Общие интенсивные коэффициенты (рождаемости, смертности, детской смертности, заболеваемости и т.д.) правильно отражают частоту явлений при их сопоставлении лишь в том случае, если состав сравниваемых совокупностей однороден. Если же они имеют неоднородный возрастно-половой или профессиональный состав, различие по тяжести болезни, по нозологическим формам иди по другим признакам, то ориентируясь на общие показатели, сравнивая их, можно сделать неправильный вывод о тенденциях изучаемых явлений и истинных причинах разницы общих показателей сравниваемых совокупностей.
Например, больничная летальность на терапевтическом отделении № 1 в отчетном году составила 3%, а на терапевтическом отделении №2 в том же году — 6%. Если оценивать деятельность этих отделений по общим показателям, то можно сделать вывод о неблагополучии на 2 терапевтическом отделении. А если предположить, что состав лечившихся на этих отделениях разнится по нозологическим формам или по тяжести заболеваний госпитализированных, то наиболее правильным способом анализа является сопоставление специальных коэффициентов, рассчитанных отдельно для каждой группы больных с одинаковыми нозологическими формами или тяжестью заболеваний, так называемых «повозрастных коэффициентов».
Зачастую, однако, в сравниваемых совокупностях наблюдаются противоречивые данные. Кроме того, даже при наличии одинаковой тенденции во всех сравниваемых группах не всегда удобно пользоваться набором показателей, а предпочтительнее получить единую суммарную оценку. Во всех подобных случаях прибегают к методу стандартизации, то есть к устранению (элиминации) влияния состава (структуры) совокупностей на общий, итоговый показатель.
Следовательно, метод стандартизации применяется тогда, когда имеющиеся различия в составе сравниваемых совокупностей могут повлиять на размеры общих коэффициентов.
Для того, чтобы устранить влияние неоднородности составов сравниваемых совокупностей на величину получаемых коэффициентов, их приводят к единому стандарту, то есть условно допускается, что состав сравниваемых совокупностей одинаков. В качестве стандарта можно принять состав какой-либо близкой по существу третьей совокупности, средний состав двух сравниваемых групп или, проще всего, состав одной из сравниваемых групп.
Стандартизованные коэффициенты показывают, каковы были бы общие интенсивные показатели (рождаемости, заболеваемости, смертности, летальности и т.д.), если бы на их величину не оказывала влияние неоднородность в составах сравниваемых групп. Стандартизованные коэффициенты являются условными величинами и применяются исключительно для анализа в целях сравнения.
Существуют три метода стандартизации: прямой, косвенный и обратный (Керриджа).
Рассмотрим применение этих трех методов стандартизации на примерах, взятых из статистики злокачественных новообразований. Как известно, с возрастом значительно повышаются коэффициенты смертности от злокачественных новообразований. Отсюда следует, что если в каком-либо городе будет относительно высока доля людей пожилых возрастов, а в другом — преобладать население среднего возраста, то даже при полном равенстве санитарных условий жизни и медицинской помощи в обоих сравниваемых городах неизбежно общий коэффициент смертности населения от злокачественных новообразований в первом городе будет выше, чем тот же коэффициент во втором городе.
Для того, чтобы нивелировать влияние возраста на общий показатель смертности населения от злокачественных новообразований, необходимо применить стандартизацию. Только после этого можно будет сравнивать полученные коэффициенты и сделать обоснованный вывод о большем или меньшем уровне смертности от злокачественных новообразований в целом в сравниваемых городах.
Прямой метод стандартизации. В нашем примере его можно применять в том случае, когда известен возрастной состав населения и есть информация для расчета повозрастных коэффициентов смертности населения от злокачественных новообразований (числа умерших от злокачественных новообразований в каждой возрастной группе).
Методика вычисления стандартизованных коэффициентов дрямым методом слагается из четырех последовательных этапов (табл. 5.1).
Первый этап. Вычисление «повозрастных» коэффициентов смертности от злокачественных новообразований (отдельно для каждой возрастной группы).
Второй этап. Выбор стандарта осуществляется произвольно. В нашем примере за стандарт взят возрастной состав населения в городе «А».
