CC BY
18
УДК 371.7:613.955 https://doi.org/10.32402/dovkil2019.04.044
METHODOLOGY FOR THE ASSESSMENT OF THE INDIVIDUAL RISK FOR THE HEALTH OF THE CHILDREN AGED 12-15 YEARS OLD
Yelizarova O.T., Hozak S.V., Stankevich T.V., Parats A.M.
МЕТОДИКА ОЦ1НКИ 1НДИВ1ДУАЛЬНОГО РИЗИКУ ДЛЯ ЗДОРОВ'Я М1СЬКИХ Д1ТЕЙ 12-15 РОК1В
еЛ1ЗАРОВА О.Т., ГОЗАК С.В., СТАНКЕВИЧ Т.В., ПАРАЦ А.М.
ДУ «1нститут громадського здоров'я iM. О.М. Марзеева НАМН УкраТни», м. КиТв
Ключовi слова: здоров'я, пiдлiтки, шдивщуальний ризик, рухова активнiсть, iндекс маси тша, чутливiсть дiагностичних TecTiB.
ухова активнють (РА) - один з провщних чинникiв, корекцiя яких е передумовою профтак-тики неiнфекцiйних захворю-вань [1, 2]. Однак зосереджен-ня уваги на одному факторi не дае повною мiрою реалiзувати здоров'язбережну направле-нiсть профшактичних заходов. Тому пошук нових мещщв оцн ки впливу комплексу зовншшх та внутрiшнiх чинникiв на здоров'я е актуальним.
Рiзноманiтнiсть пiдходiв до визначення комплексного впливу факторiв на здоров'я д^ей та пiдлiткiв у галузi громадського здоров'я зумов-люеться Тхньою варiабельнiстю та великою кшькютю сполу-чень. Також у медико-стати-стичних дослiдженнях часто спостерiгаеться мультиколЫе-арнiсть факторiв та обмежений штервал розмiрностi Тх [3]. Частковим виршенням про-блеми е застосування компо-зицiйного аналiзу, який дозво-
ляе обГрунтувати вплив факто-рiв режиму дня з урахуванням впливу уах складових [4-6]. Проте, як й ус параметричнi дослiдження, цей тдхщ вима-гае кiлькiсного вiдображення показниюв, Тх нормального розподiлу, одного типу розмiр-ностi i не дае можливост вра-хувати вплив шших чинникiв iнакше як конфаундерiв. Тобто переведення системи чинниюв у лшмну модель е водночас i недолками методу.
Одним з пiдходiв виршення проблеми е створення нелЫй ноТ системи з урахуванням тео-рп iнформацiТ i теореми Байеса. Суть методики, що була запропонована у середин хХ ст., полягала в отриманш кiлькiсноТ оцiнки на основi роз-рахункiв iнформацiйноТ мiри з урахуванням ступеня детерми нацiТ мiж класами за допомо-гою нескладних у реалiзацiТ ймовiрнiсних перетворень. Ця методика i нинi успiшно вико-
МЕТОДИКА ОЦЕНКИ ИНДИВИДУАЛЬНОГО РИСКА ДЛЯ ЗДОРОВЬЯ ДЕТЕЙ 12-15 ЛЕТ Елизарова Е.Т., Гозак С.В., Станкевич Т.В., Парац А. Н.
ГУ «Институт общественного здоровья им. А.Н. Марзеева НАМН Украины», г. Киев
Одной из актуальных задач в сфере общественного здоровья является поиск новых методик оценки влияния комплекса внутренних и внешних факторов на здоровье с целью разработки инструментов первичной профилактики.
Цель исследования заключалась в создании модели индивидуального риска для здоровья городских подростков, занимающихся спортом/танцами в организованных коллективах, на основе изучения экзо- и эндогенных факторов с использованием теоремы Байеса. Материалы и методы. Модель разработана с учетом антропометрических, поведенческих, социальных и демографических детерминант, определенных у городских детей 12-15 лет в 2017 г. (n=60) и 2018 г. (n=54) на основе комплексного показателя здоровья с помощью методов теории информации. Результаты. На основе использования теоремы Байеса разработана модель оценки
риска для здоровья городских подростков, занимающихся спортом. Негативно влияющими на здоровье детей факторами являются избыточная и недостаточная масса тела (р<0,05), наличие хронических заболеваний (р<0,05), продолжительность сна меньше 9 часов в сутки (р<0,05), возраст старше 14,5 лет (р<0,05), занятия детей спортом больше и меньше 3-4 раз в неделю (р<0,01) и продолжительностью меньше 270 минут в неделю для мальчиков и 230 мин в неделю для девочек (р<0,05), низкий уровень доходов в семье (р<0,05), отсутствие совместных занятий двигательной активностью родителей с детьми (р<0,05), отсутствие занятий спортом у родителей (р<0,05). На основе теоремы Байеса роздана информационная система, позволяющая оценить индивидуальный риск для здоровья подростка с учетом вышеприведенных факторов с чувствительностью 92,9% и прогностической ценностью 86,7%. Аналитическая точность теста - 89,3%.
