Інформаційно-статистична модель аналізу стану здоров'я населення Текст научной статьи по специальности «Науки о здоровье»



INFORMATIONAL STATISTICAL MODEL ESTIMATION AND ANALYSIS

OF PUBLIC HEALTH

Serdyuk A.M., Kartashova S.S., Timchenko O.I.

1НФОРМАЦ1ЙНО-СТАТИСТИЧНА МОДЕЛЬ АНАЛ1ЗУ СТАНУ ЗДОРОВ'Я НАСЕЛЕННЯ

СЕРДЮК А.М., КАРТАШОВА С.С., ТИМЧЕНКО О.1.

ДУ "1нститут гiгieни та медичноТ екологп iM. О.М. Марзеева НАМН УкраТни", м. КиТв

УДК 004.451.642

доров я населення розгляда-еться не лише як результат со-цiально-економiчного розвитку краТни, а й як суттевий внесок у такий розвиток [1, 2]. Нагальн потреби життя (необхщнють приймати ефективнi упра-влЫсью рiшення щодо розвитку потен^алу здоров'я населення та оцЫювати ефективнiсть за-ходiв, спрямованих на його змщнення) викликали швидкий розвиток методологiТ оцшки стану здоров'я великих за роз-мiрами угруповань населення [3, 4]. Але едина думка з приводу мещд^в визначення стану здоров'я населення до цього часу вщсутня: не забезпечуеть-ся достатня системнють пщхо-

дiв, недостатньо враховуються медико-демографiчнi показни-ки тощо. Ниш Ыформа^я про стан здоров'я населення пода-еться у виглядi статистичних та-блиць та публ^еться у щорiч-никах МОЗ УкраТни та Держком-стату УкраТни. Навiть в анал™ч-них довiдках подаються лише точковi оцiнки (якi мають нульо-вий рiвень вiрогiдностi), не за-стосовуються показники потен-цiйноТ демографп, не викори-стовуеться ризиковий аналiз тощо [5]. Тим самим знижуеть-ся можливiсть достовiрного виявлення наявних резервiв у полiпшеннi здоров'я населення i визначення диференцiйованих пiдходiв у державному упра-

ИНФОРМАЦИОННО-СТАТИСТИЧЕСКАЯ МОДЕЛЬ ОЦЕНКИ И АНАЛИЗА ЗДОРОВЬЯ НАСЕЛЕНИЯ

Сердюк А.М., Карташова С.С., Тимченко Е.И.

Для оценки состояния здоровья населения предложена усовершенствованная методология, базирующаяся на теоретико-вероятностном обосновании применения статистических моделей (биномиальной, полиномиальной, пуассоновской, мартингальной), адекватных имеющимся данным. Такой подход позволил построить не только точечные оценки индикаторных состояний (надежность которых равна нулю), но и интервальные оценки последних согласно избранному уровню надежности. Предложенные статистические критерии дают возможность проводить корректные пространственно-временные сопоставления (сравнения) и, как следствие, ранжировать области (территории) страны по избранным для наблюдения индикаторным состояниям. При этом в качестве индикаторов рекомендована система абсолютных и относительных показателей (интенсивных, стандартизованных), показателей структуры. В качестве абсолютных показателей рассматривались численность наличного и постоянного населения, распределенные по типу поселения и основным возрастным группам; абсолютное число причинно-специфических смертей, распределенных по возрасту, включая фетальные и неонатальные; абсолютное число родов,

самопроизвольных абортов и абортов по медицинским показаниям, распределенных по возрасту женщин. Относительные и структурные показатели рассчитывались по этим абсолютным данным отдельно за избранный временной период, по указанной территории и, при необходимости, стратифицировано по полу и типу поселения. Они суть: интенсивные и стандартизованные прямым, косвенным и кумулятивным методом показатели причинно-специфической смертности, рождаемости, самопроизвольных абортов, абортов по медицинским показаниям, поздней фетальной и ранней неонатальной смерти, смертности детей первого года жизни; стандартизованные показатели структуры смертности и неудовлетворительных исходов беременности. Как интегральные показатели предлагаются средняя ожидаемая продолжительность жизни для лиц, достигших указанного возраста; утраченные годы потенциальной жизни, распределенные по причинам смерти показатели фетоинфантильных и репродуктивных потерь. Использование предлагаемой информационно-статистической модели для оценки состояния здоровья населения позволит проводить текущее и проблемно-целевое информирование управленческих кадров. Модель обеспечивает аналитическую поддержку и экспертизу процессов прогнозирования и перспективного планирования при принятии управленческих решений.

© СердюкА.М., Карташова С.С., Тимченко О.1.

СТАТТЯ, 2012.

№ 3 2012 Environment & Health 30

вл1нн1, плануванн! та прогнозу-ванн1 тенденц1й щодо подаль-шого розвитку сусп1льства.

Вищевказане св1дчить про необхщнють удосконалення ic-нуючих методiв оцiнки здо-ров'я населення, що i стало предметом представленого дослщження.

