О журнале Издательская этика Редколлегия Редакционный совет Редакция Для авторов Контакты
Russian

Экспорт новостей

Журнал в базах данных

eLIBRARY.RU - НАУЧНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА


crossref.org
vak.ed.gov.ru/vak

GoogleАкадемия

Google Scholar

Вниманию авторов!
Плата с авторов за публикацию рукописей не взимается

Импакт-фактор журнала в РИНЦ равен 0.522.

C 2017 года редакция начинает публикацию материалов Документационного Центра Всемирной Организации Здравоохранения.

С 2016 года DOI присваивается всем научным статьям, публикуемым в журнале, безвозмездно. 
Главная arrow Архив номеров arrow №4 2010 (16) arrow Методология предотвратимой смертности для анализа региональных особенностей здравоохранения
Методология предотвратимой смертности для анализа региональных особенностей здравоохранения Печать
02.12.2010 г.

УДК:614.1:616-036.88(470+571)

Сабгайда Т.П.
ФГУ ЦНИИОИЗ, Москва

A methodology of preventable mortality for the analysis of regional features of public health
Sabgaida T.P.

Federal Public Health Institute, Moscow

Рассмотрена возможность применения методологии предотвратимой смертности для оценки эффективности предпринятых мер по оптимизации организации здравоохранения и улучшения качества оказания медицинской помощи населению в отдельных субъектах Российской Федерации. Заключения о результатах предпринятых мер основывались на расхождении в значениях уровней предотвратимой смертности, наблюдаемых и прогнозируемых на основе математического моделирования.

Предотвратимые потери анализировались с помощью показателей смертности населения от трех классов причин по российской классификации предотвратимых причин смерти, резервы предотвратимости – на основе доли разницы значений наблюдаемой и прогнозируемой смертности в величине прогнозируемой смертности. Прогнозирование смертности осуществлялось для каждого субъекта РФ с учетом территориальных особенностей предотвратимой смертности.

Проведено районирование территории страны, построены прогнозы изменения уровня смертности в период с 2006 по 2010 годы, по результатам совпадения с прогнозируемыми значениями уровня предотвратимой смертности в 2008 году сделаны заключения об эффективности модернизации здравоохранения в субъектах РФ.

Заключается, что методология предотвратимой смертности с использованием российской классификации причин является эффективным методом анализа территориальных особенностей организации здравоохранения и качества оказания медицинской помощи населению.

Consideration is given to the opportunity of applying the methodology of preventable mortality to assess the efficiency of measures undertaken to optimize the organization of public health services and improve the quality of medical care provided to the population in separate regions of the Russian Federation. The conclusions about results of the undertaken measures were based on a difference between preventable mortalities, which were recorded and predicted on the basis of mathematical modeling.

Preventable losses were analyzed with using the indicators of population mortality caused by three types of reasons in accordance with the Russian classification of causes of preventable mortality; reserves of preventability were analyzed using a share of a difference between observable and predicted mortality in the value of predicted mortality. Prediction of mortality rate was carried out for all subject of the Russian Federation with regard to territorial features of preventable mortality.

By using the analysis of preventable mortality dynamics from 1994 till 2005, division of the country territory into districts was carried out; prediction for changes in mortality rate during the period from 2006 till 2010 were made; by the results of concurrence of the level of preventable mortality rates with the predicted values in 2008, the conclusions are made about the efficiency of public health modernization in the subjects of the Russian Federation.

It was stated that the methodology of preventable mortality with using the Russian classification of causes of preventable mortality is an effective method for the analysis of territorial features of public health organization and quality of medical care provided to the population.

Ключевые слова: предотвратимая смертность, оценка деятельности учреждений здравоохранения, прогнозирование смертности, районирование, резервы предотвратимости потерь населения.

Key words: preventable mortality, assessment of activity of public health facilities, prediction of mortality rate, division into districts, reserves of preventable population losses.

Методология анализа предотвратимой смертности, рассматриваемой как обобщенный индикатор качества деятельности системы здравоохранения, была разработана в 1976 году и рекомендована для использования в странах с высоким уровнем технологического развития [10]. Позже была показана применимость методологии для стран с любым уровнем экономического развития [9]. Вклад предотвратимой смертности в общую смертность населения в странах ЕС колеблется от 10% до 30%, тогда как в странах со слабой экономикой он составляет 40-50% [13]. В России в 1994 году доля предотвратимой смертности составляла 61,8% среди мужчин и 55,6 среди женщин, в 2005 году – соответственно 59,1 и 56,9% [4]. Разные тенденции смертности мужчин и женщин связаны с гендерными различиями зависимости предотвратимой смертности от политики в области здравоохранении [14].

Выявлено, что предотвратимая смертность населения снижается более быстрыми темпами, чем общая смертность, если здравоохранение работает эффективно, если же система охраны здоровья населения не работает, предотвратимая смертность растет [11]. В последние годы по инициативе Минздравсоцразвития в регионах предприняты различные меры по улучшению медицинского обслуживания и охране здоровья населения. Соответственно, в России в ближайшее десятилетие доля предотвратимой смертности в общей смертности населения должна снижаться.

Мы проанализировали, может ли методология предотвратимой смертности служить основой для оценки эффективности предпринятых мер по оптимизации организации здравоохранения и улучшения качества оказания медицинской помощи населению в отдельных субъектах Российской Федерации. Оценивалось расхождение в значениях уровней предотвратимой смертности, наблюдаемых и прогнозируемых на основе математического моделирования.

