Диссертация (Научное обоснование повышения эффективности организации медицинской помощи пациентам терапевтического профиля), страница 11

Уровень значимости в нашейработе был выбран 0,05. Получаемые по результатам анализа выводысправедливы в 95% случаев [119]. Учитывая, что основными анализируемымипоказателями в нашем исследовании являются частоты – доли, отражающие62степень выполнения стандарта, выраженные в процентах – формула вычисленияобъема бесповторной случайной выборки с конечной генеральной совокупностьюимеет вид (2.3):t 2  pˆ  (1  pˆ )  Nn 2, гдеt  pˆ  (1  pˆ )  N  2(2.3)n – объем выборки,N–объем генеральной совокупности,p̂– выборочное значение показателя (рассчитанная доля признака),являющееся оценкой его истинного значения в генеральной совокупности, – заданная погрешность признака,t– критическое значение, связанное с заданным уровнем значимости.Определяется по таблице распределения Стьюдента.Так как в нашей задаче речь идет о большом числе показателей, то объемвыборки рассчитывается для того из них, который дает наибольший разброс и,соответственно, для установленного уровня погрешности требует наибольшейвыборки.

Максимальный объем выборки дает значение pˆ  0,5. Кроме того,погрешность  – «предельная ошибка выборки» – устанавливается на уровне 5%,который считается приемлемым для большинства статистических исследований всфере, лежащей на стыке медицины и социологии [172]. Таким образом, итоговаярасчетная формула определения выборочной совокупности имеет вид (формула2.4):t2  N1n 22t  4  N   1 4  2N t2(2.4)Расчетные объемы выборочной совокупности для пациентов со стабильнойстенокардией должны были составить для РБ – 364 чел., для ГБ – 362, дляобластных и федеральных МО – 343; в процессе исследования были полученысведения о 447, 417 и 407 пациентах соответственно. Для обратного пересчета(при необходимости определения предельной ошибку выборочной совокупности63 при известных объемах выборочной и генеральной совокупностей n и N) изформулы , приведенной выше, была получена формула 2.5:1 N n  t ( )2 n N(2.5)Обратный пересчет по формуледал предельные ошибки выборочнойсовокупности 4,5, 4,6 и 4,5% соответственно.Аналогично, расчетные объемы выборочной совокупности для пациентов сэссенциальной (первичной) артериальной гипертензией должны были составитьдля РБ – 330 чел., для ГБ – 335 чел., для областных и федеральных МО – 308 чел.В процессе исследования получены сведения о 406, 396 и 407 пациентах.Обратный пересчет дал предельные ошибки выборок – 4,4, 4,7 и 4,2%соответственно.Генеральнаясовокупностьпациентовсдиагнозом«стабильнаястенокардия», получавших лечение в терапевтических и кардиологическихотделениях различных стационаров региона представлена 16236 медицинскимикартами (в РБ – 6924 больных, в ГБ – 6120, в областных и федеральных МО –3192 пациента).

Методом случайной выборки была отобрана 1271 медицинскаякарта стационарного больного с диагнозом «стабильная стенокардия». Из них 447пациентов (35%) получали медицинскую помощь в районных больницах, 417(33%) – в городских больницах, 407 (32%) – в медицинских организацияхобластного и федерального подчинения (рисунок 2.10.).32%35%Районные больницыГородские больницыОбластные и федеральныеМО33%Рисунок 2.10. Структура выборочной совокупности пациентов со стабильнойстенокардией в зависимости от места госпитализации (%)64Средний возраст пациентов – 63,8 года (± 1,3). В городе проживало 77,3%пациентов, в сельской местности – 22,7%. На стационарное лечение былинаправлены врачами поликлиники 57,7% больных, службой скорой помощи –35,2% пациентов, в результате самообращения госпитализированы 7,1%пациентов.Генеральнаяартериальнойсовокупностьгипертензией,пациентовполучавшихсэссенциальнойлечениев(первичной)терапевтическихикардиологических отделениях стационаров разного уровня подчиненности в 2011– 2015 году представлена 6483 медицинскими картами пациентов с указаннойпатологией, (в РБ –2319 больных – 36%, в ГБ –2608 больных –40%, в областных ифедеральных МО – 1556 больных – 24%).

Исследуемая совокупностьформировалась методом случайной выборки. В карты выкопировки данныхзаносилисьрезультатывыполнениядиагностического,лечебногоимедикаментозного компонента стандарта из 1209 медицинских карт больных сартериальнойгипертензией(ф. 003У),находившихсяналечениивкардиологических и терапевтических отделениях районных больниц Саратовскойобласти (406 карт – 34%), городских (396 карт – 32%), областных и федеральныхмедицинских организаций (407 карт – 34%) в 2011 – 2014 гг.

(рисунок 2.11.).34%34%Районные больницыГородские больницыОбластные ифедеральные МО32%Рисунок 2.11. Структура выборочной совокупности пациентов сартериальной гипертензией в зависимости от места госпитализации (%)Средний возраст пациентов составил 55, 8 лет (± 1,4). На стационарное65лечение 59% больных были направлены врачами поликлиники, 20% пациентов –службой скорой помощи, в результате самообращения госпитализированы 21%пациентов. В городе проживало 69% пациентов, в сельской местности – 31%.Среди исследуемых – 44% мужчин и 56% женщин.2.4.