Матерiали та методи. В яко-cтi джерел первинно'| Ыформаци викориcтанi cтатиcтичнi довд ники "Населення УкраТни", данi статистичних щорiчникiв Держ-комстату, матерiали вiдомчоí звiтноcтi МОЗ за окремими формами (ф. 21 — "Звп" про ме-дичну допомогу вагiтним, родТп-лям i породТплям. Контингенти вагiтних, якi проживають у райо-нi обслуговування закладу"; ф. 13 — "Зв^ про аборти"; ф. А-1 — "Загальнi пщсумки природного руху населення"; ф. Д-5 — "Вiдомоcтi про число мертвона-роджених та померлих дтей у вiцi (0-6) дiб за статтю i причинами смертГ; ф. С-8 — "Розподiл померлих за статтю, вковими групами i причинами смертГ. При виконаннi роботи застосо-ванi методи системного анатзу, теорií ймовiрноcтей та матема-тичнот статистики (граничнi тео-реми, статистичн критерп), тео-рií випадкових процеав (мар-тингальний пiдхiд). Використано загальну теорю статистики (об-числення статистичних показ-никiв та варiацiй ознак), медико-демографiчнi (визначення Ыди-каторiв здоров'я) та епщемюло-гiчнi методи дослщження (ко-гортний та "випадок-контроль").

Результати та Тх обгово-рення. Для вимiру рiвня сома-тичного та репродуктивного здоров'я населення запропо-новано систему абсолютних та вщносних (зокрема iнтенcив-них та стандартизованих) по-казникiв структури. В якост абсолютних показникiв викори-стовуються чиcельнicть наяв-ного та постмного населення за основними вковими група-ми; абсолютне число причино-cпецифiчних смертей, розподи лених за вком, включно з фе-тальними та неонатальними; абсолютне число полопв, са-мовiльних абортiв та абор^в за медичними показаннями, роз-подiленi за вiком жiнок.

Вщносы та cтруктурнi показ-ники розраховуються за цими абсолютними даними окремо за обраний часовий перюд, вказаною територiю та (за потреби) за статтю i типом посе-

31 Environment & Health № 3 2012

МЕТОДИ ДОСЛ1ДЖЕННЯ =

лення: 1нтенсивн1 та стандартизован! прямим, непрямим та кумулятивним методом по-казники причино-специф1чноТ смертност1, народжуваност1, самов1льних викидн1в, аборт1в за медичними показаннями, шзньоТ фетальноТ та ранньоТ неонатальноТ смерт1, смерт-ност1 д1тей першого року жит-тя; стандартизован! показники структури смертност! та неза-дов!льних виход!в ваг!тност!.

Як ¡нтегральн! показники стану здоров'я пропонуються показники середньоТ тривалост1 оч1куваного життя (СОТЖ) для ос1б, як досягли зазначеного в1ку; втрачен1 роки потенцмно-го життя (ВРПЖ) за причинами смерт1; фето1нфантильних та репродуктивних втрат.

За в1д1браними показниками у формат! MS/OFFICE/ACCESS створено бази даних (БД) SO-МАТ1К та REPRODACTЮN. Вони мютять первинну ¡нформац!ю щодо в!д!браних для оцшки ¡н-дикаторних стан1в. Сформован! БД залучено до розробленоТ ¡н-формац!йно-статистичноТ мо-дел! (1СМ) комплексно! оцЫки та анал!зу стану здоров'я населення (рис. 1-3).

Запропонована багатор1вне-ва модель передбачае роботу за двома типами спостережень: виб!ркове (у загальному випад-ку цензуроване) та суцльне.

Виб!рковий тип спостережень призначений для вивчення стану окремих контингент населення, об'еднаних за дослщжу-ваною ознакою. Вх!дна ¡нфор-мац!я формуеться у реестр да-них спостережень стану окре-мих 1ндив1дуум1в (респондент, пац1ент1в). Реестр може викори-стовуватися в якост1 додатково-го у спец1альних етдемюлопч-них досл1дженнях за потреби перев1рити, уточнити результати за даними сущпьних спостережень чи виявити специф1чн1 чинники ризику для здоров'я населення певноТ територ1Т.

У раз1 суц1льного типу спостережень первинна шформац1я вщбираеться з даних держав-ноТ статистичноТ зв1тност1 (ф. А-1, С-8) та статистичноТ зв1тност1 МОЗ УкраТни (ф. 13 та 21).

Залежно в1д типу спостережень для оц1нки стану здо-ров'я населення запропоновано вдосконалену методологю, що базуеться на теоретико-ймов1р-нюному обфунтуваны застосу-вання статистичних моделей (б1ном1альноТ, пол1ном1альноТ, пуассон1вськоТ, мартингальноТ), адекватних юнуючим даним. Останне дозволило будувати не лише точков1 оц1нки Ыдикатор-них стан1в (над1йн1сть яких до-р1внюе нулю), але й Ытервальы оц1нки останн1х в1дпов1дно до обраного р1вня над1йност1. Б1льш того, розроблен методи дозволяють також проводити науково-коректн1 просторово-часов1 сп1вставлення стану здоров'я населення I, як наслщок, ранжувати територи держави за в1д1браними для спостереження Ыдикаторними станами.