Был построен оптимистический прогноз изменения предотвратимой смертности в субъектах РФ на основе динамики ее изменения в период 1994-2005 годы, результаты прогнозирования были сравнены с наблюдаемым в 2008 году уровнем предотвратимой смертности. Смертность анализировалась с 1994 года, когда ее уровень был наибольшим практически во всех субъектах РФ, по 2005 год – года начала действия национального проекта «Здоровье». Начавшееся в 2005 году снижение смертности российского населения свидетельствует о принципиальной возможности ставить вопрос о ее предотвратимости для системы здравоохранения, что обосновывает целесообразность построения оптимистических прогнозов. Анализируемый период заканчивается 2008 годом, поскольку в 2009 году была запущена большая государственная программа по формированию здорового образа жизни «Здоровая Россия» [2]. Появление нового фактора, влияющего на предотвратимую смертность, ограничивает возможности построения прогностических моделей.

Поскольку была продемонстрирована более тесная связь смертности российского населения от причин, управляемых политикой по охране здоровья населения, чем от причин, управляемых качеством оказания медицинской помощи [8], мы использовали российскую классификацию предотвратимых причин смерти, разделяющую предотвратимые причины смерти на три класса: зависящих преимущественно от эффективности деятельности системы здравоохранения (класс I), от социально-экономических факторов (класс II) и от государственной политики охраны здоровья населения (класс III) [7].

Вариация социально-экономических и культурно-этнических составляющих жизни населения обуславливает различия в продолжительности жизни населения в разных регионах России [5]. Кроме того, уровень предотвратимой смертности выше в регионах с низким социально-экономическим уровнем, среди населения низкого социального статуса и с низким уровнем образования [12]. Были показаны также этнические особенности предотвратимой смертности [15], в связи с чем и уровень предотвратимой смертности, и общий уровень смертности населения, варьирует на территории Российской Федерации в весьма широких пределах.

Закономерности территориального варьирования анализируемого показателя мужчин и женщин не одинаковы (карты 1, 2). В Сибири и на Дальнем Востоке уровень предотвратимой смертности женщин превышает среднероссийский показатель на большем числе территорий, чем уровень предотвратимой смертности мужчин, в центральной части России, наоборот, на меньшем числе территорий. По уровню рассматриваемого показателя резко выделяется Ингушетия, которая характеризуется самым низким размером валового регионального продукта среди всех субъектов РФ. К регионам с наименьшим уровнем предотвратимой смертности относятся также Карачаево-Черкессия, Чечня и Северная Осетия, Дагестан, Кабардино-Балкария, а также Ямало-Ненецкий округ, уровень экономического развития которых чрезвычайно низок. Хорошая ситуация со смертностью в этих регионах лишь отчасти объясняется плохим качеством сбора статистической отчетности, поскольку в целом для южных территорий характерна большая продолжительность жизни населения (то есть, меньшей смертностью населения трудоспособного возраста и большей долей детского населения), чем на остальных территориях России (с индустриальным типом общественного развития). С другой стороны, низкий уровень предотвратимой смертности наблюдается в Москве, где уровень экономического развития наивысший в стране.

К субъектам с наибольшим уровнем предотвратимой смертности относятся Республики Бурятия и Тыва, автономные округа Ненецкий, Коми-Пермяцкий, Эвенкийский и Корякский, то есть также регионы с низким уровнем экономического развития.

Карта 1
Карта 1. Смертность мужчин в 2008 году от предотвратимых причин

Карта 2
Карта 2. Смертность женщин в 2008 году от предотвратимых причин

Уровень экономического развития субъектов РФ не является определяющим фактором уровня предотвратимой смертности, поскольку последняя является индикатором деятельности органов здравоохранения. Кроме того, особенности смертности малых народностей России определяются также традиционным жизненным укладом и типом хозяйствования.

Разное качество сбора данных (кодирования причин смерти) в разных регионах искажает спектр территориальной вариации предотвратимой смертности, поэтому для районирования территории целесообразно использовать нормированный показатель, например, долю предотвратимой смертности в общей смертности населения. Этот показатель рассчитывался как общее число мужчин/женщин в возрасте от 5 до 65 лет, умерших от 26 предотвратимых причин смерти, умноженное на 100 и деленное на общее число мужчин/женщин в возрасте от 5 до 65 лет, умерших от всех причин.

В силу разной степени социально-экономического развития регионов доля предотвратимой смертности в общей смертности населения в каждом регионе разная, и она не коррелирует с уровнем предотвратимой смертности. Варьирование доли суммарной смертности от предотвратимых причин в общей смертности по территории России также происходит в широких пределах: для мужчин в 2008 году этот показатель для России в целом составлял 56,4% и изменялся от 45,4% в Москве до 69,3% в Республике Тыва; для женщин в 2008 году этот показатель для России в целом составлял 53,6% и изменялся от 40,0% в Ингушетии до 68,8% в Республике Тыва.

Качественное различие организации охраны здоровья населения в субъектах РФ проявляется не столько в доле предотвратимой смертности в общей смертности, сколько в траектории изменения этой доли. Закономерности изменения доли предотвратимой смертности не едины для всей территории страны, в разных регионах тенденции смертности могут быть описаны с помощью разных математических функций [6]. Поэтому прогнозные расчеты следует проводить для отдельных кластеров, выделенных при районировании территории Российской Федерации на основе динамики доли предотвратимой смертности.