Ключевые слова: здоровье, подростки, индивидуальный риск, двигательная активность, индекс массы тела, чувствительность диагностических тестов.
© €лiзарова О.Т., Гозак С. В., Станкевич Т. В., Парац А. М. СТАТТЯ, 2019.
№ 4 2019 Environment & Health 44
METHODOLOGY FOR THE ASSESSMENT OF THE INDIVIDUAL RISK FOR THE HEALTH OF THE CHILDREN AGED 12-15 YEARS OLD Yelizarova O.T., Hozak S.V., Stankevich T.V., Parats A.M.
SI «O. M. Marzieiev Institute for Public Health, NAMSU», Kyiv
A search for the new methods for the assessment of the impact of a complex of internal and external factors on health in order to develop primary prevention tools is one of the topical tasks in the sphere of public health. Objective: We created a model of health risk for urban adolescents, engaged in sports/dance in the organized groups, based on the study of endo- and exogenous factors using Bayes theorem.
Materials and methods: The model was developed taking into account anthropometric, behavioural, social, and demographic determinants identified in urban children aged 12-15 years old in 2017 (n=54) and 2018 (n=60) with a help of information theory methods. Results: A model for the assessment of the
health risk for urban adolescents, going in for sports, was developed on the basis of Bayes theorem. Negative factors, affecting adolescent health, are as follows: excess and insufficient body weight (p<0.05), the presence of chronic diseases (p<0.05), sleep less than 9 hours a day (p<0.05), age over 14.5 years old (p<0,05), children, going in for sports more and less 3-4 times a week(p<0.01) and with a duration less than 270 minutes a week for boys and 230 minutes a week for girls (p<0.05), low family income (p<0.05), absence of joined motor activity of parents with children (p<0.05), absence of motor activity in parents (p<0.05). Conclusions: A screening tool determines the risk of children's health deterioration taking into account the anthropometric, behavioural, social, and demographic determinants with sensitivity of 92.9%, specificity of 85.7%, positive predictive value of 86.7%, negative predictive wave of 92.3%. The test analytical accuracy is 89.3%.
Keywords: health, adolescents, individual risk, motor activity, body mass index, sensitivity of diagnostic tests.
ристовуеться у практичши д1яльност1 для визначення кла-с1в «здоров'я»/«хвороба» [7]. Також методолопя теори ¡н-формаци використовуеться у складних системах розрахунюв з зад1янням неИронних мереж [8-10].
У сфер1 профшактичнот медицини для визначення здо-ров'язбережних чинниюв об'ек-том дослщження е практично здоров! д1ти та пщл1тки, стан здоров'я яких за певними ознаками подшяють на три або п'ять клас1в. Звюно, ц1 градаци легко перетворюються на два класи, але при цьому втрача-еться частина шформаци. Наприклад, тд час створення шформацшно'Т системи для визначення чинниюв ризику для шдексу маси тша I прогно-зування ожиршня не можна враховувати лише класи д1теИ з нормальною та надм1рною вагою тша И 1гнорувати клас д1теИ з дефщитом маси.
Тому ми пропонуемо викори-стовувати модифкацю методики з трьох/п'яти градацм стану функцюнування оргашз-му на приклад! визначення ризику для здоров'я з ураху-ванням антропометричних, поведшкових, соц1альних та демограф1чних детерм1нант.
Метою даного дослщження було створення модел1 шдив1-дуального ризику для здоров'я мюьких пщл1тк1в, як1 займають-ся спортом/танцями в оргаш-
зованих колективах, на основ1 вивчення ендо- та екзогенних фактор1в з використанням тео-реми Байеса.
Матерiали та методи. Методику розроблено на основ! даних антропометричного i ф|зюлопчного обстежень, даних профтактичних медичних оглядiв й анкетування групи мюьких пщл™в 12-15 роюв (n=54) та Тхшх батьюв. Тес-тування методики проведено на показниках, отриманих тд час обстеження групи пщттюв 12-15 роюв (n=60), як мали фiзичнi навантаження помiрно-високого типу кратнютю 1-7 разiв на тиждень 2017 року. На проведення дослщження вщ батьюв було отримано Ыфор-мовану згоду.
Для встановлення тривалост руховоТ активной при занят-тях спортом/танцями (MVPA) використовували адаптований опитувальник «Quantification deL'Active Physiqueen Altitu de Chezle Enfants» [12]. Захво-рюванють вивчали шляхом викопювання даних медичних карток.
