Epidemioloogia põhimõtted

× 10 n

Kui suremus põhineb elulisel statistikal (nt surmatunnistuste arv), on kõige sagedamini kasutatav nimetaja elanikkonna suurus ajavahemiku keskel. Ameerika Ühendriikides kasutatakse enamuse suremuse puhul 10n jaoks väärtusi 1000 ja 100 000. Tabelis 3.4 on kokku võetud sageli kasutatavate suremuse näitajate valemid.

Tabel 3.4 Sagedased suremuse näitajad

Mõõda Lugeja Nimetaja 10n
Toores suremus Surmade koguarv antud ajavahemiku jooksul Keskmise intervalliga populatsioon 1000 või
100,000
Põhjusepõhine suremus Kindlal põhjusel määratud surmajuhtumite arv antud ajavahemiku jooksul Keskmise intervalliga populatsioon 100,000
Proportsionaalne suremus Kindlal põhjusel määratud surmajuhtumite arv antud ajavahemiku jooksul Kõigist põhjustest põhjustatud surmade koguarv sama ajaintervalli jooksul 100 või 1000
Surma ja juhtumi suhe Kindlal põhjusel määratud surmajuhtumite arv antud ajavahemiku jooksul Sama ajavahemiku jooksul teatatud uute sama haiguse juhtumite arv 100
Vastsündinute suremus Surmade arv laste seas
<28 päeva vanus etteantud ajavahemiku jooksul
Elussündide arv sama ajaintervalli jooksul 1,000
Postneonataalne suremus Surmade arv 28–364 päeva vanuste laste seas antud ajavahemiku jooksul Elussündide arv sama ajaintervalli jooksul 1,000
Imikute suremus Surmade arv laste seas
<1 aasta vanus etteantud ajavahemiku jooksul
Elussündide arv sama ajaintervalli jooksul 1,000
Emade suremus Rasedusega seotud põhjustel määratud surmajuhtumite arv antud ajavahemiku jooksul Elussündide arv sama ajaintervalli jooksul 100,000

Toorsuremus (töötlemata suremus)

Toorsuremus on elanikkonna suremus kõigist surma põhjustest. Ameerika Ühendriikides juhtus 2003. aastal kokku 2 419 921 surma. Hinnanguline elanikkond oli 290 809 777. Toores suremus oli 2003. aastal seega (2 419 921 ½ 290 809 777) × 100 000 ehk 832,1 surma 100 000 elaniku kohta. (8)

Põhjusepõhine suremus

Põhjusepõhine suremus on populatsiooni teatud põhjuste suremus. Lugeja on konkreetsele põhjusele omistatud surmade arv. Nimetaja jääb populatsiooni suuruseks ajavahemiku keskpunktis. Murdosa väljendatakse tavaliselt 100 000 elaniku kohta. Ameerika Ühendriikides oli 2003. aastal õnnetuste (tahtmatute vigastuste) tagajärjel 108 256 surmajuhtumit, mille tulemuseks oli põhjuspõhine suremus 37,2 100 000 elaniku kohta. (8)

Vanusepõhine suremus

Vanusepõhine suremus on teatud vanuserühmaga piiratud suremus. Lugeja on surmade arv selles vanuserühmas; nimetaja on selles vanuserühmas olevate inimeste arv elanikkonnas. Ameerika Ühendriikides juhtus 2003. aastal 25–44-aastaste seas kokku 130 761 surma ehk vanusepõhine suremus 153,0 100 000 25–44-aastase kohta. (8) Mõned vanusepõhised suremuse tüübid on vastsündinute, postneonataalsete ja imikute suremus, nagu on kirjeldatud järgmistes osades.

Imikute suremus

Imikute suremus on rahvaste terviseseisundi võrdlemisel võib-olla kõige sagedamini kasutatav näitaja. See arvutatakse järgmiselt:

Teatatud ajavahemikul teatatud alla 1 - aastaste laste surmade arv
sama ajavahemik × 1000

Imikute suremuse protsent arvutatakse üldjuhul aastapõhiselt. See on laialt kasutatav terviseseisundi näitaja, kuna see kajastab ema ja imiku tervist raseduse ajal ja sellele järgneval aastal. Ema ja imiku tervis peegeldab omakorda paljusid erinevaid tegureid, sealhulgas juurdepääs sünnituseelsele hooldusele, ema sünnieelse tervisekäitumise levimus (näiteks alkoholi või tubaka tarvitamine ning õige toitumine raseduse ajal jne), sünnitusjärgne hooldus käitumine (sealhulgas lapsepõlves immuniseerimine ja õige toitumine), kanalisatsioon ja nakkuste kontroll.