Районирование территории Российской Федерации. Применение кластерного анализа с использованием метода построения дендрограмм [3] не позволило разделить территорию страны на отдельные кластеры со сходной динамикой доли предотвратимой смертности. Поэтому использовался оригинальный подход к районированию территорий, основанный на учете результирующих изменений уровня анализируемого показателя. Нормированный показатель рассчитывался для каждого субъекта федерации в 1994 и 2005 годах. По его величине определялись границы уровневых групп, после чего все территории были разделены на кластеры по принципу изменения принадлежности к уровневой группе в 1994 и в 2005 годах, когда субъект РФ может остаться в той же группе, перейти в группу с более низкой или более высокой долей предотвратимой смертности.

На основе анализа гистограммы распределения значений территориальных показателей все субъекты РФ были разбиты на четыре уровневые группы: 1) субъекты с долей смертей от предотвратимых причин менее 55%; 2) в пределах от 55 до 60%; 3) в пределах от 60% до 65% и 4) свыше 65%. Смертность мужчин и женщин анализировалась раздельно. По показателю мужской смертности в 1994 году в первую группу входило 3 субъекта РФ, а в 2005 году – 14. Число субъектов РФ, входящих во вторую группу, также увеличилось с 20 до 25, а вот число регионов, входящих в третью и четвертую группы, снизилось, соответственно с 34 до 31 и с 23 до 10. По показателю смертности женщин в первую группу входило 36 субъектов РФ в 1994 году и 21 - в 2005 году, во вторую группу - соответственно, 32 и 39, в третью – 7 и 13, в четвертую – 3 и 5.

По принципу изменения принадлежности к уровневым группам в 1994 и в 2005 годах все территории были разделены на 14 кластеров. В таблице 1 приведена схема отнесения территорий к соответствующему кластеру и число субъектов РФ в каждом кластере. Так, в трех субъектах с малой долей предотвратимой смертности мужчин в 1994 году (Ингушетия, Чечня и Мурманская область) ее доля в 2005 году осталась также малой (кластер 11). Из 36 субъектов с низким значением доли предотвратимой смертности женщин в 1994 году в 15 субъектах эта доля в 2005 году осталась на низком уровне (кластер 11), в 16 – повысилась до среднего уровня (кластер 12), в пяти – повысилась до высокого уровня (кластер 13).

Таблица 1

Схема отнесения субъектов РФ к 14 кластерам по их принадлежности к группам с долей смертей мужчин и женщин от предотвратимых причин менее 55% (1), от 55 до 60% (2), от 60% до 65% (3) и свыше 65% (4) в 1994 и 2005 годах

Уровневая группа в 1994 году Уровневая группа в 2005 году Кластер № (код) Число субъектов РФ
мужчины женщины
1 -----> 1 11 3 15
  -----> 2 12 0 16
  -----> 3 13 0 5
     
2 -----> 1 21 8 6
  -----> 2 22 8 21
  -----> 3 23 4 4
  -----> 4 24 0 1
     
3 -----> 1 31 3 0
  -----> 2 32 14 2
  -----> 3 33 16 3
  -----> 4 34 1 2
         
4 -----> 2 42 3 0
  -----> 3 43 11 1
  -----> 4 44 9 2

Из 20 субъектов со средним значением доли предотвратимой смертности мужчин в 1994 году в восьми субъектах эта доля в 2005 году снизилась до низкого значения (кластер 21), в восьми – осталась на среднем уровне (кластер 22), в четырех – повысилась до высокого уровня (кластер 23). Среди женской смертности произошли более многообразные изменения: из 35 субъектов со средним значением доли предотвратимой смертности в 1994 году в шести субъектах эта доля снизилась до низкого значения (кластер 21), в 21 – осталась на среднем уровне (кластер 22), в четырех – повысилась до высокого уровня (кластер 23), а в одном – до очень высокого уровня (кластер 24).

Для выделенных кластеров динамика суммарной смертности мужчин от предотвратимых причин различна, хотя это различие математическими методами многомерной статистики выявить не удается (рис. 1-1). Для этих же кластеров различие по доле предотвратимой смертности в общей смертности мужчин анализируемого возраста выражены в гораздо большей степени (рис. 1-2).

В каждом из выделенных кластеров динамика доли предотвратимой смертности мужчин 5-64 лет достаточно своеобразна (рис. 1-2, рис. 1-3, рис. 1-4). Кластер №34 представлен всего одним субъектом РФ (Республикой Бурятия), поэтому наблюдаемая динамика анализируемого показателя весьма не устойчива. Наибольшее своеобразие наблюдается для кластера №11, куда входят Чечня и Ингушетия (регионы с отсутствием данных или с данными сомнительного качества).

Рис. 1
Рис. 1. Динамика смертности мужчин 5-64 лет от предотвратимых причин (1) и ее доли в общей смертности мужского населения соответствующего возраста (2, 3, 4) в выделенных кластерах

Для изложения методики прогнозирования предотвратимой смертности далее будут приводиться примеры только для мужской смертности, поскольку последовательность проведенных прогнозных расчетов абсолютно одинакова.

Прогнозные расчеты строились на основании закономерностей изменения уровня предотвратимой смертности, определенных в целом для каждого кластера. Снижение доли предотвратимой смертности свидетельствует об улучшении ситуации с охраной здоровья населения, поэтому даже в случае увеличения уровня предотвратимой смертности в некоторых субъектах РФ в период 1994-2005 годы применялась математическая модель, прогнозирующая дальнейшее снижение смертности.

Так, кластер №32 характеризуется переходом регионов из третьей уровневой группы (с высокой долей предотвратимой смертности) во вторую (со средним уровнем). Во всех 14 входящих в него субъектах РФ доля предотвратимой смертности в 2005 году снизилась на несколько процентных пунктов по сравнению с 1994 годом (табл. 2).

