CC BY
16
ОРГАНИЗАЦИЯ САНИТАРНОГО ДЕЛА
САНИТАРНАЯ СТАТИСТИКА ПОДГОТОВКА САНИТАРНЫХ КАДРОВ
НОВЫЙ МЕТОД ИСЧИСЛЕНИЯ СТАНДАРТИЗОВАННЫХ ПОКАЗАТЕЛЕЙ ЗАБОЛЕВАЕМОСТИ И СМЕРТНОСТИ
Проф. А. М. Мерков (Москва)
Опубликование результатов всесоюзной переписи населения 1959 г. обеспечило работникам здравоохранения широкие возможности для углубленного изучения его заболеваемости и смертности. Однако применяемые для этой цели обычные интенсивные показатели (отношение чисел больных или умерших к средней численности населения) не всегда дают правильное представление о различиях в состоянии здоровья сравниваемых групп населения или сдвигах, происшедших в нем за определенный промежуток времени.
Происходит это потому, что на размер «общих» интенсивных показателей влияют не только различия санитарных условий жизни населения, т. е. то, что представляет непосредственный интерес для врача. Различие в величине интенсивных показателей смертности или заболеваемости определяется также различиями в возрастном, половом, социальном составе населения. Наибольшее значение при этом имеет влияние различий в возрастном составе. Показатели смертности и заболеваемости обычно наиболее высоки у детей и стариков и наиболее низки—у лиц среднего возраста. Следовательно, та группа населения, которая имеет в своем составе относительно больше детей и стариков, будет иметь более высокий показатель смертности и заболеваемости, даже если санитарные условия жизни этой группы лучше и, следовательно, подлинные размеры смертности и заболеваемости у нее ниже.
Из следующего схематического примера (табл. 1) видно, что взятые для сравнения две группы населения пункта А и Б имеют одинаковые повозрастные показатели заболеваемости и, следовательно, находятся в примерно одинаковых санитарных условиях. Тем не менее*
Таблица 1
Примерный расчет повозрастных и общих показателей заболеваемости
Возраст (в годах) Население Число больных Показатели заболеваемости на 10 000 населения
пункт А пункт Б пункт А пункт Б пункт А пункт Б
0—19 20—39 40—59 60 и старше 10 000 20 000 15 000 5 000 20 000 12 000 10 000 8 000 20 30 15 13 40 18 10 20 20,0 15,0 10,0 26,0 20,0 15,0 10,0 25,0
Всего. . . 50 000 50 000 78 88 15,6 17,6
общие показатели заболеваемости населения пункта Б больше, чем пункта Л, так как в составе населения пункта Б относительно больше детей и стариков.
Так как обычно возрастной состав городского и сельского населения неодинаков (в селах относительно больше детей и стариков, а в городах больше удельный вес населения среднего возраста), то общие интенсивные показатели смертности или заболеваемости не дают верного представления о различиях в смертности или заболеваемости городского и сельского населения.
Так же обстоит дело при сравнении показателей смертности или заболеваемости, относящихся к различным профессиональным группам, имеющим обычно различный возрастной состав. Следовательно, общие коэффициенты дают только общую ориентировку и недостаточны для углубленного изучения заболеваемости и смертности населения, так как различия в размерах общих коэффициентов могут определяться не только действительными различиями в силе смертности или заболеваемости, в свою очередь определяемыми разной санитарной обстановкой жизни этих групп, но и различным возрастным составом сравниваемых коллективов. В английской статистике эти коэффициенты называют crude (грубые).
Сравнительное изучение показателей смертности или заболеваемости только тогда не теряет своего смысла для врача, когда оно дает возможность установить действительные различия в интенсивности этих явлений, зависящие от санитарного состояния. Действие всех прочих обстоятельств, влияющих на размеры показателей, при этом следует устранять. Таким обстоятельством чаще всего является различная возрастная структура сравниваемых групп населения. Для устранения влияния этого различия можно вычислять специальные возрастные коэффициенты смертности или заболеваемости для обеих групп. Тогда, сравнивая коэффициенты соответствующих возрастных групп, можно исключить (элиминировать) влияние различной возрастной структуры.
При таком сравнении, однако, нельзя иметь цельного представления о размерах смертности или заболеваемости изучаемых групп населения и, если повозрастные коэффициенты окажутся выше в некоторых возрастах в одной группе, а в других — во второй, нельзя будет сделать заключения о том, в какой из сравниваемых групп относительно лучше или хуже санитарная обстановка. Для получения коэффициентов смертности или заболеваемости, вычисленных при условии элиминирования влияния различной возрастной структуры, прибегают к вычислению так называемых стандартизованных коэффициентов.
Стандартизованные коэффициенты представляют показатели смертности или заболеваемости сравниваемых групп населения такими, какими они явились бы, если бы эти группы имели одинаковый возрастной состав.
