Автореферат (1152695), страница 3
Текст из файла (страница 3)
На рисунке 3 приведены зависимостирисков смерти от болезней системы кровообращения от возраста в РФ ицентроидах сформированных групп стран.Риск, 10-5Риск, 10-51800016000140001200010000800060004000200001800015000120009000Потери6000300080-8475-7970-7465-6960-6455-5950-5445-49РФ1 группастарше 85Возрастная группа40-4480-8475-7970-7465-69старше 851 группа2 группа3 группа60-6455-5950-5445-490Возрастная группаРисунок 3 – Вероятность (риск) умереть от болезней системы кровообращениядля населения различных возрастных групп в некоторых странах Европы всреднем за период 2000-2012 гг.В работе показано, что эти графики на рисунке 3 с высокой степеньюточности аппроксимируются возрастающими экспоненциальными зависимостями«риск-возраст». Потерянные годы жизни в результате смертности от болезнейсистемы кровообращения в РФ в каждом возрасте согласно предложенному вработе методу определяются как разность возрастов смерти индивидуумов в РФ истранах-эталонах, оцененных при одинаковых значениях риска смерти, сиспользованием обратных зависимостей «возраст-риск смерти», построенных длясопоставляемых стран.
Такое сопоставление проводилось для возрастных групп16старше 45 лет, поскольку до этого возраста коэффициенты смертности от болезнейсистемы кровообращения практически равны нулю (рисунок 3).С учетом того, что зависимость риска смерти от возраста имеетэкспоненциальный характер, в работе предполагалось, что обратная зависимость(зависимость возраста от риска умереть) имеет логарифмический характер.Уравнения связи возраста и риска смерти от болезней системы кровообращениядля первой группы стран и РФ имеют следующий вид:1 () = 7,98 ∙ ln + 19,25, (2 = 99,08%) ,(1) () = 10,73 ∙ ln − 15,26, (2 = 99,85%) ,(2)где 1 () – возраст, в котором риск смерти от болезней системыкровообращения для населения группы европейских стран-лидеров находится науровне ; () – возраст, в котором риск смерти от болезней системыкровообращениядлянаселенияРФнаходитсяна ∈ [1500 ∙ 10−5 ; 16000 ∙ 10−5 ].уровне,гдеС учётом (1) и (2) потери лет жизни в РФ рассчитывались как: () = () − 1 ().(3)По результатам проведенных расчетов было установлено, что потериздоровья населения РФ в связи с преждевременной смертностью от болезнейсистемы кровообращения составляют в среднем 10,2 лет, при этом они снижаютсяс 14,4 лет для населения 63-летнего возраста, до 8,0 лет для населения 90-летнеговозраста.
Для новообразований аналогичные взаимосвязи возраста и риска смертив эталонных странах и РФ могут быть представлены следующими выражениями:1 () = 17,321 ∙ 0,20 , (2 = 99,39%) , () = 20,02 ∙ 0,19 , (2 = 99,57%),(4)(5)где 1 () – возраст, в котором риск смерти от новообразований для населениягруппы европейских стран-лидеров находится на уровне ; () – возраст, вкотором риск смерти от новообразований для населения РФ находится на уровне, где ∈ [100 ∙ 10−5 ; 2500 ∙ 10−5 ].17С использованием рассмотренного выше метода на основании выражений(4) и (5) было установлено, что потери от преждевременной смертности отновообразований в РФ составляют в среднем 3 года, что приблизительно в 3 разаменьше, чем от болезней системы кровообращения.
Таким образом, решениепроблемы преждевременной смертности от болезней системы кровообращенияв РФ имеет большее значение для увеличения продолжительности жизнинаселения страны, поскольку разрыв в уровне потерь от болезней системыкровообращения между передовыми странами Европы и РФ больше, чем вслучае потерь от новообразований.3. Полученыстатистическиеоценкиэластичностиуровнейзаболеваемости и смертности по видам заболеваний от среднего возрастанаселения, на основе которых рассчитаны коэффициенты эластичностириска заболеваемости и смертности мужского и женского населения Россиииеерегионоввразрезе20основныхформзлокачественныхновообразований от среднего возраста.Корректное сопоставление уровней заболеваемости и смертностинаселения, проживающего на различных территориях, возможно только приусловии схожести его половозрастных структур.
Особенно это относится к такимклассам болезней как новообразования, болезни системы кровообращения инекоторым другим, риски заболеваемости и смертности по которымдифференцированы по полу и существенно увеличиваются с возрастом. В такойситуации оценки потерь могут быть получены на основе индексного метода сиспользованием информации о заболеваемости и смертности населения попятилетним возрастным группам по различным классам и видам болезней насопоставляемых территориях.