Таблица 2

Доля и уровень предотвратимой смертности мужчин в возрасте от 5 до 65 лет в общей смертности (%) в субъектах РФ, входящих в кластер №32, в 1994 и 2005 годах.

Субъекты РФ Доля предотвратимой смертности Уровень предотвратимой смертности
1994 2005 1994 2005
Краснодарский край 63,3 60,0 752,4 622,9
Архангельская обл. 61,6 57,8 960,9 888,9
Ивановская область 60,5 56,2 869,5 958,5
Костромская область 62,8 58,0 870,7 899,9
Самарская область 61,5 59,8 732,6 705,5
Липецкая область 60,5 56,2 750,9 708,7
Орловская область 61,1 57,7 774,2 758,8
Рязанская область 63,6 57,7 898,6 870,6
Саратовская область 62,7 57,6 760,4 713,8
Смоленская область 60,5 57,3 831,4 912,9
Ярославская область 62,4 57,5 915,7 852,3
Башкортостан 64,1 56,2 739,4 613,8
Северная Осетия 62,3 59,4 647,7 541,4
Татарстан 61,1 58,2 660 623,5
Среднее по кластеру 62,0 57,8 797,5 762,3
Среднее по РФ 61,8 59,1 748,4 655,4

Наибольшее снижение наблюдается в Республике Башкортостан и Рязанской области. При этом уровень предотвратимой смертности в Ивановской, Костромской и Смоленской областях в 2005 году был выше, чем в 2004 году. Однако, учитывая вероятность улучшения качества диагностики и кодирования в случае наблюдаемого снижения доли предотвратимой смертности, прогноз для этих областей строился на основе предположения о снижении уровня смертности со среднегрупповыми темпами.

Поскольку разные процессы (рост социально-экономического развития, улучшение условий охраны здоровья, повышение качества и доступности медицинской помощи) развиваются в обществе не параллельно и не равномерно, мы строили разные прогнозы для смертности от трех классов предотвратимых причин. Использовались простые математические функции для формального описания динамики переменной [1].

Для иллюстрации расчетов на рисунке 2 приведены математические модели и построенные с их помощью прогнозные значения предотвратимой смертности от трех классов причин для кластера №32. Пунктирными линиями представлены прогнозируемые тренды снижения смертности, непрерывными линиями представлены наблюдаемые значения предотвратимой смертности. На рисунках приведены уравнения моделей и показатели качества аппроксимации (R2). Снижение смертности наблюдалось не для всех классов причин – для смертности от причин II класса, зависящих от социально-экономических факторов, отмечен возрастающий тренд (рис. 2-3). Поскольку нет оснований считать, что социально-экономические условия жизни населения не улучшаются, моделью выбора в данном случае стал полином второй степени, прогнозирующий снижение показателя (рис. 2-4). К тому же, показатель качества аппроксимации наблюдаемого ряда полиномиальным уравнением значительно выше, чем показатель качества аппроксимации уравнением линейной регрессии. Таким образом, прогноз смертности от предотвратимых причин II класса в кластере №32 строился с помощью уравнения:

Y = -0,8512*X2 + 9,2248*X + 124,64,

где:
Y – рассчитываемая предотвратимая смертность;
X – порядковый номер года наблюдения (здесь 2008 год соответствует 10).

Рис. 2
Рис. 2. Аппроксимация предотвратимой смертности мужчин от причин, зависящих преимущественно от эффективности деятельности системы здравоохранения (класс I), от социально-экономических факторов (класс II) и от государственной политики охраны здоровья населения (класс III), и прогноз ее дальнейшего снижения для кластера №32

Прогнозируемая динамика смертности мужчин от причин классов I и III описывается уравнениями линейной регрессии (рис. 2-1, 2-2). В результате наибольший наклон пунктирной прямой, т.е. наибольшая скорость снижения показателя, прогнозируется для смертности от причин II класса. С помощью формального описания наблюдаемой ситуации прогнозируется достаточно резкое снижение смертности, что допустимо для краткосрочных прогнозов трендов показателя. Аналогично, с помощью полиномиальных моделей строились прогнозы для кластеров, в которых не произошло снижение предотвратимой смертности (например, кластеры № 23 и №34 для мужчин).

Чтобы рассчитать прогнозируемые значения смертности в каждом субъекте РФ, прогнозируемые для соответствующего кластера значения умножались на коэффициент, найденный как отношение сумм значений смертности в 2003, 2004 и 2005 годах в субъекте и в среднем в соответствующем кластере. Найденные таким образом прогнозные значения для периода с 2006 по 2008 для всех субъектов РФ мы сравнили с наблюдаемой смертностью. Сравнивались значения 2008 года.

В большинстве случаев общий тренд доли предотвратимой смертности в общей смертности мужчин убывающий. Снижение доли предотвратимой смертности явилось результатом улучшения социально-экономических условий в стране. Прогнозы строились из предположения, что действие социально-экономических факторов на снижение смертности населения анализируемого региона продолжилось в той же мере, и, соответственно, продолжилось снижение смертности от предотвратимых причин. Но при дополнительных усилиях в отношении охраны здоровья населения скорость снижения смертности могла быть увеличена, а при прекращении действия благоприятных факторов или при появлении дополнительных факторов риска повышения смертности скорость снижения смертности могла уменьшиться или смертность даже могла увеличиться. Поэтому существенное расхождение прогнозируемых и наблюдаемых уровней смертности от трех классов предотвратимых причин может служить маркером произошедших изменений.