Техника получения стандартизованных коэффициентов несложна. До последнего времени существовало два метода (прямой и косвенный) стандартизации показателей заболеваемости и смертности, описанные в специальных руководствах
Для применения обоих этих методов требуется знание возрастного состава сравниваемых групп населения. Перепись населения СССР 1959 г. обеспечила необходимые сведения о возрастном составе населения. Следовательно, при сравнительном изучении заболеваемости или смертности в различных местностях, имеющих различный возрастной
1 А. М. М е р к о в. Общая теория и методика санитарно-статистического исследования. М. 1960, стр. 84—98. Он же. Демографическая статистика. М. 1959, стр. 79—91. — А. Я. Боярский и П. П. Шушерин. Там же. М. 1955, стр. 113—117.
4*
51
состав населения, за 1959 г. или ближайшие годы имеется возможность элиминировать влияние различий в возрастном составе населения на величину показателей заболеваемости и смертности путем применения одного из двух названных выше методов исчисления стандартизованных показателей.
Однако в тех случаях, когда ставится задача выявить сдвиги, происшедшие в здоровье населения, за годы, предшествовавшие переписи, применение этих методов стандартизации невозможно, так как сведения о возрастном составе населения за годы, отдаленные от 1959 г., отсутствуют. В этом случае целесообразно применить новый «обратный» метод исчисления стандартизованных показателей, предложенный Кер-риджем в 1958 г.1
Этот метод не требует данных о возрастном составе населения и ограничивается только сведениями о возрастном составе больных или умерших. В этом случае рекомендуется разделить фактические числа умерших в каждом возрасте на соответствующие повозрастные показатели смертности принятого за стандарт населения. Полученные таким образом «ожидаемые» числа населения соответствующего возраста суммируются и делятся на фактическую численность населения, принятого за стандарт. Частное от деления указывает, во сколько раз смертность исследованного населения выше или ниже смертности населения, принятого за стандарт, и дает возможность исчислить стандартизованный показатель смертности. На русском языке этот метод до сих пор не описан, если не считать краткого реферата статьи Керриджа, напечатанного нами в реферативном журнале «География» за 1959 г.
в № 4 (реф. № 10 748).
Покажем применение этого метода на примере, числа для которого в несколько измененном виде заимствуются из статьи Яна Билецкого2.
Допустим, что требуется определить показатели смертности населения города М, имевшего в 1950 г. 100 000, а в 1960 г. 150 000 населения. Количество умерших в этом городе составляло в 1950 г. 1000 человек, а в 1960 г.— 1590 человек.
Обычные показатели смертности равняются для 1950 г.
1000x1000 100 000 =
1590x1000
а для 1960 г. —150 000 = 10'6 на 1000 населения-
Создается впечатление о росте смертности и, следовательно, о возможном ухудшении санитарного состояния населения этого города. Однако быстрый рост численности населения (в Р/г раза за 10 лет) дает основание предположить, что возрастной состав населения в 1950
и 1960 гг. был неодинаков.
Основанием для этого предположения служит то обстоятельство,
что столь быстрый рост населения может вызываться только миграционными процессами, которые неодинаково сказываются на численности различных возрастных групп. Перепись населения 1959 г. дает сведения о его возрастном составе в 1959—1960 гг. Для 1950 г. аналогичные сведения отсутствуют. Примем за стандарт население той области, в состав которой входит город А/, и, пользуясь его повозрастными показателями смертности за 1959 г., определим «ожидаемую» численность населения каждого возраста в городе N для 1950 и 1960 гг.
Расчет приведен в табл. 2.
1 Kerridge. A new method of standardizing death. Brit. Ji of preventive and
social medecine, 1958; v. 112, N 3, p. 154. ^
2 Bielecki. Nowa metoda obliczana standaryzowanego wskaznika umieralnosri,
Zdrowie publiczne, 1959, № 5, p. 440. .
В графе 2 табл. 2 проставлены повозрастные показатели смертности населения, принятого за стандарт, в графах 3 и 5 — фактические числа умерших в 1950 и 1960 гг. Расчет чисел для граф 4 и 6 произво-
Таблица 2
Пример исчисления стандартизованных показателей по методу Керриджа
Возраст (в годах)
Повозрастные
показатели смертности на 1000 населения, принятого за стандарт
1950 г.
число умерших в данном возрасте
«ожидаемая» численность населения
1960 г.