На основi показниюв артери ального тиску, частоти серце-вих скорочень, маси i довжини тiла, насиченост крови киснем, оцiнки самопочуття та захворюваност було визначе-но комплексний показник здоров'я (ПЗК) [13]. Низький рiвень ПЗК визначали за ПЗК^М-о , середнм рiвень -
за M-o <n3Ki<M+o , високий piBeHb - за ПЗК>М+о .
У результатi дослiдження ми отримали anpiopHi ймовiрностi настання поди B (градаци показника ПЗК) за умови супутшх подм (гiпотез) A-ди чинникiв (грaдaцiï чинникiв впливу). Сума апрюрних ймо-вiрностей подiй A дорiвнювaлa 1. За теоремою Байеса ми отримали апостерюры (умов-ш) ймовiрностi, якi дозволили видiлити два класи подш: нaявнiсть (R1) та вщсутнють (R2) ризику зниження здоров'я (формула 1):
P(Bj)x P(A/Bj) (1)
P(Bj/A)=
j I.N=1P(Bj)P(A/Bj)
де P(Bj/A) - апостерюрна ймо-вiрнiсть настання подiï Bj за ппотезою A; Bj - низький, се-реднiй та високий рiвнi ПЗК; А - града^я фактора впливу.
За допомогою шформацм-ного пщходу Кульбака С. на основi отриманих апостерюр-них ймовiрностей було розра-ховано прогностичнi коефщи енти (PC) для формування моделi прогнозування ризику зниження здоров'я пiдлiткiв (формула 2).
log(P(R1/A)
де PC - прогностичний коефи щент; R1 - група з наявним ризиком зниження здоров'я;
Я2 - група з вщсушм ризиком зниження здоров'я; А - града-цiя фактора впливу.
Сума отриманих прогностич-них коефщен^в утворюе дiаг-ностичну функцiю, медiанне значення аргумен^в якоТ брали за точку розподшу пiд час визначення групи ризику.
Анал™чш параметри чутли-востi тесту розраховували за [14].
Результати. Проведет до-слщження функцiонального стану, фiзичного розвитку та способу життя школярiв 12-15 рокiв дозволили виявити низку факторiв негативного впливу
на Тхне здоров'я. Для досяг-нення мети комплексний показник здоров'я було розпо-дшено на три рiвнi: низький, середшй та високий за допо-могою сигмального вщхилен-ня, а чинники - за ступенем шкщливого/корисного/ней-трального впливу на оргаызм.
Визначено, що факторами ризику для здоров'я е вк старше 14,5 роюв (р<0,05), надмiр-на вага тша або ТТ дефiцит (р<0,05), наявнiсть хронiчних захворювань (р<0,05), сон менше 9 годин на добу (р<0,05), низький рiвень фЫан-сових можливостей сiм'Т (р<0,05), вiдсутнiсть спшьних занять руховою активнiстю батькiв з д^ьми (р<0,05) та вщ-сутнють органiзованоТ фiзичноТ активностi у повсякденному житт батькiв (р<0,05). Також важливим фактором ризику е заняття у спортивних колекти-вах бiльше або менше 3-4 разiв на тиждень (р<0,01) та тривали стю менше 270 хв./тиждень для хлопав i 230 год./тиждень для дiвчат (р<0,05), а також тривалiсть малорухливоТ дiяль-
ностi понад 4 години на добу (р<0,05) (табл. 1).
Ймовiрнiсть настання подiТ В визначали за допомогою роз-подiлу показника ПЗК на три градацп. У результат встанов-лено, що ймовiрнiсть форму-вання низького рiвня ПЗК (B1)дорiвнюе 0,23, середнього рiвня ПЗК (В2) - 0,50, високого рiвня ПЗК (В3) - 0,27.
Апрюрш ймовiрностi настання подiТ В за ппотез А представлено у таблиц 2.