Kas imikute suremus on suhe? Jah. Kas see on proportsioon? Ei, sest osa lugeja surmadest oli eelmisel aastal sündinud laste hulgas. Mõelgem imikute suremuse määrale 2003. aastal. Sel aastal suri 28 025 imikut ja sündis 4 899 950 last, imikute suremuse määr oli 6,951 1000 kohta.8 Kahtlemata toimus osa 2003. aasta surmadest 2002. aastal sündinud laste seas, kuid nimetaja hõlmab ainult lapsi sündinud 2003. aastal.

Kas imikute suremus on tõesti määr? Ei, sest nimetaja ei ole 2003. aastal alla üheaastaste laste aasta keskpaiga populatsiooni suurus. Tegelikult oli alla 1-aastaste laste vanusepõhine suremus 2003. aastal 694,7 100 000 kohta. (8) Ilmselt on imikute suremus ja imikute vanuseline suremus väga sarnane (695,1 versus 694,7 100 000 kohta) ja enamiku eesmärkide saavutamiseks piisavalt lähedal. Need pole siiski täpselt ühesugused, sest hinnanguliselt 1. juulil 2003 USA-s elavate imikute arv oli veidi suurem kui 2002. aastal Ameerika Ühendriikides sündinud laste arv, arvatavasti sisserände tõttu.

Vastsündinute suremus

Vastsündinu periood hõlmab sünnitust kuni 28 päeva, kuid ei hõlma seda. Vastsündinute suremuse loendur on seega alla 28 päeva vanuste laste surmade arv antud ajaperioodil. Vastsündinute suremuse määra nimetaja, nagu ka imikute suremuse määr, on samal ajaperioodil teatatud elussündide arv. Vastsündinute suremust väljendatakse tavaliselt 1000 elussünni kohta. 2003. aastal oli vastsündinute suremus Ameerika Ühendriikides 4,7 tuhande elussünni kohta. (8)

Postneonataalne suremus

Postneonataalne periood on ajavahemik alates 28. elupäevast kuni 1. eluaastani, välja arvatud. Postneonataalse suremuse loendur on seega laste surmade arv vanuses 28 päeva kuni ühe aastani, välja arvatud ajavahemikul. Nimetaja on samal ajaperioodil teatatud elussündide arv. Postneonataalne suremus väljendatakse tavaliselt 1000 elussünni kohta. 2003. aastal oli postneonataalne suremus Ameerika Ühendriikides 2,3 1000 elussünni kohta. (8)

Emade suremus

Ema suremus on tegelikult suhe, mida kasutatakse rasedusega seotud suremuse mõõtmiseks. Lugeja on rasedate või 42 päeva jooksul pärast raseduse katkestamist teataval ajavahemikul surmade arv raseduse kestusest ja asukohast olenemata mis tahes põhjusel, mis on seotud rasedusega või selle juhtimisega, kuid mitte juhuslikel või juhuslikel põhjustel. Nimetaja on samal ajaperioodil teatatud elussündide arv. Emade suremust väljendatakse tavaliselt 100 000 elussünni kohta. 2003. aastal oli USA emade suremus 8,9 100 000 elussünni kohta. (8)

Soospetsiifiline suremus

Soospetsiifiline suremus on suremus meestel või naistel. Nii lugeja kui nimetaja piirduvad ühe sugupoolega.

Rassispetsiifiline suremus

Rassispetsiifiline suremus on teatud rassigrupiga seotud suremus. Nii lugeja kui nimetaja piirduvad määratud võistlusega.

Spetsiifilise suremuse kombinatsioonid

Suremuse määra saab veelgi põhjuse, vanuse, soo ja / või rassi kombinatsioonide abil stratifitseerida. Näiteks 2002. aastal oli 45–54-aastaste naiste südamehaigustesse suremus 50,6 100 000 kohta. (9) Sama vanuserühma meeste südamehaiguste suremus oli 138,4 100 000 kohta ehk üle 2,5 korra kõrgem kui naiste võrreldav määr. Need määrad on põhjus-, vanus- ja soospetsiifilised, kuna need viitavad ühele põhjusele (südamehaigused), ühele vanuserühmale (45–54 aastat) ja ühele soole (naine või mees).