Например, в таблице 3 приведены прогнозные и наблюдаемые значения смертности от трех классов предотвратимых причин для субъектов РФ, входящих в кластер №32. Видим, что в целом прогнозные и наблюдаемые значения показателей близки. Однако в Костромской и Смоленской областях на практике прогнозируемого снижения смертности от причин I класса не достигнуто, что свидетельствует об отставании медицинских учреждений в оснащенности и обеспеченности квалифицированными кадрами. В Северной Осетии, наоборот, смертность от причин I класса снижена в большей степени, чем прогнозировалось. Прогнозируемого уровня смертности от причин II класса не достигнуто в Краснодарском крае, от причин III класса – в Самарской области, то есть, возможные резервы быстрого снижения предотвратимой смертности в этих субъектах не исчерпаны. Существенно ниже прогнозируемого уровня снизилась смертность от причин II класса в Ивановской и Костромской областях, от причин III класса – в Архангельской, Костромской, Ярославской областях, Северной Осетии и Татарстане, что свидетельствует об усилении внимания органов управления здравоохранением в этих субъектах к проблеме здоровья населения..

Таблица 3

Расчетные и наблюдаемые в 2008 году значения предотвратимой смертности мужчин в возрасте от 5 до 65 лет от трех классов причин смерти* в субъектах РФ, входящих в кластер №32

Субъекты РФ Смертность от предотвратимых причин:
I класса II класса III класса
Прогноз Наблюдения Прогноз Наблюдения Прогноз Наблюдения
Краснодарский край 22,6 22,3 97,2 102,4 361,6 340,8
Архангельская обл. 22,0 23,4 125,4 119,4 528,6 458,5
Ивановская область 23,5 23,1 181,2 151,5 510,0 485,1
Костромская область 21,1 29,6 177,0 146,8 505,4 437,5
Самарская область 20,9 20,8 108,7 100,4 457,5 488,9
Липецкая область 23,2 23,1 135,2 117,2 432,6 416,4
Орловская область 33,7 31,1 144,9 129,6 412,6 417,2
Рязанская область 25,7 29,1 147,7 129,2 477,6 461,0
Саратовская область 25,5 26,5 118,9 109,3 440,5 411,1
Смоленская область 26,9 36,6 148,7 140,4 583,0 565,8
Ярославская область 25,0 25,2 139,4 121,3 515,1 462,7
Башкортостан 16,5 16,4 105,9 105,7 382,1 357,3
Северная Осетия 21,1 18,3 84,1 83,7 278,2 246,7
Татарстан 18,7 20,7 113,9 112,2 370,9 328,7

* класс I - смертность зависит преимущественно от эффективности деятельности системы здравоохранения,
класс II - смертность зависит преимущественно от социально-экономических факторов,
класс III - смертность зависит преимущественно от государственной политики охраны здоровья населения

Анализировались расхождения прогнозируемых и наблюдаемых уровней смертности от трех классов предотвратимых причин. Существенные расхождения показателей смертности населения от конкретного класса предотвратимых причин позволяют делать обоснованное заключение об эффективности изменений системы здравоохранения разной направленности в соответствующем регионе. Для каждого субъекта РФ рассчитывалась разница между наблюдаемыми и прогнозируемыми значениями предотвратимой смертности населения в 2008 году, затем определялась доля этой величины в прогнозируемом уровне смертности. Однако надо учитывать, что ошибка метода формального математического прогнозирования по определению достаточно большая, при этом качество данных статистической отчетности, на основе которых проводилось исследование, оставляет желать лучшего. Поэтому для обеспечения надежности заключений существенными мы считали расхождения прогнозируемых и наблюдаемых значений, превышающие 20%. Меньшая величина расхождений может быть не достоверной, такие расхождения мы считали близкими к нулю.

В таблице 4 приведено значение доли, которую составляет разница между наблюдаемыми и прогнозируемыми значениями предотвратимой смертности мужчин и женщин по регионам, объединенным в кластеры. Отрицательные значения означают, что снижение смертности произошло в большей степени, чем прогнозировалось. В таблице жирным шрифтом отмечены случаи, когда расхождение прогнозируемых и наблюдаемых значений превышает 20%.

Таблица 4

Расхождение прогнозируемой и наблюдаемой смертности мужчин и женщин в возрасте от 5 до 65 лет от трех классов предотвратимых причин* для субъектов РФ, объединенных в кластеры (2008 год).