ЧИСЛО «ожидае-
умерших мая» чис-
в данном ленность
возрасте населения
0 4 37,8 470 12 434 842 22 275
5—9 1,6 25 15 625 36 22 500
10—14 1,4 . 13 9 286 19 13571
15—19 2,2 20 9 091 24 10 909
20—24 3,3 28 8 485 45 13 636
25—29 3,5 30 8 571 28 8 000
30—34 3,7 24 6 486 37 10 000
35—39 4,3 27 6 279 36 • 8 372
40—44 5,5 35 6 364 32 5818
45—49 7,2 31 4 306 42 5 833
50—54 10,5 34 3 238 49 4 667
55—59 15,0 62 4 133 70 4 667
60—64 23,0 97 4217 140 6 087
65 и старше..... 35,2 114 3 239 190 5 398
Всего. . . 11,1 1 000 101 754 1 590 141 733
дится посредством следующих рассуждений. Для того чтобы в возрасте 0—4 года показатель смертности составлял 37,8 при наличии 470 умерших в этом возрасте в 1950 г., численность населения этого возраста в 1950 г. должна была бы составлять
470
^ X 1000 = 12 434 человека,
842
а в 1960 г. при наличии 842 умерших в этом возрасте - X 1000 =
37,8
22 275 человек. >
Аналогичным образом для возраста 5—9 лет «ожидаемая» числен-
25
ность населения в 1950 г. X 1000 = 15 625 человек, а в 1960 г.
36
— X 1000 = 22 500.
Такие же исчисления производятся и для остальных возрастных групп. В итоге «ожидаемая» численность населения для 1950 г. составляет 101 754 человека, а для 1960 г.— 141 733. Фактическая же численность населения, как указывалось выше, равняется соответственно 100 000 и 150 000 человек. Очевидно, расхождение «ожидаемых» и действительных чисел населения вызвано расхождением действительных показателей и показателя смертности, принятого за стандарт.
Для устранения этого расхождения множим принятый за стандарт показатель смертности всего населения (11,1) на отношение «ожидаемых» чисел населения к фактическим и получаем стандартизованные
101 754
показатели смертности. Для 1950 г. это составит 1 1,1 X 100 000 = 11,3,
141 733
а для 1960 г. 11,1 X 150 qqq = 10,4 на 1000 населения.
Следовательно, увеличение общего показателя смертности с 10 в 1950 г. до 10,6 в 1960 г. вызвано было не ухудшением санитарного состояния населения, а изменением его возрастного состава. При элими-
пирозании влияния этого изменения стандартизованные показатели смертности (1950 г.— 11,3, 1960 г.— 10,4) свидетельствуют о ее снижении. Ян Билецкий провел также сопоставление результатов применения различных способов стандартизации показателей при наличии заведомо известной численности населения в каждой возрастной группе. Для нашего примера результаты этого сопоставления приведены в табл. 3.
Все методы стандартизации дают в основном одинаковый результат, что свидетельствует о снижении смертности, не нашедшем отражения в обычных показателях. Метод Керриджа оказывается менее точным, чем прямой и косвенный методы стандартизации. Следовательно, в тех случаях, когда известен возрастной состав населения (например, при сравнении заболеваемости или смертности в двух местностях за 1959 г. или ближайшие годы), рекомендуется применять один из ранее известных методов стандартизации показателей. В тех же случаях, когда возрастной состав населения не известен, а известны лишь его общая численность и возрастное распределение больных или умерших (например, при изучении динамики заболеваемости или смертности в годы, предшествовавшие переписи, и в настоящее время), следует пользоваться несколько менее точным, но дающим достаточно удовлетворительные результаты «обратным» методом стандартизации, предложенным Керриджем.
Поступила 26/Х1 1960 г.
* * *
Таблица 3
Сопоставление показателей смертности, вычисленных
различными методами
Летоды вычисления показателей смертности 1950 г. 1960 г. Отношение показателей 1960 г. к 1950 г. (в %)
Обычные показатели с иерт-
ности .......... 10,0 10,6 106,0
Стандартизованные показа-
тели:
по прямому методу . . . 10,2 9,8 96,1
» косвенному » ... 11,4 11,0 96,5
» методу Керриджа . . . 11,3 10,4 92,0
О ПРЕПОДАВАНИИ РАДИАЦИОННОЙ ГИГИЕНЫ
В МЕДИЦИНСКИХ ВУЗАХ
Проф. А. Ф. Стояновский
Из кафедры общей гигиены Одесского медицинского института
Учебные планы, как известно, предусматривают специальные часы для курса радиационной гигиены только на санитарном факультете; на остальных факультетах учебные часы для этого курса не выделяются. Это обстоятельство при очень небольшом общем количестве академических часов, отводимых на гигиену, крайне затрудняет нормальное прохождение курса радиационной гигиены. А между тем широкое применение в практике радиоактивных веществ и источников излучения, сплошь и рядом создающих определенную опасность для организма, требует обязательных знаний всеми лечащами врачами радиационной гигиены. Эта сторона дела в курсах радиологии и рентгенологии, как правило, не освещается.
В 1956 г. Министерством здравоохранения СССР были разосланы программы по радиационной гигиене для различных факультетов медицинских институтов. Опыт показывает, что программы составлены очень общо, в результате чего разные кафедры строят этот курс по