Вдосконалена методолог1я базуеться на наступних поло-женнях I реал1зована сукупш-стю обраних метод1в [6, 7].

Одним з двох основних про-цес1в в1дтворення населення разом з народжуванютю е смертнють. Анал1з показник1в смертност1 пояснюе основы змши, що в1дбуваються у чи-сельност1 населення та його структур!. 1нтенсивн1 показники загальноТ смертност1 дають лише найперше уявлення щодо змш р1вня смертност1. Здаеть-ся, що обмежуватися лише ними було б нев1рно, оск1льки н тенсивн1 показники загальноТ смертност1 е досить грубими I приблизними шдикаторами ТТ р1вня. На Тхню величину сутте-во впливае статево-в1кова структура населення, тому ко-ристуватися такими показни-ками слщ досить обережно, прагнучи усунути або, при-

INFORMATIONAL STATISTICAL MODEL ESTIMATION AND ANALYSIS OF PUBLIC HEALTH SerdyukA.M., Kartashova S.S., Timchenko O.I.

To assess the health status the improved methodology is suggested, based on the theoretical foundation of statistical and probabilistic models (binomial, polynomial, Poisson, martingale), which are adequate to existing data. The last allowed to build not only a point estimations of indicator states (the reliability of which is zero), but their interval estimation according to the level of reliability. The methods can also carry out space-time mapping of the population's health and to rank territories by the selected monitored indicator states. The system of absolute and relative indicators, including intensive and standardized indicators, indicators of structure is introduced. The following indicators are used as absolute: the number of present and resident population for major age groups, the absolute number of cause-specific deaths distributed by age, including fetal and neonatal, the absolute number of births, spontaneous abortions and abortions due

to medical reasons, distributed by women's age. Relative and structural parameters are calculated from absolute data separately for the selected time period, specified area and, if necessary, by gender and type of location, they are: intensive and standardized direct, indirect and cumulative rates by cause-specific mortality, fertility, spontaneous abortions, abortion due to medical reasons, the late fetal and early neonatal death, mortality in the first year of life, standardized mortality rates structure and odd outcomes of pregnancy. The following indicators are proposed as integral ones: average life expectancy for people who have reached certain age, potential lost years of life by causes of death, rates fetoinfantile and reproductive losses. The use of the proposed information and statistical models to assess the health status allows the current and problem-targeted informing the management. The model provides analytical support and expertise of the forecasting processes and strategic planning when making management decisions.

Рисунок 1

1нформацшно-статистична модель оцшки та аналiзу стану здоров'я населення в епщемюлопчних дослщженнях та пщ час прийняття управлшських ршень. Структура

Стан здоров'я населення

Типи

спостереження

Piß^ здоров'я

Вибiрковий

Е

Суцтьний

1ндивщуальне

Когортне (групове)

I

Регюнальне (територiальне)

I

Популяцмне

И ЕФ

Збiр, систематизащя та структурування первинноТ Ыформацп

Методолопя та основы методи оцЫки стану здоров'я

Аналiз результат епщемюлопчних дослщжень

1нформацшно-анал^ичне забезпечення процеав управлшня

наимн1, максимально зменши-ти вплив демограф1чноТ струк-тури. Вплив статево-вковоТ структури усуваеться насампе-ред використанням спец1аль-них коефщ1ент1в смертности тобто коефщ1ент1в смертност1 для р1зних груп чи контингент населення: для чолов1к1в i ж1-нок, для мiста i села, для рiзних шлюбних сташв тощо.

Одним з основних способiв усунення впливу структурних факторiв е стандартиза^я де-мографiчних коефiцiентiв. За-стосування стандартизацп за-сноване на Ыдексному методi, тобто на представлены (поданы) загальних коефМенлв через ствмножники, що вира-жають, з одного боку, Ытенсив-нiсть демографiчного процесу,

лятивнии — для подальшого прогнозу.

Стандартизовании за прямим методом показник смерт-ностi SPM обчислюеться за формулою:

SPM = (¿^/(¿v^

i=i

i=i

а з шшого, — чисельнiсть або частку вщповщного контингенту (вiковоТ групи) у населены загалом.