Для прикладу наведемо апрюрш ймовiрностi для ппо-тези «Тривалють сну». За три-валостi сну менше 9 год./добу ймовiрнiсть формування низького рiвня ПЗК становить 0,44, середнього - 0,39, високого -0,13, а за тривалост 9 та бть-ше год./добу вiдповiдно 0,56, 0,61 та 0,87. Пюля трансфор-мацп даних згiдно з теоремою Байеса (формула 1) отримуе-мо двi групи апостерiорноТ ймовiрностi наявност (Я1) та вiдсутностi (Я2) ризику для здоров'я (табл. 2). За тривалост сну менше 9 год./добу ймовiр-
Таблиця 1
Розподш учнiв середнього шкiльного вiку за рiвнями комплексного показника здоров'я
та ендо- й екзогенними чинниками ризику, %
Фактор Дефш1ц1я Р1вень ПЗК
низький середн1й високий
В1к (г- -0,24; р<0,05) 11,5-14,5 рок1в 19,7±4,6 51,3±5,7 28,9±5,2
14,5-15,5 роюв 47,6±10,9 38,1±10,6 14,3±7,6
1МТ (г-0,25; р<0,05) надм1рна/деф1цит 38,9±11,5 50,0±11,8 11,1 ±7,4
нормальна 16,0±4,2 52,0±5,8 32,0±5,4
Хрон1чн1 захворювання (г-0,21; р<0,05) наявн1 28,0±9,0 64,0±9,6 8,0±5,4
в1дсутн1 20,9±5,0 46,3±6,1 32,8±5,7
Тривал1сть сну (г-0,22; р<0,05) менше 8,9 год./добу 31,8±9,9 59,1±10,5 9,1 ±6,1
бтьше 9 год./добу 18,0±4,9 52,5±6,4 29,5±5,8
Кратн1сть занять (г- -0,36; р<0,01) 3-4 рази 13,0±5,0 54,3±7,3 32,6±6,9
1 -2 рази 55,6±16,6 22,2±13,9 22,2±13,9
5-7 раз1в 33,3±27,2 33,3±27,2 33,3±27,2
Тривал1сть MVPA ( %2-6,1; р<0,05) менше 270/230 год./тиж. 30,8±9,1 50,0±9,8 19,27,7
бтьше 270/230 год./тиж. 6,3±4,3 65,6±8,4 28,17,9
Тривалють малорухливоТ д1яльност1 у позашк1льний час (г- -0,26; р<0,05) менше 4 год./добу 16,7±6,8 40,0±8,9 43,3±9,0
бтьше 4 год./добу 29,7±5,7 53,1 ±6,2 17,2±4,7
Заняття батьюв орган1зованою РА (г- -0,26; р<0,05) Так 13,8±6,4 37,9±9,0 48,3±9,3
Н1 25,4±5,3 53,7±6,1 20,9±5,0
Заняття батьк1в РА разом з дитиною (г- -0,26; р<0,05) Так 7,1 ±4,9 64,3±9,1 28,6±8,5
Н1 30,3±5,7 45,5±6,1 24,2±5,3
Р1вень доход1в с1м'Т (г-0,26; р<0,05) низький 30,6±7,7 52,8±8,3 16,7±6,2
середнм 11,5±4,4 55,8±6,9 32,7±6,5
№ 4 2019 Еоттошит & Нилин 46
н1сть наявност! ризику для здо-ров'я становить 0,30, ймов1р-н1сть в1дсутност1 ризику - 0,11. За тривалост1 сну 9 та бшьше год./добу ймов1рност1 станов-лять R1=0,19 I R2=0,36.
Дал1 за формулою 2 визна-чаемо прогностичн1 коефщен-ти, як1 наведено у таблиц! 3. При цьому РС0 - це м1ра Ыфор-мативност1 без логарифмуван-ня, РС - прологарифмован1 показники, а РС1 - коеф1ц1енти, що використовуються для визначення ризику тд час про-ведення досл1джень. Величина коеф1ц1ент1в РС0 св1дчить про ступ1нь в1дм1нност1 ймов1рно-стей м1ж групами R1 та R2 ризику зниження здоров'я. Чим
бшьше значення коефщента в^д^зняеться вiд одиницi, тим бiльш значимим е вплив даного фактора. Дiапазон отриманих дiагностичних коефiцiентiв PC становив вщ -6 до +6, тому для зручност сприйняття Ух переводили у показник PC1 3i шкалою вщ 0 до 12.
Ранжування факторiв за значущютю щодо наявностi ризику зниження здоров'я мае такий рейтинг:
1 - надмiрна маса тша або УУ дефiцит (3,91);
2 - наявнiсть хронiчних захворювань (3,28);
3 - кратнють занять спор-том/танцями 1-2 рази на тиж-день (3,07);
4 - тривалють сну менше 9
год./добу (2,78);
5 - вк пiдлiтка старше 14,5 роюв (2,72);
6 - низький рiвень доходiв сiм'У (2,03);
7 - тривалють занять спор-том/танцями (1,83);
8 - малорухлива дiяльнiсть у позашкiльний час понад 4 год./добу (1,41);
9 - вщсутнють занять батьюв органiзованою PA (1,32);
10 - вщсутнють занять бать-юв фiзичними вправами разом з дитиною (1,11).