В связи с тем, что в РФ столь детализированнаяинформация по заболеваемости и смертности доступна не по всем регионам, восновном из-за несовершенства системы сбора и первичной обработки данных,в диссертационном исследовании был предложен альтернативный подход крешению данной проблемы, базирующийся на стандартизации общихпоказателейзаболеваемости(смертности)врегионахРФпутемих18корректировки на отклонение среднего возраста населения региона от своегоаналога по стране с использованием следующего выражения: ()= + ∙ ( − ),(6)где – стандартизированный уровень заболеваемости (смертности) в связи с ) –i-м видом заболевания в j-ом регионе в году t, i =1,…20; j=1,…80; (скорректированное значение заболеваемости (смертности); – коэффициентэластичности заболеваемости (смертности) i-м видом заболевания от возраста; – стандартизированный средний возраст населения в j-ом регионе в году t; – стандартизированный средний возраст населения в РФ за период 2007-2011 гг., который выступает основой для корректировки возрастной структуры.С учетом этого коэффициенты можно интерпретировать каксопоставимые коэффициенты эластичности.
Значения коэффициентов вработе были оценены в рамках процедуры построения линейных моделей,отражающих зависимость показателей заболеваемости (смертности) от среднеговозраста на основе информации по регионам страны за 5 лет (за период 20072011 гг.). Они находятся в диапазоне от 0 до 0,86.Врамкахапробациипредложенногоподходабылиполученыстатистические оценки эластичности заболеваемости и смертности мужского иженскогонаселенияпо20-тиосновнымформамзлокачественныхновообразований от среднего возраста. Согласно полученным результатамвлияниесреднегозлокачественныхзлокачественныхвозрастанаувеличениеновообразованийновообразованийпоурискавозникновенияотдельнымлокализацияммужчиниженщиндостаточносущественны.
В частности, у мужчин это относится к онкологическойзаболеваемости (и смертности по этой причине) желудка, ободочной кишки,прямой кишки, мочевого пузыря, у женщин – к онкологиям желудка, прямойкишки, молочной железы, тела матки, яичников.Предложенныйподходможетбытьиспользовандляполученияпрогнозных оценок уровней заболеваемости и смертности по всем группам19болезней в регионах страны с учетом ожидаемых изменений демографическойструктуры их населения. Эти оценки могут быть использованы при обоснованииобъемов финансовых ресурсов, выделяемых на сохранение здоровья населенияв регионах РФ, и направлений их инвестирования по классам болезней.4. Предложен индикативный интегральный показатель состоянияздоровья населения, рассчитываемый в виде потерянных лет жизни из-запреждевременной смертности с учётом частоты причин этих потерь ивозраста их проявления.В работе показано, что с учетом корректировки на средний возраст могутбыть уточнены и оценки показателя потерянных лет потенциальной жизни(ПГПЖ) умершего среднестатистического индивидуума, значения которого в2014 г.
общероссийской общественной организацией «Российское общество поорганизации здравоохранения и общественного здоровья» рекомендованоиспользовать для определения ориентиров развития региональных системздравоохранения и оценки их эффективности. Этот показатель рассматриваетсякакадаптированныйкроссийскойстатистикеаналогхарактеристикиглобального бремени болезней, разработанного специалистами ВсемирнойОрганизации Здравоохранения для оценки потерь здоровья населения в странахмирового сообщества.Расчёт ПГПЖ по официальной методике осуществляется по пятилетнимвозрастным группам по всем причинам смерти для каждой исследуемойтерритории, после чего результаты вычислений агрегируются в сводныйпоказатель потерь лет жизни умерших. При таком методе его расчёта в регионахстраны возникают искажения, обусловленные влиянием на смертность среднеговозраста населения.
Для их устранения в работе предложено определятьпотерянные годы жизни, с учетом корректировки уровней этих явлений насредний возраст смерти населения исследуемой территории. При этом с цельюнивелирования влияния случайных выбросов и искажений в исходных данныхза какие-то отдельные годы в расчетах этого показателя предложеноиспользоватьусредненнуюзанескольколетинформацию.Согласно20предлагаемомуподходу,потерянныегодыжизнииндивидуумабылиопределены как разница между эталонным/пороговым уровнем ожидаемойпродолжительности жизни при рождении и средним возрастом смерти отконкретной причины по формуле: = − ,(7)где V – эталонный/пороговый уровень ожидаемой продолжительности жизни(например, в расчётах показателей глобального бремени болезней эталонныйуровень ожидаемой продолжительности жизни составляет 92 года); – оценкапотерянных лет жизни в результате преждевременной смертности от i-ойпричины в расчёте на 1 умершего j-ой территории; – стандартизированныйсредний возраст смерти от i-ой причины на j-ой территории.С целью обеспечения сопоставимости оценок потерь в динамике и междуразличными территориями стандартизированный средний возраст смертирассчитывается по следующей формуле:=′∑ (;+5)∙ ℎ(;+5)′∑ (;+5),(8)′где (;+5)– оценка числа умерших в возрасте (x ; x+5) на j-ой территории,скорректированная относительно возрастной структуры населения; ℎ(;+5) –середина интервала (x; x+5).В работе получены статистические оценки потерянных лет жизни врезультате преждевременной смертности среднестатистического индивидуумапо основным причинам для России в целом за период 1999 – 2012 гг.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