У разi швелювання впливу чинникiв некерованоТ природи (стать та/чи вк) пропонуеться використовувати прямий, опо-середкованиИ та кумулятив-ний методи стандартизацп. Вибiр методу залежить вщ мети дослiдження. Прямий метод використовуеться тд час те-риторiально-часових стати-стичних порiвнянь, опосеред-кований — у разi оцшки додат-кових летальних випадкiв патологи, що вивчаеться, куму-

де n — загальна кiлькiсть вко-вих груп, за якими розподТпено населення, що розглядаеться, vi — чисельнють i-T вiковоТ групи стандартно! популяцп, а г-| — показник смертност i-T вко-воТ групи дослiджуваноT популяцп. Цей показник можна ш-терпретувати як рiвень смерт-ностi стандартного населення за умови, що воно вимирае як населення, що спостеркаеть-ся. У випадку застосування прямого методу стандартиза-цп у розрахунках, як викону-ються щодо населення УкраТ-ни, рекомендуеться в якост стандарту розглядати евро-пейську стандартну популяцю.

Дисперсiю стандартизовано-го прямим методом показника SPM можна отримати завдяки iнварiантностi бiномiального розподiлу чи розподшу Пуассона вiдносно операцп дода-вання, застосувавши вщповщ-ну властивють дисперсiИ: дис-персiя суми незалежних випад-кових величин дорiвнюе сумi Tхнiх дисперсiИ.

Вiковi показники — незалежш випадковi величини, тому

var(SPM) = ¿var(r, *v ' =¿(v i)2 *var(r) =£(v)2 *var(r)/( ¿v,:

i=i i=i =i =i

-Q-

Залежно вiд величини показ-ника вково! CMepTHOCTi вико-ристовуеться один з двох спо-co6iB обчислення стандартно! похибки показника SPM через його дисперсiю:

Якщо цей iнтервал, обчисле-ний за формулою, включае 1,0, то пщстави вважати, що стан-дартизованi показники SPMI та SPMII статистично в!др!зняють-ся на рiвнi а, вщсутнк

естровaнi (Н — кiлькiсть спостережень), та оч!куваним числом випадюв смертi (Е) в обстеженiй груп! населення за спонтанним рiвнем смертности як стандартом. Стандартизований за вком

s.e. (BSPM) var(SPM) =

£[ rv2(10* - r)/n]/ £v = JXfo (v ')2(10

i=1 i=1 \ i=1

— за бiномiaльною моделлю, або за пуассошвською моделлю для "рщюсних" подiй:

Визначення динaмiки частоти (чaсовi ряди) загально! чи при-чино-специфiчноí смертностi

;.e.( PSPM) = у/ var(SPM) = =.

ri п

X[rv2104)/ц ]/£ v =

i=i

i= i

n

£[r(V)2io4 / ц]

i=1

Асимптотична поведiнкa стандартизованого показника, згiдно з центральною граничною теоремою, пщкоряеться нормальному розподту. Вико-ристовуючи цей факт, можна побудувати штервальы оцшки стандартизованого показника смертностi для рiвня значущо-стi а: (100(1-а)% за довiрчого iнтервaлу (Д1): SPML = SPM -Za/2 • s.e.(SPM) — нижня, SPMy = SPM + Za/2 • s.e.(SPM) — верх-ня межа SPM, де Za/2 — квантиль стандартного нормального розподту рiвня а/2. Зокре-ма, для 95% Д1 з а = 0,05, Z„/2 = 1,96, а для 99% Д1 з а = 0,01 —

Z

а/2 '

' 2,58.

Р1зниця м1ж стандартними похибками за р1зними стати-стичними моделями, яка до-слщжувалася на даних щодо смертност1 вщ новоутворень для населення УкраТни, стандарты похибки (на 105 нас.) за б1ном1альною моделлю та ТТ пуассошвською апроксимац1ею з точнютю до сотих сп1впадають.

Проводити пор1вняльний про-сторово-часовий анал1з терито-рм або контингент1в доц1льно через статистику сп1вв1дношен-ня стандартизованих за прямим методом показниюв смертност1, а саме: SRM = SPMI/SPMII, тому що вона пюля логарифм1чного перетворення асимптотично мае нормальний розподт. Останне дозволяе будувати ¡н-тервальн1 оц1нки необх1дного р1вня значущост1 а для введеноТ статистики: (100(1-а)% Д1 для

SRM становлять: SRML = SRM1 ± ^а/2/Х), де

X =

SPM1 - SPM2

■sJs.e.(SPM1)2 + s.e.(SPM2

серед населення, що спостер|-гаеться, найчаст1ше проводиться з застосуванням мето-д1в л1н1йного регрес1йного ана-л1зу. Зокрема, для модел1 пар-ноТ л1н1йноТ регрес1Т рекоменду-еться вщокремити невипадко-вий тренд в1д випадкових коли-вань показника I тим самим оц1-нити величину та напрям змш середньор1чних темп1в.

Метод опосередкованоТ стан-дартизац1Т дозволяе представи-ти стандартизований за непрямим методом показник смерт-ност1 як сп1вв1дношення м1ж числом випадюв смерт1, що заре-

Рисунок2

lнформацiйно-статистична модель оцшки та комплексного

аналiзу стану здоров'я населення в епiдемiологiчних дослiдженнях та пщ час прийняття управлiнських ршень.