За значущiстю щодо вщсутно-стi ризику зниження здоров'я фактори розташувалися так:
1 - тривалють занять спор-том/танцями бшьше 270 хв. на тиждень для хлопав та бiльше
Таблиця 2
AnpiopHi та anocTepiopHi MMOBipHOCTi розподiлу мiських пiдлiткiв за рiвнями комплексного показника здоров'я
Показник Градаци (А) Низький ПЗК Середнм ПЗК Високий ПЗК R1 R2
Наявнють хро-н1чних захворювань наявн1 0,33 0,34 0,08 0,28 0,09
в1дсутн1 0,67 0,66 0,92 0,21 0,35
Bj 0,23 0,50 0,27
В1к 14,5-15,5 рок1в 0,40 0,17 0,12 0,44 0,16
11,5-14,4 роюв 0,60 0,83 0,88 0,17 0,31
Bj 0,23 0,50 0,27
1МТ Надм1рна МТ/деф1цит МТ 0,37 0,19 0,08 0,42 0,11
Нормальна МТ 0,63 0,81 0,92 0,18 0,32
Bj 0,23 0,50 0,27
Тривалють сну менше 9 год./добу 0,44 0,39 0,13 0,30 0,11
9 та бшьше год./добу 0,56 0,61 0,87 0,19 0,36
Bj 0,23 0,50 0,27
Кратнють занять 1 -2 рази/тиж. 0,50 0,07 0,11 0,59 0,19
3-4 рази/тиж. 0,50 0,89 0,83 0,14 0,29
5-7 раз1в/тиж. 0,08 0,04 0,06 0,36 0,30
Bj 0,23 0,50 0,27
Тривалють MVPA на тиждень менше 270/230 год./тиж. 0,80 0,38 0,36 0,39 0,21
бшьше 270/230 год./тиж. 0,20 0,62 0,64 0,09 0,34
Bj 0,23 0,50 0,27
Заняття батьюв орган1-зованою РА н1 0,81 0,77 0,50 0,26 0,20
так 0,19 0,23 0,50 0,15 0,47
Bj 0,23 0,50 0,27
Заняття РА разом з дитиною н1 0,91 0,63 0,67 0,29 0,26
так 0,09 0,38 0,33 0,07 0,31
Bj 0,23 0,50 0,27
Р1вень доход1в с1м 1 низький 0,65 0,40 0,26 0,35 0,17
середн1й 0,35 0,60 0,74 0,14 0,35
Bj 0,23 0,50 0,27
Малорухлива активн1сть б1льше 4 год. 0,79 0,74 0,46 0,27 0,19
менше 4 год. 0,21 0,26 0,54 0,14 0,46
Bj 0,23 0,50 0,27
4
Таблиця 3
Прогностичн коефiцieнти для визначення MMOBipHOCTi наявностi ризику для здоров'я пiдлiткiв
Показник Градацiя PCQ PC PC1
Вк 14,5-15,5 рокiв 2,72 4 10
11,5-14,4 роюв 0,56 -3 3
Наявнють хрон1чних захворювань наявнi 3,28 5 11
вщсуты 0,59 -2 4
1МТ надмiрна/дефiцит 3,91 6 12
нормальна 0,56 -3 3
Тривалють сну менше 8,9 год./добу 2,78 4 10
бшьше 9 год./добу 0,52 -3 3
Кратнють занять 1 -2 рази/тиж. 3,07 5 11
3-4 рази/тиж. 0,49 -3 3
5-7 разiв/тиж. 1,21 1 7
Тривалють MVPA менше 270/230 год./тиж. 1,83 3 9
бшьше 270/230 год./тиж. 0,25 -6 0
Заняття батьюв орган1зованою РА ы 1,32 1 7
так 0,31 -5 1
Заняття РА разом з дитиною ы 1,11 0 6
так 0,22 -6 0
Р1вень доход1в ам'Т' низький 2,03 3 9
середнм 0,39 -4 2
Малорухлива дiялынiсты у позашшьний час бiлыше 4 год. 1,41 1 7
менше 4 год. 0,31 -5 1
Рисунок
Розподш прогностичних коефiцieнтiв дiагностичноГ функцм за ступенем ризику для здоров'я
Показник Колмогорова-Смирнова d=0,06, p>0,20 Lilliefors p<0,15
60
50
s 40
w
О
-0 5
30
20
10
Вiдсутнiй ризикзниження здоров'я [Наявний ризикзниження здоров'я
—ШШШ
10 20 30 40 50 60 70 Сума бал1в прогностичних коефМенпв — Оч1куваний нормальний розпод1л
230 хв. на тиждень для д1вчат (0,25);
2 - заняття батыш оргашзо-ваною PA (0,31) та тривалють малорухливоТ активност1 пщ-л1тка менше 4-х годин на добу (0,31);
3 - середшй р1вень доходу с1м'Т (0,39);
4 - кратн1сть занять спор-том/танцями 3-4 рази на тиждень (0,49);
5 - тривалють сну 9 та бшьше год./добу (0,52);
6 - вк 11,5-14,4 роюв (0,56) та нормальна маса тта (0,56);
7 - вщсутнють хрошчних за-хворювань (0,59).