Таблица 5. /
Стандартизация коффициентов смертности от злокачественных новообразований в городах «А» и «Б» (прямой метод)
Возрастные группы Город «А» Город «Б» Ожидаемое число умерших при фактической повозрастной смертности в городе «Б» и возрастном составе в городе «А» (стандарт) на 100000 населения
численность населения (тыс.) число умерших смертность от злокач. новообразований численность населения (тыс.) число умерших смертность от злокач. новообразований
до 30 лет 350 14 4,0 750 45 6,0 6-350000 _ 100000
30-39 лет 100 25 25,0 120 36 30,0 зо-юоооо _300 100000
40-49 лет 95 1 14 120,0 125 175 140,0 140-95000 100000
50-59 лет 75 240 320,0 95 361 380,0 380-75000 100000
60 лет и старше 80 544 680,0 110 825 750,0 750-80000 =600,0 100000
Всего 700 937 133,9 1200 1442 120,2 1069,0
Третий этап. Расчет «ожидаемых» чисел. Мы определяем, сколько бы человек умерло от злокачественных новообразований в каждой возрастной группе населения города «Б» при имеющихся повозрастных показателях смертности от злокачественных новообразований в этом городе, но при возрастном составе города «А» (стандарт).
Например, в возрастной группе «до 30 лет»:
6- 100000 х, = 6-35QQQQ х, - 350000 100000
или в возрастной группе «40—49 лет»:
140 -100000 х, = 140-95000
х3 - 95000 100000
и т.д.
Четвертый этап. Расчет стандартизованных коэффициентов. Сумму «ожидаемых» чисел (1069,0) мы предлагаем получить из общей численности населения города «А» (700000). А сколько же умерших от злокачественных новообразований приходится на 100000 населения?
1069 - 700000 х _ 1069-100000
хст - 100000 Хст ~ 700000 /00°
Из наших результатов можно сделать следующий вывод: если бы возрастной состав населения «Б» был бы такой же, как в городе «А» (стандарт), то смертность населения от злокачественных новообразований в городе «Б» была бы существенно выше (152,7%ооо против 120,2%ооо).
Косвенный метод стандартизации. Применяется, если специальные коэффициенты в сравниваемых группах неизвестны или известны, но мало достоверны. Это наблюдается, например, когда числа заболевших очень малы и, следовательно, вычисляемые коэффициенты будут существенно меняться в зависимости от прибавления одного или нескольких случаев заболеваний.
Вычисление стандартизованных коэффициентов косвенным способом можно разбить на три этапа (см. табл. 5.2).
Первый этап. Состоит в выборе стандарта. Так как нам обычно неизвестны специальные коэффициенты сравниваемых групп (коллективов), то за стандарт берутся специальные коэффициенты какого-то хорошо изученного коллектива. В рассматриваемом примере таковыми могут служить повозрастные показатели смертности от злокачественных новообразований в городе «С».
Второй этап включает вычисление «ожидаемых» чисел умерших от злокачественных новообразований. Допуская, что повозрастные коэффициенты смертности в обоих сравниваемых городах равны стандартным, определяем сколько бы умерло людей от злокачественных новообразований в каждой возрастной группе.
На третьем этапе вычисляются стандартизованные коэффициенты смертности населения от злокачественных новообразований. Для этого действительное число умерших относят к суммарному «ожидаемому» числу, и результат умножают на общий коэффициент смертности стандарта.
Действительное число умерших Л
—- • Общий коэф. смертности стандарта
«Ожидаемое» число умерших -г г
Таблица 5.2
Возрастные группы I этап II этап
смертность населения в г. «С» на 100000 чел. (стандарт) численность населения «Ожидаемые» числа умерших от злокачественных новообразований
Город Н Город М Город Н Город М
До 29 лет включительно 5,0 280000 275000 280000-5,0 ,„„ -= 14,0 100000 275000 -5,0 _13<5 100000
30-39 лет 32,0 90000 78000 90000- 32,0 _ЛОО 100000 78000-32,0 „„„ --= 24,9 100000
40-49 лет 130,0 75000 56000 75000-130,0 _97 5 100000 ~ ' 56000 -130,0 _,„с 100000
50—59 лет 360,0 70000 51000 70000-360,0 100000 51000-360,0 - = 1 б 3,0 100000
60 лет и старше 730,0 65000 40000 65000.730,0 _Г15 100000 40000-730,0 _„9„0 100000
Всего 125,0 580000 500000 - -
Умерло от злокачественных новообразований 754 590 866,8 III этап 587,1 III этап
Смертность на 100000 населения 130,0 118,0 754"125 =108,7 866,8 590"125 =125,6 587,1
Вычисление стандартизованных коэффициентов смертности от злокачественных новообразований проводится следующим образом:
7547^25
Для города «Н»:/ " il = 108,7%ооо
Г~ 866^0
Для города «Mi: g^y ^ = 125,6%ооо
Следовательно, более низкий общий коэффициент смертности населения в городе М (118,0%ооо против 130,0%ооо в городе Н) объясняется более благоприятной возрастной структурой населения в этом городе.