Методика изучения показателей заболеваемости, смертности иинвалидности взрослого населения регионаВ рамках диссертационного исследования проводился анализ динамикипоказателей заболеваемости, смертности и инвалидности за период 2004-2015 гг.Анализ включал формальную статистическую проверку гипотезы H0 о равенствесредних значений каждого из показателей, рассчитанных по федеральнымокругам РФ (или по регионам Поволжского ФО) в первый и последний годынаблюдения (соответственно в 2004 и 2015).

При подтверждении гипотезы H0делался вывод о том, что динамика показателей – восходящий или нисходящийтренд – действительно имела место. В случае отклонения гипотезы H0принималась одна из 3-х альтернативных гипотез H1, состоящих в том, чтосредние значения каждого отдельного показателя в 2004 и 2015гг. не равны (трендимеет место) или росли (тренд восходящий) или снижались (тренд нисходящий).Так как измерение показателей проводилось по РФ или по ПФО врегиональном разрезе и динамика показателей рассматривалась по отдельнымрегионам, то для проверки гипотезы о равенстве средних использовался критерийСтьюдента для парных (связанных) выборок. Формально данный критерийпроверяет гипотезу H0 о том, что среднее изменение показателя за период 20042015 гг.

равно нулю; тогда альтернативная гипотеза H1 формулируется в виде:изменение средних значений в 2015 г. по сравнению с 2004 г. имеет место,положительно или отрицательно. В первом случае, сформулированном болееобобщенно, критерий двусторонний: для него уровень значимости p=0,1 или66ниже, соответственно достоверность (доверительная вероятность) равна 1p/2=0,95 или выше. В последних двух случаях, сформулированных конкретнее,критерий односторонний: p=0,05 или ниже, достоверность равна 1-p=0,95 иливыше.Для двух рядов чисел X1, X2, … , Xnи Y1, Y2, … , Yn, соответствующихзначениямпоказателязаболеваемости(смертности илиинвалидности) вфедеральных округах РФ (или в регионах Поволжского ФО) за 2004 г.

и за 2015 г.,определялись разности Di = Xi– Yi, i = 1, ... , n.t-критерий, проверяющий гипотезуо равенстве средних для связанных выборок выглядит следующим образом:t(n-1) =DsDnD2,(2.6)где n – число регионов,D =Dni, sD i( Di ) 2n 1n.(2.7)Далее расчетный t(n-1) сравнивался с критическим tс числом степенейсвободыn-1 и уровнем значимости 0,05 и ниже (то есть с достоверностью выше,чем 0,95). Если t(n-1) оказывается меньше критического значения, то гипотеза H0о равенстве средних принимается с указанным уровнем значимости; еслипревышает, то отклоняется, и принимается одна из альтернативных гипотез H1.

Впоследнем случае делался вывод о существовании (с 95%-й или более высокойдостоверностью)определенноготрендасреднихзначенийисследуемогопоказателя за период 2004-2015 гг.; о том, что ситуация с заболеваемостью(смертностью или инвалидностью) в среднем по федеральным округам РФ (илипо регионам ПФО) изменилась [61, 281].В ходе формальной проверки гипотез H0 и H1 при анализе показателейобщей заболеваемости в РФ t=6,1 при p=0,001 (5,96) больше, чем t критическоедля числа степеней свободы 6, при p=0,001 (5,96). В ходе формальной проверкигипотез H0 и H1 при анализе показателей общей заболеваемости по 14 регионамПФО, получено: t=3,51; tкр.(13; 0,01)=3,01.При анализе показателей первичной67заболеваемости в регионах ПФОполучено: t=-0,03, что меньше, чем tкр.(13;0,1)=1,77.

Рост общей заболеваемости в РФ, в регионах ПФО находитстатистическое подтверждение с очень высокой достоверностью. Рост первичнойзаболеваемостивРФ,врегионахПФОненаходитстатистическогоподтверждения, а динамика имеет характер тенденции.В ходе формальной проверки гипотез H0 и H1(о том, что изменениепоказателя отрицательное) при анализе показателей смертности взрослогонаселения от всех причин в РФ получено: t=4,9; tкр.(6;0,01)=3,71., по регионамПФО получено: t=7,9; tкр.(13; 0,001)=4,22. При анализе показателей смертностивзрослого населения от БСК в РФ, получено: t=4,64; tкр.(6; 0,01)=3,71., порегионам ПФО –t=12,1; tкр.(13; 0,001)=4,22.

Таким образом, гипотеза оботсутствии динамики показателя смертности взрослого населения от всех причин,а также от БСК по федеральным округам РФ и регионах ПФО отвергается, ипринимаетсяальтернативнаягипотезаоботрицательнойдинамикесдостоверностью 0,99. Снижение смертности взрослого населения от всех причин,от БСК, как в РФ, так и в регионах ПФО, находит статистическое подтверждениес очень высокой достоверностью[61, 281].В ходе формальной проверки гипотез H0 и H1 (о том, что изменениепоказателя отрицательное) при анализе показателей первичного выхода наинвалидность взрослого населения в РФ получено: t=3,28; tкр.(6; 0,05)=2,45, вПФО - t=2,62; tкр.(13; 0,05) = 2,16.