NÄIDE: suremusmäärade arvutamine

Tabelis 3.5 on esitatud surmajuhtumite arv kõigil põhjustel ja õnnetuste (tahtmatute vigastuste) tagajärjel vanuserühmade kaupa Ameerika Ühendriikides 2002. aastal. Vaadake üle järgmised määrad. Tehke kindlaks, kuidas neid kõiki nimetada, ja arvutage see, kasutades tabelis 3.5 esitatud andmeid.

  1. Tahtmatute vigastuste spetsiifiline suremus kogu elanikkonnas

    See on põhjuspõhine suremus.

    Määr = tahtmatute vigastussurmade arv kogu elanikkonna hinnanguliselt aasta keskel × 100 000

    = (106,742 ⁄ 288,357,000) × 100,000

    = 37,0 tahtmatut vigastusega seotud surma 100 000 elaniku kohta

  2. 25–34-aastaste kõigi põhjuste suremus

    See on vanusepõhine suremus.

    Prognoos = 25–34-aastaste kõigi aastate põhjustatud surmade arv hinnanguliselt 25–34-aastaste keskealisel elanikkonnal × 100 000

    = 103,6 surma 100 000 25–34-aastase kohta

  3. Meeste kõigi põhjuste suremus

    See on soospetsiifiline suremus.

    Sagedus = meestest põhjustatud surmajuhtumite arv meeste seas aasta keskel × 100 000

    = (1,199,264 ⁄ 141,656,000) × 100,000

    = 846,6 surma 100 000 mehe kohta

  4. 25-34-aastaste meeste tahtmatu vigastuse spetsiifiline suremus

    See on põhjus-, vanus- ja soospetsiifiline suremus

    Protsent = tahtmatute vigastussurmade arv 25–34-aastaste meeste seas - hinnanguliselt 25–34-aastaste meeste keskea populatsioon × 100 000

    = (9,635 ⁄ 20,203,000) × 100,000

    = 47,7 tahtmatut vigastusega seotud surma 100 000 25–34-aastase kohta

Tabel 3.5 Kõikide põhjuste ja tahtmatu vigastuste suremus ning hinnanguline rahvastik vanuserühmade kaupa, nii soo kui ka meeste jaoks - Ameerika Ühendriigid, 2002

Kõik võistlused, mõlemad_seksid Kõik võistlused, isased
Vanuserühm (aastates) Kõik_põhjused Tahtmatud vigastused Hinnanguline pop. (× 1000) Kõik_põhjused Tahtmatud vigastused Hinnanguline pop. (× 1000)
Kokku 2,443,387 106,742 288,357 1,199,264 69,257 141,656
0–4 32,892 2,587 19,597 18,523 1,577 10,020
5–14 7,150 2,718 41,037 4,198 1713 21,013
15–24 33,046 15,412 40,590 24,416 11,438 20,821
25–34 41,355 12,569 39,928 28,736 9,635 20,203
35–44 91,140 16,710 44,917 57,593 12,012 22,367
45–54 172,385 14,675 40,084 107,722 10,492 19,676
55–64 253,342 8,345 26,602 151,363 5,781 12,784
65+ 1,811,720 33,641 35,602 806,431 16,535 14,772
Ei ole märgitud 357 85 0 282 74 0

Andmeallikas: veebipõhine vigastuste statistika päringute ja aruandluse süsteem (WISQARS) [veebiandmebaas] Atlanta; Riiklik vigastuste ennetamise ja kontrolli keskus. Saadaval aadressilt: https://www.cdc.gov/injury/wisqars.

Harjutus 3.3

2001. aastal juhtus meestel 15 555 tapmist ja naisi 4753. Meeste ja naiste hinnanguline 2001. aasta keskpaiga populatsioon oli vastavalt 139 813 000 ja 144 984 000.

  1. Arvutage mõrvaga seotud meeste ja naiste suremus.
  2. Mis tüüpi suremuse määrasid te esimeses küsimuses arvutasite?
  3. Arvutage meeste tapmiste ja suremuse suhe naistega võrreldes.
  4. Tõlgendage 3. küsimuses arvutatud määra nii, nagu esitaksite teavet poliitikakujundajale.

Kontrollige oma vastust.

Vanusega kohandatud suremus

Suremusmäärasid saab kasutada ühe piirkonna määrade võrdlemiseks teise piirkonna määradega või aja jooksul. Kuid kuna suremus tõuseb ilmselgelt vanusega, võib ühe elanikkonna kõrgem suremuse määr lihtsalt peegeldada tõsiasja, et esimene populatsioon on vanem kui teine.

