhii [Decision-making. Analytic hierarchy process]. Moscow: Radio i sviaz’ Publ., 1993.
10. List of countries by HDI / / Electronic resource . Mode of access : http://ru.wikipedia.org/wiki.
11. Ivanov, V.A., Shumetov, V.G., Milykh, F.G., and others. Teoriia i praktika priniatiia reshenii v ekonomike i upravlenii ekspertnymi metodami [Theory and practice of decision-making in economics and management by expert methods]. Moscow: MSUDT Publ., 2003 .
12. Everitt, B.S. Large dictionary of statistics. (3rd edition) . Moscow: Prospect Publ., 2010 .
13. Harrington E.C. The Desirable Function / / Industrial Quality Control. 1965 . V.21. Number.