Проведена оцшка ризику для здоров'я у груш мюьких п1дл1т-к1в за визначеними прогно-стичними коеф1ц1ентами дозволила отримати прогностичну функцю з1 значенням аргументу у д1апазон1 в1д 17 до 87 бал1в з мед1анним значенням 47,0 (ймов1рнють 0,5) (рис.). Отже, для значення аргументу менше 47,0 можна вважати, що ризик для здоров'я вщсутшй, а для значення аргументу понад 47,1 ризик для здоров'я наявний.
За допомогою тестування отриманих критерив ризику на результатах 2017-2018 роюв ми визначили, наскшьки ко-ректно д1агностична модель розпод1ляе учасник1в експери-менту на групи з низьким або високим р1внями здоров'я. Пор1внявши розрахован1 оц1нки з реальним р1внем ПЗК, ми виявили, що в1рно визначено наявн1сть ризику у 13 тдл1тк1в з низьким р1внем ПЗК (ютинно позитивний результат), а хиб-ний результат виявлено у двох п1дл1тк1в. В1дсутн1сть ризику для здоров'я (ютинно негатив-ний результат) правильно визначено у 12 ос1б, а хибно - в одного. На основ! отриманих даних були розрахован1 пара-метри чутливост1 тесту з засто-суванням п1дход1в доказовоТ медицини (табл. 4).
Встановлено, що чутливють тесту дор1внюе 92,9%, специ-ф1чн1сть тесту - 85,7%, прогноз позитивного результату -86,7%, прогноз негативного результату - 92,3%. Анал1тична точнють тесту становить 89,3%.
Наведемо приклади оцшки 1ндив1дуального ризику попр-шання здоров'я для двох учшв 5-го класу (табл. 5).
Приклад 1. Хлопець 12 роюв з хрошчними захворюваннями, 1МТ=15,8 кг/м2, що вщповщае
80
нормальному ф1зичному роз-витку за таблицями ВООЗ. Повед1нков1 фактори: трива-л1сть сну - 9 год./добу, трива-л1сть малорухливоТ д1яльност1 у позашк1льний час - у серед-ньому 180 хв./добу, кратнють занять у спортивному гуртку -2 на тиждень по 90 хвилин. Батьки не в1дв1дують спортивн заклади, не займаються спор-тивними заняттями самост1й-но, не займаються руховою активн1стю разом з дитиною. Р1вень доход1в с1м'Т - середн1й. Сума прогностичних коеф|ц1-ент1в (табл. 3, графа Рс1) дор1внюе 56, що вище точки розподшу (47,0), отже ризик для здоров'я наявний. Ком-плексний показник здоров'я також вщповщае низькому р1вню. Батькам рекоменду-
еться звернути увагу на режим тренувань дитини та спшьш рекреац1йн1 заняття, а також щор1чно проводити профшак-тичн1 медичш огляди дитини.
Приклад 2. Д1вчина 12 рок1в, 1МТ=14,4 кг/м2, що за таблицями ВООЗ вщповщае дефщиту маси тша. Хрон1чн1 захворю-вання в1дсутн1. Повед1нков1 фактори: тривалють сну - 9 год./добу, тривалють малорухливоТ д1яльност1 у позашкшь-ний час - у середньому 360 хв./добу, кратн1сть занять у спортивному гуртку - 3 на тиждень по 90 хвилин. Батьки не вщвщують спортивш заклади, не займаються спортивними заняттями самостмно, не займаються руховою активнютю разом з дитиною. Р1вень дохо-д1в у с1м'Т - низький. Сума про-
Параметри чутливост тесту
гностичних коеф1ц1ент1в (табл. 3, графа РС1) дор1внюе 54, що вище точки розподшу (47,0). Отже, ризик для здоров'я наявний. Комплексний показник здоров'я вщповщае серед-ньому р1вню. Батькам реко-мендуеться переглянути режим дня дитини та оргашзацю харчування, спшьно з дитиною займатися РА на дозвшл1, щор1чно проводити профшак-тичн1 медичш огляди дитини.
Висновки
1. Встановлено, що чинника-ми ризику зниження здоров'я пщл1тк1в е надм1рна маса тша або ТТ деф1цит (р<0,05), на-явн1сть хрон1чних захворювань (р<0,05), сон менше 9 год. на добу (р<0,05), в1к старше 14,5 рок1в (р<0,05), низький р1вень доход1в с1м'Т (р<0,05), вщсут-
Таблиця 4
Ризикзниження здоров'я Р1вень ПЗК Р1вень ПЗК
Низький Високий Низький Високий
Наявний 1стинно позитивний (а) Хибно позитивний (Ь) 13 2
В1дсутн1й Хибно негативний (с) 1стинно негативний (d) 1 12
Чутлив1сть тесту ^е) = а / (а+с) = 92,9%; специф1чнють (Sp) = d / (b+d) = 85,7%; прогноз позитивного результату (+PV) = а / (а+Ь) = 86,7%; прогноз негативного результату (- PV) = d / (с+d) = 92,3%. анал1тична точн1сть тесту = (a+d) / (a+b+c+d) = 89,3%.