Arvestage, et 2002. aastal oli Alaska ja Florida osariikide suremus vastavalt 472,2 ja 1005,7 100 000 kohta (vt tabel 3.6). Kas kõik Floridast peaksid oma surmaohu vähendamiseks kolima Alaskasse? Ei, põhjuseks, miks Alaska suremus on Florida omast palju madalam, on see, et Alaska elanikkond on oluliselt noorem. Tõepoolest, Alaska vanusepõhine suremus on seitsme vanuserühma puhul tegelikult kõrgem kui Floridas.

Erinevate vanuserühmade erinevate jaotuste põhjustatud moonutuste kõrvaldamiseks erinevates populatsioonides kasutatakse statistilisi tehnikaid võrreldavate populatsioonide määrade kohandamiseks või standardiseerimiseks. Need meetodid võtavad vanusespetsiifilise suremuse kaalutud keskmise ja kõrvaldavad erinevate vanuseliste jaotuste mõju eri populatsioonide vahel. Nende meetoditega arvutatud suremus on vanusega kohandatud või vanuse järgi standardiseeritud suremus. Alaska 2002. aasta vanusega kohandatud suremus (794,1 100 000 kohta) oli kõrgem kui Floridas (787,8 100 000 kohta), mis pole üllatav, arvestades, et 7 13-st vanusespetsiifilisest suremusest olid Alaskal kõrgemad kui Floridas.

Surma ja juhtumi suhe

Surma ja juhtumi suhte määratlus

Surma ja juhtumi suhe on kindla ajavahemiku jooksul konkreetsele haigusele omistatud surmajuhtumite arv jagatuna sama aja jooksul tuvastatud uute selle haiguse juhtumite arvuga. Surma ja juhtumi suhe on suhe, kuid mitte tingimata proportsioon, sest mõned loenduris loendatud surmad võisid juhtuda isikute seas, kellel tekkis haigus varasemal perioodil, ja seetõttu ei loeta neid nimetajaks.

Tabel 3.6 Põhjuslik suremus vanuserühmade kaupa - Alaska ja Florida, 2002

ALASKA FLORIDA
Vanuserühm
(aastat)
Rahvaarv Surmad Suremus
(100 000 kohta)
Rahvaarv Surmad Suremus
(100 000 kohta)
<1 9,938 55 553.4 205,579 1,548 753
1–4 38,503 12 31.2 816,570 296 36.2
5–9 50,400 6 11.9 1,046,504 141 13.5
10–14 57,216 24 41.9 1,131,068 219 19.4
15–19 56,634 43 75.9 1,073,470 734 68.4
20–24 42,929 63 146.8 1,020,856 1,146 112.3
25–34 84,112 120 142.7 2,090,312 2,627 125.7
35–44 107,305 280 260.9 2,516,004 5,993 238.2
45–54 103,039 427 414.4 2,225,957 10,730 482
55–64 52,543 480 913.5 1,694,574 16,137 952.3
65–74 24,096 502 2,083.30 1,450,843 28,959 1,996.00
65–84 11,784 645 5,473.50 1,056,275 50,755 4,805.10
85+ 3,117 373 11,966.60 359,056 48,486 13,503.70
Teadmata NA 0 NA NA 43 NA
Kokku 3,030 3,030 472.2 16,687,068 167,814 1,005.70
Vanusega kohandatud määr: 794.1 787.8

Andmeallikas: veebipõhine vigastuste statistika päringute ja aruandluse süsteem (WISQARS) [veebiandmebaas] Atlanta; Riiklik vigastuste ennetamise ja kontrolli keskus. Saadaval aadressilt: https://www.cdc.gov/injury/wisqars.

Surma ja juhtumi suhte arvutamise meetod

Kindla ajavahemiku jooksul konkreetsele haigusele omistatud surmade arv kindlaksmääratud perioodil tuvastatud uute haigusjuhtude arv × 10 n

NÄIDE: surmajuhtumi suhtarvude arvutamine

Aastatel 1940–1949 teatati kokku 143 497 difteeria juhtumist. Samal kümnendil seostati difteeriaga 11 228 surma. Arvutage surma ja juhtumi suhe.

Surma ja juhtumi suhe = 11 228/143497 × 1 = 0,0783

või

= 11 228 143 497 × 100 = 7,83 100 kohta

Harjutus 3.4

Tabelis 3.7 on esitatud teatatud difteeriajuhtumite arv ja difteeriaga seotud surmajuhtumite arv USA-s aastakümnete kaupa. Arvutage surma ja juhtumi suhe aastakümnete kaupa. Kirjeldage tabelis 3.7 olevaid andmeid, sealhulgas tulemusi.