Субъекты РФ Процент расхождения с прогнозом смертности от причин классов I, II и III
мужчины женщины
клас-тера I II III клас-тера I II III
Ингушетия 11 -51,7 10,6 -12,0 11 -1,6 -56,0 -53,5
Мурманская область 11 21,1 -14,3 -6,0 11 -0,6 -8,9 -15,4
Чеченская Республика 11 -11,9 29,9 -39,8 11 9,9 -1,2 -20,4
Белгородская область 21 -4,4 -21,5 -2,7 11 16,6 -35,4 1,9
Владимирская область 21 10,5 6,6 -5 11 14,6 -12,0 -2,4
Воронежская область 21 21,2 22,1 -2,3 11 -5,2 6,9 -7,0
Курская область 21 -7,6 8,6 -6,5 11 0,4 -1,8 4,1
Санкт-Петербург 21 -5,4 7 -11 11 -2,7 -4,7 -4,1
Москва 21 -10,1 8,2 -1,8 11 1,8 -11,7 3,5
Псковская область 21 3,1 6,5 -5 11 -10,4 -8,6 -5,9
Ростовская область 21 -3,5 12,6 -11,6 11 -1,0 0,0 -17,4
Ставропольский край 22 5,1 5,8 -14,7 12 -2,1 -11,0 -13,8
Калужская область 22 10,3 1,4 -2,7 12 -5,1 4,5 -3,5
Магаданская область 22 38,9 24,8 3,5 11 -9,3 4,5 3,6
Московская область 22 -1,4 5 -6,4 12 6,9 3,7 -8,6
Томская область 22 1,1 0,1 -2,8 13 9,8 8,0 -6,1
Чукотский АО 22 57,4 12,7 -3,8 13 -18,8 11,4 -3,6
Мордовия 22 5,4 -11,8 -8,7 11 -16,5 -5,7 -12,3
Карачаево-Черкессия 22 -28,6 -11,9 -19,8 12 -1,2 4,1 -22,1
Красноярский край 23 -3,4 -8,8 -7,4 12 9,2 1,0 -10,6
Вологодская область 23 0,3 -3,5 -8,7 13 5,9 5,1 -4,2
Новосибирская обл. 23 4,7 -8,4 -9,7 12 4,7 -17,0 -14,7
Хакасия 23 -34,5 3,6 -11 13 8,2 -10,8 -26,2
Камчатская область 31 -6,2 2,4 -6,8 21 -22,0 -22,8 -9,8
Новгородская область 31 -4,9 26,3 5 11 23,2 -9,1 11,8
Карелия 31 -3,9 3,8 -8,4 21 7,6 -9,9 -11,4
Краснодарский край 32 -1,5 5,4 -5,8 22 1,9 15,9 -10,9
Архангельская обл. 32 6,3 -4,8 -13,3 22 -1,8 -12,9 -14,2
Ивановская область 32 -1,7 -16,4 -4,9 12 12,6 -5,2 -4,0
Костромская область 32 40,2 -17,1 -13,4 22 5,9 -14,5 -13,4
Самарская область 32 -0,3 -7,6 6,9 12 5,5 4,1 9,5
Липецкая область 32 -0,3 -13,3 -3,7 11 11,1 -8,8 7,0
Орловская область 32 -7,8 -10,6 1,1 22 2,7 -24,8 -3,9
Рязанская область 32 13,4 -12,5 -3,5 22 6,0 -8,9 -5,4
Саратовская область 32 4 -8,1 -6,7 21 3,8 -7,1 -8,1
Смоленская область 32 36,2 -5,6 -2,9 12 -7,1 -8,3 -6,2
Ярославская область 32 0,7 -13 -10,2 22 -5,1 -0,2 -10,3
Башкортостан 32 -0,7 -0,2 -6,5 11 -0,7 -12,3 -5,5
Северная Осетия 32 -13,2 -0,5 -11,3 21 -12,2 -3,8 -16,1
Татарстан 32 10,9 -1,5 -11,4 12 5,7 5,8 -7,5
Хабаровский край 33 -17 -2,9 -7,7 12 -0,9 -2,3 -6,1
Брянская область 33 -3,5 -5,5 -6 12 10,6 -8,0 -0,5
Волгоградская обл. 33 2,9 2,5 -9 22 0,6 7,8 -14,8
Нижегородская обл. 33 -0,3 -1,8 -5,2 23 -10,0 -0,5 -6,8
Иркутская область 33 -5,9 -8,7 -12 22 10,9 -7,0 -19,1
Тверская область 33 -4,8 -9,5 -6,2 22 -2,3 -3,0 -9,4
Омская область 33 -1,1 -9 -11,5 12 8,6 1,5 -4,8
Пензенская область 33 13,1 0,1 -10,2 22 -27,6 16,1 -20,4
Свердловская область 33 -12,1 -11,4 -0,8 22 -13,9 -13,3 -14,2
Тамбовская область 33 0,4 -12,9 -8,1 22 7,5 -12,0 -14,2
Тюменская область 33 1,8 -5,1 -3,3 22 -3,5 6,4 -14,6
Ульяновская область 33 -5,5 -3,2 -7,7 23 5,7 2,9 -12,5
Челябинская область 33 -8,5 -10,4 -7,8 12 -0,7 -7,6 -10,0
Адыгея 33 21,8 3,8 -4 22 -8,1 7,4 -12,8
Дагестан 33 20,2 -8 -19 12 11,9 -17,1 -18,8
Кабардино-Балкария 33 -34,9 -5,1 -6,8 22 7,9 -25,3 -23,3
Бурятия 34 -0,1 -11,4 -0,1 23 1,5 3,2 -15,3
Приморский край 42 -11 12,9 -5,9 22 -7,9 17,5 -10,5
Ленинградская обл. 42 -5,7 9,6 2,6 21 -0,5 -1,6 -6,6
Тульская область 42 -2,4 0,5 1 21 -7,9 -10,1 -5,1
Алтайский край 43 -4,9 -8,2 -1,3 22 -2,1 0,4 -4,4
Астраханская область 43 11,2 -12,6 -2,8 12 4,4 -7,3 -12,0
Калининградская обл. 43 -13,3 -15,8 -8,4 22 2,1 0,1 -25,0
Кемеровская область 43 -3,3 -11 1,1 33 -8,6 -7,3 -2,6
Кировская область 43 -10,4 -6,1 5,4 32 8,4 -3,7 -7,7
Пермская область 43 4,3 -13,8 -4 32 2,3 -9,6 -9,0
Сахалинская область 43 -17,7 -10,7 -2,6 43 -11,4 2,5 -8,3
Читинская область 43 -17,3 -9,5 -12,2 22 -1,6 -1,0 -19,0
Республика Коми 43 -4,2 -4,4 -6,8 33 9,1 -8,5 -20,2
Якутия 43 -6,8 -0,5 5,5 22 -5,9 -12,8 -3,6
Еврейская автон.обл. 43 44,9 -5,4 -3,9 11 27,9 -16,0 1,0
Амурская область 44 -13,6 -1,5 -3,1 22 -10,2 -7,7 -13,3
Курганская область 44 3,7 -2,9 -5,4 13 3,2 -11,3 1,4
Оренбургская область 44 20,4 6,6 1 23 -0,7 3,9 -9,0
Республика Алтай 44 -4,4 17 -9,6 44 25,1 -12,9 -15,8
Калмыкия 44 -42,2 2,3 -7 33 9,4 -14,3 -5,9
Марий Эл 44 0,4 0 -0,1 34 -7,9 -5,9 -7,4
Тыва 44 15,2 -8 -11,8 44 -8,5 -1,5 -20,4
Удмуртия 44 4,9 -6,9 -0,6 24 4,6 -9,9 -7,2
Чувашия 44 18,7 3,2 15,4 34 4,6 -4,6 -8,4