Обратный метод стандартизации (Керридж, 1958 г.) применяется при отсутствии данных о возрастном составе населения, когда имеются лишь сведения о возрастном составе больных или умерших, то есть данные обратные тем, что использовались при косвенном методе. Метод дает менее точные результаты. Они тем точнее, чем более дробные возрастные интервалы применяются при стандартизации. Важно также выбрать подходя-
Стандартизация коэффициентов смертности от злокачественных новообразований в городах «Н» и «М». Косвенный метод (числа условные)
щий, близкий к сравниваемым контингентам, стандарт. Стандартом в этом случае служат возрастные коэффициенты смертности или заболеваемости.
Например, в городе Н за последние 10 лет несколько увеличились коэффициенты смертности населения от злокачественных новообразований с 115,5%ооо в 1986 г. до 119,0%ооо в 1996 г. (табл. 5.3). За это время численность населения возросла с 800000 до 900000 человек и, по-видимому, возрастной состав был различен в сравниваемые годы.
Первый этап состоит из выбора стандарта. Примем за стандарт повозрастные коэффициенты смертности от злокачественных новообразований на 100000 населения в 1989 г., в год переписи, когда эти коэффициенты были определены с достаточной точностью.
Второй этап включает в себя вычисление «ожидаемой» численности населения города, при этом допускается, что повозрастные коэффициенты смертности от злокачественных новообразований в 1986 и 1996 гг. были такими же, как и в 1989 г.
В графах 3 и 5 таблицы 5.3 «ожидаемая» численность населения по возрастным группам и суммарная в 1986 и 1996 гг. Для вычисления «ожидаемой» численности населения делим число умерших в каждой возрастной группе на соответствующие повозрастные коэффициенты смертности от злокачественных новообразований принятого за стандарт населения, и результат умножаем на 100000.
Например, для того, чтобы в возрасте до 30 лет коэффициент смертности от злокачественных новообразований составлял 4,0 на 100000 при наличии 21 умершего в этом возрасте в 1986 г., численность населения данного возраста в этом году должна составлять:
21-100000 18-100000
-—- = 525000, а в 1996 г. = 450000 человек.
4,0 4,0
Таблица 5.3
Стандартизация коэффициентов смертности от злокачественных
новообразований в городе Н. Обратный метод (числа условные)
I этап II этап
Возрастные группы Повозрастные коэффициенты смертности от злокачественных новообразований на 100000 населения, принятого за стандарт 1986 г. 1996 г.
Число умерших от злокачественных новообразований в данном возрасте «Ожидаемая» численность населения Число умерших от злокачественных новообразований в данном возрасте «Ожидаемая» численность населения
До 30 лет 4,0 21 525000 18 450000
30-39 лет 35,0 44 125714 36 102857
40—49 лет 132,0 156 110606 181 136364
50-59 лет 354,0 221 62469 278 78523
60 лет и старше 722,0 482 66759 558 72280
Всего 121,0 924 890548 1071 840024
Таким же образом определяем «ожидаемую» численность населения для всех остальных возрастных групп населения. В результате подсчета оказалось, что «ожидаемая» численность населения в 1986 году составляла 890548 человек, а в 1996 году - 840024 человека.
Расхождение «ожидаемых» и фактических чисел населения вызвано различием действительных и принятых за стандарт повозрастных коэффициентов смертности населения от злокачественных новообразований.
Иа третьем этапе стандартизации для устранения указанного различия делим «ожидаемые» числа населения на фактические и умножаем на принятый за стандарт коэффициент смертности.
Для 1986 г. это составляет 890548 .121,0 — 134,7%оо, а для 1996 года
800000
-121,0= 112,9%оо.
900000
Отсюда можно сделать вывод, что некоторый рост общих коэффициентов смертности населения города Н от злокачественных новообразований был вызван только изменением возрастного состава населения. После применения стандартизации и элиминирования влияния изменений возрастного состава оказалось, что за истекшие 10 лет население города стало реже умирать от злокачественных новообразований.
Необходимо еще раз подчеркнуть, что выбор конкретного метода стандартизации зависит от того, насколько полный статистический материал имеется в наличии. Прямой метод дает более надежные результаты, но в случае невозможности его применения следует использовать косвенный или обратный метод стандартизации: они достаточно точны для практического применения. Стандартизация позволяет нам сделать правильный вы-водо том, имеется ли действительно разница общих интенсивных коэффициентов в сравниваемых коллективах или эти различия зависят только от неодинаковой структуры сравниваемых совокупностей.
Похожие статьи
Добавь в закладки
|