Tabel 3.7 Difteeria juhtumite ja surmade arv aastakümnete kaupa - Ameerika Ühendriigid, 1940–1999

Kümme aastat Uute juhtumite arv Surmade arv Surma juhtumi suhe (× 100)
1940–1949 143,497 11,228 7.82
1950–1959 23,750 1,710
1960–1969 3,679 390
1970–1979 1,956 90
1980–1989 27 3
1990–1999 22 5

Andmeallikad: haiguste tõrje ja ennetamise keskused. Teavitatavate haiguste kokkuvõte, Ameerika Ühendriigid, 2001. MMWR 2001; 50 (nr 53).
Haiguste tõrje ja ennetamise keskused. Teavitatavate haiguste kokkuvõte, Ameerika Ühendriigid, 1998. MMWR 1998; 47 (nr 53).
Haiguste tõrje ja ennetamise keskused. Teavitatavate haiguste kokkuvõte, Ameerika Ühendriigid, 1989. MMWR 198; 38 (nr 53).

Kontrollige oma vastust.

Juhtumite suremus

Juhtumite surmamäär on konkreetse haigusseisundiga isikute (juhtumite) osakaal, kes selle seisundi tõttu surevad. See on seisundi tõsiduse mõõt. Valem on:

Põhjusepõhiste surmajuhtumite arv juhtumite hulgas Juhtumite koguarv × 10 n

Juhtumite hukkumise määr on proportsioon, seega on lugeja piiratud ainult nimetajatesse kuuluvate inimeste surmaga. Lugeja ja nimetaja ajavahemikud ei pea olema ühesugused; nimetajaks võiksid olla 1990. kalendriaastal diagnoositud HIV / AIDS-i juhtumid ja lugeja - 1990. aastal HIV-diagnoosiga inimeste surmad võivad olla 1990. aastast kuni praeguseni.

NÄIDE: juhtum-fataalsuse määrade arvutamine

Restorani rohelisele sibulale viidud A-hepatiidi epideemias tuvastati 555 juhtu. Kolm haigusjuhust surid nakkuste tagajärjel. Arvutage juhtumite surmamäär.

Juhtumi surmamäär = (3 ¾ 555) × 100 = 0,5%

Juhtumite suremus on proportsioon, mitte tegelik määr. Seetõttu eelistavad mõned epidemioloogid mõistet juhtumite surm.

Juhtumite surmamäära ja surmajuhtumite suhte mõiste on sarnane, kuid sõnastused on erinevad. Surma ja juhtumi suhe on lihtsalt kindlaksmääratud aja jooksul juhtunud konkreetsete põhjustega seotud surmajuhtumite arv jagatuna sama aja jooksul esinenud selle haiguse uute juhtumite arvuga. Surmade ja juhtumite suhte lugejaga hõlmatud surmad ei piirdu nimetaja uute juhtumitega; tegelikult surevad paljud haigused inimestel, kelle haigus algas aastaid varem. Seevastu juhtumite surmamäära korral piirduvad lugejaga hõlmatud surmajuhtumid nimetaja juhtumitega.

Proportsionaalne suremus

Proportsionaalse suremuse määratlus

Proportsionaalne suremus kirjeldab surmade osakaalu kindlaksmääratud populatsioonis ajavahemikul, mis on tingitud erinevatest põhjustest. Iga põhjus on väljendatud protsendina kõigist surmadest ja põhjuste summa peab lisama 100%. Need proportsioonid ei ole suremuse määrad, sest nimetajaks on pigem kõik surmad kui populatsioon, kus surmad aset leidsid.

Proportsionaalse suremuse arvutamise meetod

Kindla ajavahemiku jooksul kindla populatsiooni jaoks

Kindla põhjuse põhjustatud surmad Surmad kõigist põhjustest × 100

Esmaste surmapõhjuste jaotus Ameerika Ühendriikides 2003. aastal kogu elanikkonna (igas vanuses) ja 25–44-aastaste isikute kohta on toodud tabelis 3.1. Nagu selles tabelis illustreeritakse, moodustasid õnnetused (tahtmatud vigastused) 4,3% kõigist surmajuhtumitest, kuid 25–44-aastaste seas suri 21,6%.