* класс I - смертность зависит преимущественно от эффективности деятельности системы здравоохранения,
класс II - смертность зависит преимущественно от социально-экономических факторов,
класс III - смертность зависит преимущественно от государственной политики охраны здоровья населения

Полученные результаты позволяют с достаточной степенью надежности оценить наличие предпринятых мер по оптимизации организации здравоохранения и улучшению качества оказания медицинской помощи населению в отдельных субъектах Российской Федерации, а также появление дополнительных факторов, ухудшающих здоровье населения.

Трудно делать какие-либо заключения о ситуации в Чечне, Ингушетии, Карачаево-Черкессии и Кабардино-Балкарии, поскольку представляется крайне сомнительным вывод о том, что снижение смертности от причин, зависящих от качества медицинской помощи и социально-экономических условий жизни населения там произошло в большей степени, чем ожидалось в оптимистических прогнозах.

Заключения, полученные на основе данных о мужской и женской смертности, не всегда совпадают. Это связано с разной степенью обусловленности смерти лиц разного пола экономическими, социально-политическими, медико-организационными, гигиеническими и прочими факторами, действие которых опосредовано биологическими особенностями организмов. Из 80 анализируемых субъектов РФ в 54 наблюдается практическое совпадение наблюдаемых и прогнозируемых значений предотвратимой смертности мужчин и женщин, еще в двух субъектах наблюдается совпадение по наличию существенных расхождений прогнозов с наблюдениями. В Белгородской области, по-видимому, произошли благоприятные системные изменения в социально-экономическом обеспечении жизни населения, а также улучшение межсекторального взаимодействия в плане охраны здоровья жителей области, поскольку наблюдаемая ситуация со смертностью от причин 2 класса и для мужчин, и для женщин лучше прогнозируемой. В Еврейской автономной области, напротив, наблюдаемый уровень смертности мужчин и женщин от причин I класса значительно выше прогнозируемого, что свидетельствует о значительном ухудшении качества и доступности медицинской помощи в этой области.

В 7 регионах наблюдалось увеличение смертности мужчин от предотвратимых причин I класса вопреки прогнозируемому снижению, в то время как уровень смертности женщин от этого класса причин, как и смертность населения от второго и третьего классов причин, снизились в соответствии с прогнозами. В этих регионах с большой вероятностью основной проблемой является снижение доступности медицинской помощи. В Мурманской, Костромской, Смоленской и Оренбургской областях, Чукотском АО, Адыгее и Дагестане при ожидаемом снижении смертности мужчин от причин, зависящих от качества медицинской помощи, произошло ее увеличение. При этом в Мурманской, Костромской и Смоленской областях увеличение смертности мужчин от причин первого класса наблюдается на фоне выраженного снижения предотвратимой смертности от причин II и III классов. Это свидетельствует не только о недостаточном оснащении медицинских учреждений кадрами, оборудованием и медикаментами, но и о недостатках в работе по повышению квалификации медицинских работников и внедрению новых медицинских технологий.

В Республике Алтай и Новгородской области, наоборот, смертность женщин от предотвратимых причин I класса выше прогнозируемой, тогда как мужская смертность соответствует прогнозам. При этом среди мужчин растет смертность от причин второго класса. Скорее всего, здесь сказывается неблагоприятная социально-экономическая ситуация, проблема оснащенности лечебных учреждений, а также чрезвычайно низкая медицинская активность населения.

В Воронежской и Магаданской областях смертность мужчин от причин I и II классов выросла в большей степени, чем прогнозировалось. При этом прогнозирование смертности от причин I класса и прогнозирование женской смертности оказалось адекватным наблюдаемой ситуации. По-видимому, здесь проявляется недоработка в плане пропаганды общественной ценности здоровья, поскольку женщины исходно чаще обращаются за медицинской помощью, а поведение мужчин в плане сохранения здоровья за анализируемый период не изменилось. Можно заключить, что в этих областях не проводилась работа по обеспечению справедливости в доступности медицинской помощи для всех групп населения.

Активны усилия правительства Калининградской области по улучшению системы здравоохранения в области проявились в выраженном снижении предотвратимой смертности, особенно смертности женщин от причин, зависящих от политических усилий.

В Республиках Коми, Тыва и Хакассия, а также на Камчатке можно предположить снижение действия факторов, ведущих к увеличению предотвратимой смертности, поскольку экономическая ситуация этих Республик пока не позволяет провести какие-либо системные изменения в системе здравоохранения, при этом наблюдаемая ситуация со смертностью лучше, чем прогнозировалось.