Кроки 1-2

опосередкованим методом по-казник смертностi (SIM), iнaкше стандартизований вiдносний ризик (стандар-тизоване стввщ-ношення) е SIM = Н/Е. За невисо-ких рiвнiв патологи, яка вивчаеться, значення SIM рекомендуеться подавати у вд сотках: SIM% = SIM400. Дис-персiя стандартного стввщно-шення SIM обчислюеться за формулою:

var(SIM) = H / E2, стандартна похибка становить s.e.(SIM) =yj var(SIM),

а (100(1-а)% Д1 для SIM: SIML = SIM ± Ztt/2 • s.e.(SIM).

Пщ час дослщжень клaсiв "рiдкiсних" хвороб або окремих нозолопй для обчислення

Типи спостереження

Виб1рковий

Суц1льний

Ш

36ip,

систематизацiя та структурування первинноГ шформацм

Бази даних показник!в-1ндикатор1в соматичного та репродуктивного здоров'я населення

Ш

Методолопя та основнi методи оцiнки стану здоров'я

Оц1нка обсягу м1н1мально достатн1х досл1джень (об'ем виб1рки)

!нтервальн1 оц1нки функц!! виживаност1 випадково цензурованих

даних спостережень !ндивщуум!в (пац1ент1в, як1 об'еднан1 за певними ознаками у когорту)

!нтервальн1 стандартизован! та !нтенсивн! оц!нки !нтегральних показник!в-!ндикатор!в здоров'я: кумулятивн!, атрибутивн! та ексцес-ризики за класами причин смерт! чи окремими нозолопчними формами, фето!нфантильн! та репродуктивн! втрати

!нтервальн! оц!нки комплексних показник!в-!ндикатор!в здоров'я: середня оч!кувана тривал!сть життя, втрачен! роки потенц!йного життя за класами причин

смерт! чи окремими нозолопчними формами

33 Environment & Health № 3 2012

3 Довктля та здоров'я № 3-2012

(100(1-a)% довiрчих iнтервалiв оцiнок стандартизованого вд носного ризику SIM спочатку обчислюеться OL — нижня та OU — верхня межi дiйсного числа випадкiв смерт серед населен-ня, що спостеркаеться, а саме:

0.5)]2,

O

L

OU

[yfobS - (Za/2

[VObS + (Za

-a/2 0.5)]2 ■

Зазначений алгоритм побу-дови iнтервальних оцiнок для "низьких" рiвнiв смертностi ре-комендуеться застосовувати пiд час аналiзу онкологiчноí смертностi серед населення за нозолопями, стратифковани-ми за статтю.

Дослiдження структурних осо-бливостей та змш величини смертностi за певними класами причин смертi чи окремими но-зологiчними формами рекомен-дуеться проводити за допомо-гою пропорцiйних методiв■ Останнi передбачають порiвнян-ня структур причин смерт за ос-новними класами причин смерт або за окремими нозолопчними формами у межах певного класу у разi можливого невiдомого вн кового складу населення.

У випадку побудови ппотетич-них прогнозiв рекомендуеться розглядати накопичен за певнi часовi iнтервали кумулятивнi ха-

рактеристики: штенсивы куму-лятивнi показники та кумулятив-ний ризик для оцiнки та прогнозу стану здоров'я населення. Куму-лятивн показники визначають-ся, як правило, для певного класу причин чи для окремо'( нозо-лопчно'|' форми у припущеннi, що випадки смертi через конку-руючi причини виключенi■ Куму-лятивний показник смертност R(T) можна оцiнити статистикою KIP, що подаеться у виглядi суми: m де m — чи-KIP = KIP(T)= 2r,t,, сло залуче-них вiкових груп, r — Ытенсивний показник смертностi для i-i вково'| групи, а t — довжина i-i вково'( групи, зо-крема t1=1, t>1=5. Кумулятивний ризик (KRS) визначаеться як ймовiрнiсть смертi для навмання обраного Ыдивщуума через усi причини смертi чи певний клас причини, окремоí нозолопчно'| форми за визначений промiжок часу [0, T], тобто KRS=KRS(T)=1-exp{-KIP(T)}. Точнiсть кумулятив-них статистик визначаеться стандартною похибкою s.e.(KIP (T), що за бiномiальною стати-стичною моделлю е

var(KIP(T)) = var(KIPP) = ]Гг,Г,2/n, ,

(100(1-a)% Д1: KIP±Za/2-s.e. (KIP), KRSL=1-exp{-(KIP±Za/2-s.e.(KIP)}, де r — iнтенсивний показник смертностi для i-i вково'( групи, а tj — довжина i-i вково'| групи, n — чисельнiсть населення i-i вко-воí групи, m — шькгсть залуче-них вiкових груп, граничний вк яких не перевищуе T

Для економки держави зага-лом, зокрема для системи охо-рони здоров'я, нашнформа-тивнiшими е таю показники, як втрачеш роки потенцшного життя, втрати трудового потен-щалу, показник глобального тя-гаря хвороб (у DALY), що вими рюються у людино-роках.