Mõnikord, eriti tööepidemioloogias, kasutatakse proportsionaalset suremust huvipakkuvas populatsioonis (näiteks töökohal) suremuste võrdlemiseks laiema elanikkonna suremusega. Seda kahe proportsionaalse suremuse võrdlust nimetatakse proportsionaalseks suremuse suhteks ehk lühidalt PMR-iks. PMR, mis on suurem kui 1,0, näitab, et konkreetne põhjus põhjustab huvipakkuvas populatsioonis suurema osa surmajuhtumitest, kui võite arvata. Näiteks võivad ehitustöölised suurema tõenäosusega surra vigastustesse kui kogu elanikkond.

PMR-id võivad siiski olla eksitavad, kuna need ei põhine suremuse määradel. Madal põhjuspõhine suremus määr huvipakkuvas populatsioonis võib tõsta proportsionaalset suremust kõigi muude põhjuste korral, sest need peavad moodustama 100%. Nendel töötajatel, kellel on kõrge vigastustega seotud proportsionaalne suremus, on tõenäoliselt madalam proportsionaalne suremus krooniliste või puudega seisundite korral, mis hoiavad inimesi tööjõust eemal. Teisisõnu, töötavad inimesed on suurema tõenäosusega tervemad kui kogu elanikkond - seda nimetatakse tervisliku töötaja efektiks.

Harjutus 3.5

Kasutades tabeli 3.8 andmeid, arvutage 25–44-aastaste inimeste puuduv proportsionaalne suremus südamehaiguste ja rünnakute (tapmine) korral.

Tabel 3.8 Surmade arv, osakaal (protsent) ja järjestus juhtivate surmapõhjuste, igas vanuses ja vanuses 25–44 aastat - Ameerika Ühendriigid, 2003

Kõik vanused Vanus 25–44 aastat
Arv Protsent Koht Arv Protsent Koht
Kõik põhjused 2,443,930 100 128,924 100
Südamehaigused 684,462 28 1 16,283 3
Pahaloomulised kasvajad 554,643 22.7 2 19,041 14.8 2
Tserebrovaskulaarne_haigus 157,803 6.5 3 3,004 2.3 8
Kroonilised alumiste hingamisteede haigused 126,128 5.2 4 401 0.3 *
Õnnetused (tahtmatud vigastused) 105,695 4.3 5 27,844 21.6 1
Suhkurtõbi 73,965 3 6 2,662 2.1 9
Gripp ja kopsupõletik 64,847 2.6 7 1,337 1 10
Alzheimeri tõbi 63,343 2.6 8 0 0 *
Nefriit, nefrootiline sündroom, nefroos 33,615 1.4 9 305 0.2 *
Septemia 34,243 1.4 10 328 0.2 *
Tahtlik enesevigastamine (enesetapp) 30,642 1.3 11 11,251 8.7 4
Krooniline maksahaigus ja maksatsirroos 27,201 1.1 12 3,288 2.6 7
Rünnak (tapmine) 17,096 0.7 13 7,367 5
HIV_haigus 13,544 0.5 * 6,879 5.3 6
Kõik teised 456,703 18.7 29,480 22.9

* Ei kuulu edetabelis esinenud põhjuste hulka

Andmeallikad: CDC. Teavitatavate haiguste kokkuvõte, Ameerika Ühendriigid, 2003. MMWR 2005; 2 (nr 54).
Hoyert DL, Kung HC, Smith BL. Surmad: 2003. aasta esialgsed andmed; riiklikud perekonnaseisuaruanded; vol. 53 nr 15. Hyattsville, MD: Riiklik tervishoiustatistika keskus 2005: 15, 27.

Kontrollige oma vastust.

Aastaid potentsiaalsest elust kaotatud

Kaotatud potentsiaalse elu aastate määratlus

Aastaid potentsiaalsest kaotatud elust (YPLL) on üks näitaja enneaegse suremuse mõju kohta elanikkonnale. Täiendavad meetmed hõlmavad puuet ja muid elukvaliteedi näitajaid. YPLL arvutatakse enne seda lõpppunkti surnute ettemääratud lõpp-punkti ja surma vanuste erinevuste summana. Kaks kõige sagedamini kasutatavat lõpp-punkti on vanus 65 aastat ja keskmine eeldatav eluiga.