Непропорциональное изменение смертности населения Пензенской области от предотвратимых причин разных классов можно объяснить недостатками социально-экономического развития области: при выраженном снижении смертности женщин от причин I и III классов уровень смертности от причин II класса растет. При этом растет уровень смертности мужчин от причин I класса. По-видимому, внутри области отдельные районы проводят независимую реструктуризацию системы охраны здоровья населения.

Неоднозначная ситуация наблюдается в Республике Калмыкия, где произошло выраженное снижение смертности мужчин от предотвратимых причин первого класса, зависящих от качества медицинской помощи, при этом смертность женщин увеличилась на фоне улучшения ситуации с предотвратимой смертностью от других причин смерти. По-видимому, здесь также проявляются проблемы недостаточного оснащения медицинских учреждений кадрами, оборудованием и медикаментами. Возможно, в Калмыкии были предприняты отдельные меры, приведшие к резкому снижению регистрируемой смертности мужчин от причин I класса. Аналогичные меры можно предположить также для Хакассии.

При прогнозировании предотвратимой смертности мужчин наибольшее число больших рассогласований (15) наблюдалось для причин I класса, рассогласование для причин III класса отмечается только для Чечни. Возможно, это объясняется низким уровнем смертности от причин I класса, что увеличивает погрешности сбора исходных данных. При прогнозировании смертности женщин наблюдается 5 существенных рассогласований для причин I класса и 9 - для причин III класса. Для II класса предотвратимых причин смерти наблюдается 5 рассогласований при прогнозировании смертности мужчин и 4 – смертности женщин. В целом, при низком уровне предотвратимой смертности число рассогласований прогнозируемых и наблюдаемых значений больше, чем в субъектах с высоким уровнем предотвратимой смертности.

Можно сделать заключение, что методология предотвратимой смертности с использованием российской классификации причин является эффективным методом анализа территориальных особенностей организации здравоохранения и качества оказания медицинской помощи населению. Ее применение позволяет выявить территориальные особенности смертности для всех регионов России и определить резервы ее снижения. Получаемые результаты являются основанием для обоснования рекомендаций по сокращению предотвратимых потерь в различных группах российских территорий, а также для экономической оценки их реализации.

Список литературы

  1. Айвазян С.А., Енюков И.С., Мешалкин Л.Д. Исследование зависимостей. М.: Финансы и статистика. -1985. - 487 с.
  2. Доклад Министра Минздравсоцразвития Т.Голиковой на Всероссийском совещании по вопросам организации работы Центров здоровья. 1 октября 2009. URL: http://www.minzdravsoc.ru/health/prevention/21 (посещение 25.10.2010)
  3. Дюран Б., Оделл П. Кластерный анализ. [Пер. с англ.] -"Статистика". - 1977. – 126 с.
  4. Предотвратимая смертность в России и пути ее снижения. (Под ред. Ю.В.Михайловой, А.Е.Ивановой). - М.: ЦНИИОИЗ – 2006 - 312 с.
  5. Прохоров Б.Б. Прикладная антропоэкология. М.: Изд-во МНЭПУ. 1998. 312 с.
  6. Райх Е.Л. Моделирование в медицинской географии. - М. - Наука. - 1984. - 156 с.
  7. Сабгайда Т.П., Антонюк В.В., Евдокушкина Г.Н., Кондракова Э.В. Предотвратимая смертность населения. / В кн. Демографические перспективы России (ред. Осипов Г.В., Рязанцев С.В.) – М.: Экон-Информ, 2008. – Стр. 373-394.
  8. Andreev M.E., Nolte E., Shkolnikov V.M., Varavikova E.A., McKee M. The evolving pattern of avoidable mortality in Russia. // International Journal of Epidemiology. – 2003: 32. – P. 437-446.
  9. Charlton J.R.H., Velez R. Some international comparisons of mortality amenable to medical intervention. // Br Med J, 1986. – vol. 292. – P. 295-300.
  10. Rutstein D.D., Berenberger W., Chalmers T.C., Child G.C., Fischmen A.P., Perrin E.B. Measuring the quality of medical care. // N Engl J Med. – 1976, vol. 294. – P. 582-588.
  11. Treurniet H.F., Boshuizen H.C., Harteloh P.P.M. Avoidable mortality in Europe (1980-1997): a comparison of trends //J. Epid. Comm. Health. - 2004. – Vol. 58. P. 290-295.
  12. Westerling R., Gullberg A., Rosen M. Socioeconomic differences in 'avoidable' mortality in Sweden 1986-1990. // Int J Epidemiol. 1996, Vol. 25, No 3. – P.560-567.
  13. Westerling R. Commentary: evaluating avoidable mortality in developing countries--an important issue for public health. // Int J Epidemiol. 2001. – Vol.30, N5. – P.973-975.
  14. Westerling R. Decreasing gender differences in "avoidable" mortality in Sweden. // Scand J Public Health. – 2003. vol. 31, N5. – P.342-349.
  15. Woolhandler S., Himmelstein D.U., Silber R., Bader M., Harnly M., Jones A.A. Medical care and mortality: racial differences in preventable deaths. // Int J Health Serv. – 1985. – Vol. 15. – P. 1-22.

Просмотров: 9748

Ваш комментарий будет первым

Добавить комментарий
  • Пожалуйста оставляйте комментарии только по теме.
  • Вы можете оставить свой комментарий любым браузером кроме Internet Explorer старше 6.0
Имя:
E-mail
Комментарий:

Код:* Code
Предупреждать меня о новых комментариях к этой статье

Последнее обновление ( 16.12.2010 г. )
« Пред.   След. »
home contact search contact search