Точкова оцiнка показника втрачених роюв потенцiйного життя (ВРПЖ) на 103 вiдповiдно-го населення розраховуеться як спiввiдношення величини ВРПЖ i чисельностi населення, що роз-глядаеться: Рврпж %о =

N N x + x N

= врпж/Xn,*103 = ;2^^(70 - —Ц/Хп,*103

Стандартна похибка s■e■(Pврпж) оцiнки показника ВРПЖ е

а за пуассонiвською апрокси-мацiею —

Рисунок 3

1нформацшно-статистична модель оцiнки та комплексного

аналiзу стану здоров'я населення в епщемюлопчних дослiдженнях та пiд час прийняття управлшських рiшень.

Кроки 3-4

vav(h, )*(70 - xi±XjiL)2/(In )2

Типи спостереження

Вибiрко;ий

Суцтьний

ГЦ! Анал1з

I-1 результалв

епщемюлопч-них досл1джень

Анатз ефекти;ностi застосованого методу лiку;ання

| |v| !нформацшно-

анал1тичне забезпечення

Аналiз втрат соматичного та репродуктивного здоров'я за видами поселень та типом населення, за часом спостереження (календарними роками), окремими статево-шковими групами, причинами смерт (класи, окремi нозолопчы форми) чи репродуктивних втрат для визначення прiоритетних напрямi; |'х зниження та впливу на про;iднi форми патологш у

регiонi (областi). Аналiз результатi; просторово-територiальних статистичних портнянь та спi;ста;лень рi;нi; показникi;-iндикаторi; здоров'я

населення. Аналiз динамiки часових рядю оцiнок

Поточне та проблемно-цiльо;е Ыформування упра;лiнських кадрi; i населення. Анал^ична пiдтримка, експертиза та супроводження

процест прогнозування та перспективного планування пщ час прийняття упра;лiнських рiшень.

а (100(1-a)% Д1:

Рврпж ± ^«/2 * 5е.(Рврпж) ■

Застосування показниюв ВРПЖ серед населення Укра'|'ни дозволило проаналiзувати структуру смертностi в окремих репонах, визначити найбiльш небезпечнi регюни за певними класами хвороб, виявити факти, що свiдчать про недолки у дiаг-ностицi хвороб, у т.ч. i у роботi патолого-анатомiчноí служби.

Репродуктивна поведiнка населення проявляеться у дто-народженнi■ Його характеристикою е плщнють (фертиль-нiсть)■ Народжуванють зале-жить не лише вщ бiологiчних, але й вщ культурних, со^аль-них, релИйних i навiть полiтич-них факторiв■ Порiвняння рiвнiв народжуваностi доцiльно про-водити у той саме споаб, що й рiвнiв смертностi, тобто через Ытервальш оцiнки для статистики стввщношення показни-кiв народжуваност для обраного рiвня значущост a.

Пiд час визначення рiвня на-роджуваностi через спе^аль-ний коефщент фертильностi

(плодючостi, fertility rate) необхiдно мати вiдомостi щодо чисельност жiночого населен-ня фертильного BiKy (15-49 ро-юв, однак все бУпьше поширен-ня у свт одержуе тенденцiя обчислювати цей BiK як 15-44 роки). Спецiальний показник фертильност дорiвнюе ств-вiдношенню числа живона-роджень за перiод часу Т до за-гального числа людино-роюв (person-years at risks), прожи-тих жiночим населенням фертильного Bii<y за цей перiод:

FR = B / N'r *10k , а точнiсть суть —

s.e.(FR) = = var(FR) ==FR *(10k-FR)/N'r

Стандартизований за прямим методом показник фер-тильностi SPB можна Ытерпре-тувати як рiвень фертильностi стандартного населення, якщо воно мае тi саме показники на-роджyваностi, що й населення, яке розглядаеться.

Стандартизований за вком опосередкованим методом по-казник фертильност (SIB), iнакше стандартизовану вщно-сну ймовiрнiсть народження (стандартизоване стввщно-шення) можна обчислювати як стввщношення загального числа новонароджень серед жи нок фертильного вiкy (Н) та Ух оч^ваного числа (Е), розрахо-ваного за спонтанним рiвнем контингенту, який прийнято за стандарт: SlB=H/E. Довiрчi ш-тервали побудоваш у той саме споаб, що й для стандартизо-ваного стввщношення смертность

Сумарний (кумулятивний)ко-ефiцiент народжyваностi (Total Fertility Rate, tFr) розглядаеть-ся як сума вкових коефiцiентiв народжyваностi (TFRi) для жи нок 15-49 роюв (або 15-44):

TFR = *10k.

i i Ni

Перехiд вiд кумулятивного показника народжyваностi до кумулятивноУ ймовiрностi здiйснюеться у той саме спо-сiб, що й при розглядi кумуля-тивних характеристик смерт-ностi.