See arvutus mõjutab YPLL-i kasutamist, mis tähendab väärtussüsteemi, milles surmale omistatakse rohkem kaalu, kui see toimub varasemas eas. Seega on vanemas eas surmad devalveeritud. Kuid YPLL enne 65. eluaastat (YPLL65) paneb varases eas surmale palju rohkem rõhku kui ülejäänud eluea põhjal (YPLLLE). 2000. aastal oli järelejäänud eeldatav eluiga 60-aastasel 21,6 aastat, 70-aastasel 11,3 aastat ja 80-aastasel 8,6 aastat. YPLL65 põhineb vähem kui 30% -l surmajuhtumitest, mis juhtuvad nooremate kui 65-aastaste seas. Seevastu eeldatav eluiga YPLL (YPLLLE) põhineb igas vanuses inimeste surmadel, seega sarnaneb see rohkem toorsuremusega. (10)

YPLL-määrasid saab kasutada YPLL-i võrdlemiseks erineva suurusega populatsioonide vahel. Kuna erinevatel populatsioonidel võib olla erinev vanuseline jaotus, kohandatakse YPLL määrasid vanuse järgi, et kõrvaldada erineva vanuselise jaotuse mõju.

Meetod YPLL-i arvutamiseks rea loendist

  1. 1. samm. Otsustage lõpp-punkt (65 aastat, keskmine eeldatav eluiga või muu).
  2. 2. samm. Välistage kõigi lõpp-punktis või pärast seda surnud isikute andmed.
  3. Samm 3. Iga inimese jaoks, kes suri enne lõpp-punkti, arvutage selle inimese YPLL, lahutades lõpp-punktist surma vanuse. YPLL indiviid = lõpp-punkt - vanus surma korral
  4. Samm 3. Võtke kokku üksikud YPLL-id. YPLL = ∑ YPLL üksikisik

Meetod YPLL arvutamiseks sagedusest

  1. 1. samm. Veenduge, et vanuserühmad puruneksid kindlaksmääratud lõpp-punktis (nt 65 aastat). Kõrvaldage kõik vanuserühmad, mis on vanemad kui tulemusnäitaja.
  2. 2. samm. Määrake iga lõpp-punktist noorema vanuserühma jaoks vanuserühma keskpunkt, kus keskpunkt = vanuserühma noorim vanus aastates + vanim vanus + 1 2
  3. 3. samm. Lõpp-punktist noorema vanuserühma puhul tuvastage selle vanuserühma YPLL, lahutades lõpp-punktist keskpunkti.
  4. 4. samm. Arvutage vanusepõhine YPLL, korrutades vanuserühma YPLL korrutatuna selles vanuserühmas olevate inimeste arvuga.
  5. 5. samm. Võtke kokku vanusepõhised YPLL-id.

YPLL määr tähistab kaotatud potentsiaalse elu aastaid 1000 elaniku kohta, mis on vanem kui lõpp-vanus, näiteks 65 aastat. Erinevate populatsioonide enneaegse suremuse võrdlemiseks tuleks kasutada YPLL-määrasid, kuna YPLL ei võta arvesse populatsiooni suuruse erinevusi.

YPLL-määra valem on järgmine:

Kaotatud potentsiaalse elu aastad Alla 65-aastased elanikud × 10 n

NÄIDE: YPLL ja YPLL määrade arvutamine

Leukeemiaga seotud suremuse arvutamiseks igas vanuses, alla 65-aastaste inimeste suremuse, YPLL ja YPLL määra arvutamiseks kasutage tabelite 3.9 ja 3.10 andmeid.

  1. Leukeemiaga seotud suremus, igas vanuses = (21 498 ⁄ 288 357 000) × 100 000 = 7,5 leukeemia surma 100 000 elaniku kohta
  2. Leukeemiaga seotud suremus alla 65-aastastel inimestel = 125 + 316 + 472 + 471 + 767 + 1459 + 2611 (19 597 + 41 037 + 40 590 + 39 928 + 44 917 + 40 084 + 26 602) × 100 000 = 6 221 252 755 000 = × 100 000