Таблиця 5
Приклади застосування розробленоГмоделi для оцiнки iндивiдуального ризику учшв
середнього шкiльного вiку
Показник Учень 1 Учень 2
Значення показника РС1 Значення показника РС1
Стать хлопець - д1вчина -
В1к 12 роюв 3 12 3
Хрон1чн1 захворювання наявн1 11 вщсутн1 4
1МТ 15,8 кг/м2 (нормальна вага) 3 14,4 кг/м2 (дефщит ваги) 12
Тривал1сть сну 9 годин на добу 3 9 годин на добу 3
Кратн1сть занять спортом 2 рази на тиждень 11 3 рази на тиждень 3
Тижнева тривал1сть занять спортом 180 хв. на тиждень 9 270 хв. на тиждень 0
Малорухлива д1яльн1сть у позашк1льний час 180 хв. на добу 1 360 хв. на добу 7
Заняття батьюв орган1зованою РА н1 7 н1 7
Сп1льн1 заняття РА батьюв з дитиною н1 6 н1 6
Р1вень доход1в с1м'Т' середнм 2 низький 9
¿0 ХРСц t=1 56 54
Висновок Наявнють ризикузниження здоров'я Наявнють ризику зниження здоров'я
ПЗК Значення ПЗК = 50,1, що Значення ПЗК = 59,4, що
вщповщае низькому р1вню вщповщае середньому р1вню
49 Еоттошит & Неамн № 4 2019
HicTb спiльноï РА батьюв з д^ь-ми (p<0,05), вщсутнють оргаш-30BaH0Ï фiзичнoï активност у повсякденному життi 6aTbKiB (p<0,05). Також важливим фактором ризику е заняття спор-том/танцями бшьше або мен-ше 3-4 paзiв на тиждень (p<0,01) та тривалютю менше 270 хв./тиждень для хлопав i 230 год./тиждень для дiвчaт (p<0,05).
2. На oснoвi використання теореми Байеса створено шформацшну систему, яка дозволяе визначити наявнють ризику зниження здоров'я пщ-лiткa з урахуванням вищеза-значених чинникiв з чутливютю 92,9% та прогностичною цшш-стю 86,7%. Анaлiтичнa тoчнiсть тесту становить 89,3%. У про-цесi розробки мoделi було визначено, що найбшьш значу-щими чинниками ризику зниження здоров'я е нaдмipнa маса тша або ïï дефiцит (3,9l); нaявнiсть хpoнiчних захворю-вань (3,28); кратнють занять спортом/танцями 1-2 рази на тиждень (3,07). За знaчущiстю щодо вiдсутнoстi ризику зниження здоров'я тдл™в най-бiльш значимими е тривалють занять спортом/танцями по-над 270 хв. на тиждень для хлопав та бшьше 230 хв на тиждень для дiвчaт (0,25); заняття батьюв оргашзованою PA (0,31) та тривалють мало-рухливо'|' aктивнoстi пiдлiткa у пoзaшкiльний час менше 4-х годин на добу (0,31); середшй piвень доходу ам'|' (0,39); крат-нiсть занять спортом/танцями 3-4 рази на тиждень (0,49).
Л1ТЕРАТУРА
1. WHO. Physical activity strategy for the WHO European Region 2016-2025. 2016. 32 p.
2. Booth F.W., Roberts C.K., Laye M.J. Lack of exercise is a major cause of chronic diseases. Compr. Physiol. 2012. Vol. 2 (2). P. 1143-211. doi: 10.1002/cphy.c110025
3. Антомонов М.Ю. Математическая обработка и анализ медико-биологических данных. К. : Мединформ, 2018. 579 с.
4. Strugnell C., Turner K., Malakellis M., Hayward J., Foster C., Millar L., Allender S. Composition of objectively measured physical activity and sedentary behaviour participation across the school-day, influence of gender and weight status: cross-sectional analyses
among disadvantaged Victorian school children. BMJ Open. 2016. Vol. 6 (9). e011478. http://dx.doi.org/10.1136/bmjo pen-2016-011478
5. Gupta N., Mathiassen S.E., Mateu-Figueras G., Heiden M., Hallman D.M., Jшrgensen M.B., Holtermann A. A comparison of standard and compositional data analysis in studies addressing group differences in sedentary behavior and physical activity. Int J Behav Nutr Phys Act. 2018. Vol. 15 (1). P. 53-67. doi:
10.1186/s12966-018-0685-1.