Для адекватноУ оцiнки кшце-вих результа^в впливу меди-ко-бiологiчних, со^ально-еко-номiчних та чинникiв довкiлля на здоров'я ваптноУ жiнки, плоду, новонародженого за-стосовуеться показник фето-

35 Environment & Health № 3 2012

шфантильних втрат — ште-гральний показник, що об'ед-нуе фетальну (мертвонарод-жуванiсть) i дитячу смертнiсть — та репродуктивних втрат (термш об'еднуе втрати за ра-хунок плоду серед бажаних ваптностей: самовiльнi викид-нi; штучнi аборти за медични-ми показаннями; мертвона-родження; померлих у раншй неонатальний перiод — 0-6 дiб життя).

Цi показники дозволяють повнiше оцiнювати ефектив-нють та якiсть дiяльностi служ-би охорони материнства i ди-тинства, розробляти адекватш управлiнськi рiшення щодо профшактики втрат життездат-них д^ей першого року життя в уах перiодах: перинатальному, нео- та постнеонатальному. Бiльше того, саме аналiз за-гальних фетоiнфантильних i репродуктивних втрат знижуе можпивiсть штучного стати-стичного заниження рiвня ди-тячоТ смертностi включенням новонароджених, яю померли у ранньому неонатальному пе-рiодi, до категорп мертвона-роджених.

У разi вибiркового типу спо-стереження розмiри вибiрко-воТ сукупностi визначаються наступними положеннями. 1Т об'ем мае бути достатшм для досягнення поставленоТ мети дослiдження. При цьому необхщно уникнути як точно-стi, що е недостатньою для певного висновку, так i зверх-точностi, отримання якоТ пов'язане зi значнiшими ви-тратами ресурсiв. Бiльш того, висока точнють може мати лише статистичну, а не меди-ко-бiологiчну значущють. У ра-зi застосування вщповщних статистичних методiв можна розрахувати стутнь точностi, з якою данi вибiркового обсте-ження вiдображатимуть якостi генеральноТ сукупностi.

Аналiз результатiв вибiрко-вих спостережень базуеться переважно на неповних даних. На практик таю дан мають суттеву особливють, пов'язану зi способом формування ви-бiрки. Пщ час остаточного за-вершення дослщження, що стосуеться, наприклад впро-вадження нового методу лку-вання, е па^енти, якi вижили протягом усього спостере-ження, але контакт з якими було втрачено до завершення дослщження. Недоцшьно

втрачати з!брану щодо них ¡н-формацю, оскшьки переваж-на бшьшють цих пац!ент!в е такими, хто "вижив" протягом усього часу спостереження, i тим самим вони свщчать про перевагу нового методу лку-вання.

Узагальнення критерю Рень! на випадок цензурованих даних [8] дозволяе будувати максимально ефективн ¡нтерваль-ш оцшки функци виживаност!, призначен i для проведення науково коректних просторо-во-часових пор!внянь за наяв-ност згаданих обмежень.

Висновок

Використання запропонова-но! шформацмно-статистично! модел! для оцшки стану здо-ров'я населення дозволяе ви-конувати поточне та проблем-но-цУпьове ¡нформування упра-влшських кадр!в. Модель за-безпечуе анал!тичну пщтримку, експертизу та супроводження процеав прогнозування i перспективного планування пщ час прийняття управлшських ри шень.

Л1ТЕРАТУРА

1. Томилин С.А. Народнохозяйственная ценность человеческой жизни // Профилактическая медицина. — 1925.— № 8. Цит. за Томилиным С.А. Демография и социальная гигиена. — К., 2007. — С. 153158.

2. Оценка стратегии достижения здоровья для всех к 2000 году. Седьмой обзор состояния здравоохранения в мире. Т. 1. — Женева: ВОЗ, 1987. — 143 с.

3. Сердюк А.М. Сравнительный анализ ожидаемой продолжительности жизни в Украине и странах Европы / А.М. Сердюк, Л.Т. Русакова, М.Ю. Антомонов // Ппена на-селених мюць. — 2004. — Вип. 44. — С. 609-612.

4. Тимченко O.I. Генофонд i здоров'я: розвиток методологи

оцiнки / O.I. Тимченко, А.М. Сердюк, С.С. Карташова. — К.: Медiнформ, 2008.

— 184 с.

5. Антомонов М.Ю. Критический анализ использования математических методов в медицинских исследованиях / М.Ю. Антомонов // Актуальн проблеми сучасно)' охорони здоров'я Ук-раши. Кадри, стан ор-ганiзацií, управлiння, медичнi шформацмт системи та медичнi Ыформацмш технологи: Матерiали конференцií■ (Кшв, 18-19 жовтня

2007 р.). — К., 2007.

— С. 151-155.

6. Карташова С.С. Профшактична медицина: база даних що-до ресурсно[забез-печеностi служби ультразвуковоí дiаг-ностики в Украíнi / С.С. Карташова,

O.I. Тимченко, Н.Г Гойда // Гiгiена населених мiсць■ — К., 2002. — Вип. 40.