    = 2,5 leukeemia surma 100 000 alla 65-aastase inimese kohta

  3. Leukeemiaga seotud YPLL
    1. Arvutage iga vanusevahe keskpunkt. Kasutades eelnevalt näidatud valemit, on 0–4-aastaste vanuserühma keskpunkt (0 + 4 + 1) ½ või 5 ½ või 2,5 aastat. Sama valemi abil tuleb määrata keskpunktid igale vanuserühmale kuni vanuserühma 55–64 aastat (kaasa arvatud) (vt tabeli 3.10 3. veerg).
    2. Konkreetse vanuserühma jaoks kaotatud potentsiaalse eluea kindlaksmääramiseks lahutage keskpunkt lõpp-punktist. Vanuserühmas 0–4 aastat tähendab iga surm 65 miinus 2,5 ehk 62,5 aastat potentsiaalset kaotatud elu (vt tabeli 3.10 4. veerg).
    3. Arvutage kaotatud potentsiaalse elu vanusepõhised aastad, korrutades antud vanuserühma surmade arv selle potentsiaalse kaotatud eluaastatega. 0–4-aastaste vanuserühmas 125 surmajuhtumit × 62,5 = 7812,5 YPLL (vt tabeli 3.10 5. veerg).
    4. Kokku vanusepõhine YPLL. Ameerika Ühendriikides leukeemiale omistatud YPLL oli 2002. aastal 117 033 aastat (vt tabeli 3.10 5. veeru kogusumma).
  4. Leukeemiaga seotud YPLL määr = YPLL65 määr
    = YPLL jagatuna 65-aastase elanikkonna arvuga
    = (117,033 ⁄ 252,755,000) × 1,000
    = 0,5 YPLL 1000 alla 65-aastase elaniku kohta

Tabel 3.9 HIV või leukeemia põhjustatud surmad vanuserühmade kaupa - Ameerika Ühendriigid, 2002

Vanuserühm (aastad) Rahvaarv
(× 1,000)
Mitu
HIV-i surmad
Leukeemiaga surmade arv
Kokku 288,357 14,095 21,498
0–4 19,597 12 125
5–14 41,037 25 316
15–24 40,590 178 472
25–34 39,928 1,839 471
35–44 44,917 5,707 767
45–54 40,084 4,474 1,459
55–64 26,602 1,347 2,611
65+ 35,602 509 15,277
Ei ole märgitud 4 0

Andmeallikas: veebipõhine vigastuste statistika päringute ja aruandluse süsteem (WISQARS) [veebiandmebaas] Atlanta; Riiklik vigastuste ennetamise ja kontrolli keskus. Saadaval aadressilt: / trauma / wisqars.

Tabel 3.10 Leukeemiale omistatud potentsiaalse kaotatud surma ja aastad vanuserühmade kaupa - Ameerika Ühendriigid, 2002

1. veerg
Vanuserühm (aastates)
2. veerg
Surmad
3. veerg
Vanuse keskpunkt
4. veerg
Aastad 65-ni
5. veerg
YPLL
Kokku 21,498 117,033
0–4 125 2.5 62.5 7,813
5–14 316 10 55 17,380
15–24 472 20 45 21,240
25–34 471 30 35 16,485
35–44 767 40 25 19,175
45–54 1,459 50 15 21,885
55–64 2,611 60 5 13,055
65+ 15,277
Ei ole märgitud 0

Andmeallikas: veebipõhine vigastuste statistika päringute ja aruandluse süsteem (WISQARS) [veebiandmebaas] Atlanta; Riiklik vigastuste ennetamise ja kontrolli keskus. Saadaval aadressilt: https://www.cdc.gov/injury/wisqars.

Harjutus 3.6

Järgmistele küsimustele vastamiseks kasutage tabelis 3.9 toodud HIV andmeid.

  1. Kui suur on HIV-iga seotud suremus igas vanuses?
  2. Kui suur on HIV-iga seotud suremus alla 65-aastastel inimestel?
  3. Mis on HIV-iga seotud YPLL enne 65. eluaastat?
  4. Kui suur on HIV-ga seotud YPLL65 määr?
  5. Koostage tabel, milles võrreldakse leukeemia ja HIV-i suremust ja YPLL-i. Millist meedet võiksite eelistada, kui prooviksite toetada leukeemiauuringute rahastamise suurendamist? HIV-uuringute jaoks?

Kontrollige oma vastust.

Viited (see osa)

  1. Veebipõhine vigastuste statistika päringute ja aruandluse süsteem (WISQARS) [veebiandmebaas] Atlanta; Riiklik vigastuste ennetamise ja kontrolli keskus. [viidatud 1. veebruaril 2006]. Saadaval aadressilt: https://www.cdc.gov/injury/wisqars.
  2. Haiguste tõrje ja ennetamise keskused. Tervis, Ameerika Ühendriigid, 2004. Hyattsville, MD; 2004.
  3. Tark RP, Livengood JR, Berkelman RL, Goodman RA. Metoodilised alternatiivid enneaegse suremuse mõõtmiseks. Am J Eelm. Med 1988; 4: 268–273.
Eelmise lehe 3. õppetunni ülevaade