6. Foley L., Dumuid D., Atkin A.J., Olds T., Ogilvie D. Patterns of health behaviour associated with active travel: a compositional data analysis. Int J Behav Nutr Phys Act. 2018. Vol. 15 (1). P. 26-38.
7. Пересипюна Т. В., Редька 1.В., Сидоренко Т.П., Пересипюна А.М. 1нформацмна значущють медико-со^альних факторiв, як впливають на здоров'я ори ентовану поведiнку школярiв. Здоровье ребенка. 2019. Vol. 14. № 3. Р. 165-170.
8. Petzschner FH., Weber L.A.E., Gard T., Stephan K.E. Computational Psychosomatics and Computational Psychiatry: Toward a Joint Framework for Differential Diagnosis. Bio. l Psychiatry. 2017. Vol. 82 (6).
P. 421-430.
9. Pillai P.S., Leong T.Y Alzheimer's Disease Neuroimaging Initiative. Modeling Multi-View Dependence in Bayesian Networks for Alzheimer's Disease Detection. Stud Health TechnolInform. 2019. Vol. 21. P. 358-362.
10. Labelle C., Marinier A., Lemieux S. Enhancing the drug discovery process: Bayesian inference for the analysis and comparison of dose-response experiments. Bioinformatics. 2019. Vol. 35 (14).
P. i464-i473.
11. Barbosa N., Sanchez C.E., Vera J.A. et al. A physical activity questionnaire: Reproducibility and validity. Journal of Sports Science and Medicine. 2007. Vol. 6. P. 505-518.
12. Полька Н.С., Гозак С.В., 6лiзарова О.Т., Станкевич Т. В., Парац А.М. Нов^шй тдхщ до оцшювання здоров'я тдл™в у ппешчних доошдженнях. Журнал НАМН Украни. 2019.
T. 25. № 3. С. 227-231.
13. MocKa.eHKO B.O., Eynax I.e., ny3aHOBa O.r. MeTOgo.norm g0Ka30B0i Megu-^hm. KM'I'B : Megu^Ha, 2014. 200 c. REFERENCES
1. WHO. Physical Activity Strategy for the WHO European Region 2016-2025. 2016 : 32 p.
2. Booth FW., Roberts C.K. and Laye M.J. Compr. Physiol. 2012 ; 2 (2) : 1143-211. doi: 10.1002/cphy.c110025
3. Antomonov M.Yu. Matematicheskaya obrabotka I analiz medico-biologicheskikh dannykh [Mathematical Processing and Analysis of Medico-Biological Data]. Kyiv : Medinform ; 2018 : 579 p.
(in Russian).
4. Strugnell C., Turner K., Malakellis M., Hayward J., Foster C., Millar L. and Allender S. BMJ Open. 2016 ; 6 (9). e011478.
http://dx.doi.org/10.1136/bmjo pen-2016-011478
5. Gupta N., Mathiassen S.E., Mateu-Figueras G., Heiden M., Hallman D.M., Jwrgensen M.B. and Holtermann A. Int J Behav Nutr Phys Act. 2018 ; 15 (1) : 53-67. doi: 10.1186/s12966-018-0685-1.
6. Foley L., Dumuid D., Atkin A.J., Olds T. and Ogilvie D. Int J Behav Nutr Phys Act. 2018 ; 15 (1) : 26-38.
7. Peresypkina T.V., Redka I.V., Sydorenko T.P. and Peresypkina A.M. Zdorovie Rebenka (Child's Health). 2019. Vol. 14. №. 3. P. 165-170 (in Ukrainian).
8. Petzschner F.H., Weber L.A.E., Gard T. and Stephan K.E. Biol Psychiatry. 2017 ; 82 (6) : 421-430.
9. Pillai P.S. and Leong T.Y Stud Health Technol Inform. 2019 ; 21 : 358-362.
10. Labelle C., Marinier A. and Lemieux S. Bioinformatics. 2019 : 35(14) : i464-i473.
11. Barbosa N., Sanchez C.E., Vera J.A. et al. Journal of Sports Science and Medicine. 2007 ;
6:505-518.
12. Polka N.S., HozakS.V., Yelizarova O.T., Stankevych T.V. and Parats A.M. Zhurnal NAMN Ukrainy. 2019 ; 25 (3) : 227-231 (in Ukrainian).
13. MoskalenkoV.F., Bulakh I.Ye. and Puzanova O.H. Metodolohiia dokazovoi medyt-syny [Methodology of Probative Medicine]. Kyiv : Medytsyna; 2014 : 200 p. (in Ukrainian).
Hagiüwna go pegaKW 27.08.2019