— С. 330-335.

7. Сердюк А.М. Оцн ка стану громадського здоров'я за показни-ками смертност та репродуктивних втрат / А.М. Сердюк,

С.С. Карташова, O.I. Тимченко та н // Гiiена населених мiсць■ — 2004. — Вип. 44. — С. 361-375.

8. Kartashova S.S. Uniform interval estimates of survival function based on the result of random censored sample data observations / S. Kartashova // XXIX International Seminar on Stability Problems for Stochastic Models and V International Workshop Applied Problems in Theory of Probabilities and Mathematical Statistics related to modeling of information systems. Book of abstracts. — M.: IPI RAS, 2011. —

P. 25-27.

Надiйшла до редакцИ 24.04.2012.

CHEMICAL CARCINOGENS IN INDOOR AIR: SOURCES AND HUMAN RISK

Zinchenko N.A., Chernychenko I.A., Lytvychenko O.M., Sovertkova L.S.

Х1М1ЧН1 КАНЦЕРОГЕНИ У ПОВ1ТР1 ЖИТЛОВИХ ПРИМ1ЩЕНЬ: ДЖЕРЕЛА НАДХОДЖЕННЯ, РИЗИК ДЛЯ ЛЮДЕЙ

останш роки все бшьшоТ уваги заслуго-вують питання якост повiтряного сере-довища закритих примщень як провщ-ного чинника, що впливае на форму-вання здоров'я населення. За даними в^чизняних та шоземних дослщниюв, концентрацiï хiмiчних сполук у повiтрi житлових примщень перевищують ана-логiчнi показники забруднення атмосферного пов^ря на 25-62%, а у деяких роботах вщзначають, що вмiст токсич-них хiмiчних сполук у повiтрi закритих примщень в 1,4-4 рази вищий, шж зов-нi [1-3]. При цьому наголошуеться, що 40-60% рiчноï дози бенз(а)трену люди-на отримуе у житш.

Враховуючи, що велика кшькють хiмiч-них сполук, якi мютяться у повiтряному середовищi житла, належить до класу канцерогешв, можна припустити вщпо-вiдне зростання аерогенного канцерогенного навантаження на людину i, тим самим, збшьшення ризикiв формування

ХИМИЧЕСКИЕ КАНЦЕРОГЕНЫ В ВОЗДУХЕ ЖИЛЫХ ПОМЕЩЕНИЙ: ИСТОЧНИКИ ПОСТУПЛЕНИЯ, РИСК ДЛЯ ЛЮДЕЙ

Зинченко Н.А., Черниченко И.А., Литвиченко О.Н., Соверткова Л.С. Цель: определить уровень канцерогенного риска, который формируется в жилье за счет загрязнения химическими канцерогенами атмосферного воздуха и наличия внутренних источников (сжигания бытового газа на кухне, курения).

Материалы и методы. Отбор проб проводился одновременно на улице (атмосферный воздух), в жилых и общественных помещениях. Во время отбора проб в жилых помещениях учитывалась работа газовой плиты и процессы курения. На основании полученных результатов проведен расчет индивидуального и суммарного канцерогенного рисков. Результаты. По результатам исследований были установлены следующие закономерности: воздушная среда закрытых помещений характеризуется стабильным загрязнением канцерогенами 3-х классов (полициклическими ароматическими углеводородами (бенз(а)пиреном), нитрозаминами (нитрозодиметиламином и нитрозодиэтиламином), тяжелыми металлами (кадмием, никелем, хромом) и формальдегидом; уровень загрязнения жилых помещений зависит от уровня загрязнения атмосферного воздуха; концентрации исследуемых веществ увеличиваются после эксплуатации газовой плиты и курения; наблюдается пространственное распространение химических канцерогенов по квартире. Согласно нашим расчетам вклад закрытых помещений в канцерогенную нагрузку составляет около 85%. Суммарный индивидуальный канцерогенный риск от загрязнения жилых помещений составляет 13,7 х 10-3, что в 1,6 раза выше, чем риск от загрязнения атмосферного воздуха. А канцерогенный риск от загрязнения всех микросред составляет 2,6 х 10-2. Такой уровень индивидуального риска является недопустимым и говорит о необходимости разработки и внедрения дополнительных путей оздоровления жилой среды. Показана необходимость проведения профилактических мероприятий на индивидуальном и государственном уровнях.

© Знченко Н.О., Черниченко 1.О., Литвиченко О.М., Соверткова Л.С. СТАТТЯ, 2012.

З1НЧЕНКО Н.О., ЧЕРНИЧЕНКО 1.О., ЛИТВИЧЕНКО О.М., СОВЕРТКОВА Л.С.

ДУ "1нститут ппени та медично'' екологи iм. О.М. Марзеева НАМН Укра'ни", м. Ки'в

УДК 613.156:613.63:616-006