A halálos balesetek okok szerinti koncentráltsága

MÓDSZERTANI TANULMÁNYOK

A HALÁLOS BALESETEK orgox SZERINTI KONCENTRALTSAGA*

DR. IZSÁK JÁNOS

A lakosság egészségi állapota hazánkban aggasztóan romlik. A romlás összetevői nagyrészt ismeretesek, és az okokat nagyobb részt feltárták. A téma aktualitása azonban a morbiditási e's mortalitási struktúra további vizsgálatára sarkall. A vizsgálatok egyik ága e struktúra egyik fontos skalárjellemzőjével, a betegségi kategóriák szerinti megoszlás koncentráltságával foglalkozik. Régi megfigyelés például, hogy a haláloki koncentráltság nagyon magas.[8] Meglepő módon keveset foglalkoztak viszont e kérdés valóban kvantitatív elemzésével. Ami az ilyen természetű elemzések gyakorlati hasznosíthatósá—

gát illeti, számos lehetőségre gondolhatunk. Feltehető, hogy a morbiditási koncentráltság valamilyen módon érinti a gyógyító apparátus terhelését, az egészségügyi ellátás gazda- sági olldalát. Mint arról korábban beszámoltunk [3], több szerző vizsgálatai szerint a faj—

lagos kórházi költség kapcsolatban van a koncentrációs mutatószámokkal. Tanulságos elemzés tárgya lehetne számos társadalompszichológiai vonatkozás. Érdemes volna tudni, hogy jelent-e pszichológiai terhet a haláloki koncentráltság növekedése. A haláloki koncentráltság életkori változásai és nemi eltérései a humánbiológia körébe is utalhatók.

Egyelőre azonban az epidemiológiai koncentráltságra vonatkozó vizsgálatok javarészt az adatgyűjtés, tényleírás stádiumában vannak.

Korábbi elemzéseink során megállapítottuk a morbiditási és haláloki koncentráltság jellegzetes életkori alakulását, szekuláris változásait és nemi eltéréseit.([6], [l] és [4]) A vizsgálatokat részben a Betegségek Nemzetközi Osztályozásának (BNO) főcsoportjait elkülönítve, részben a főcsoporti határokat feloldva végeztük. Eltekintettünk viszont a baleseti halálokok vizsgálatától. Ezek humánbiológiai vonatkozásai ugyanis még a többi halálokénál is áttételesebbek. A megkülönböztetés bizonyára helyénvaló, ám relatív. Ha például a környezeti ártalmak szemszögéből tekintünk bizonyos kategóriákat, akkor pár—

huzamba állíthatók egyes baleseti halálokok és egyéb halálokok (keringési, daganatos betegségek egy része stb.). Hasonló mondható el az ismeretek esetleges egészségügyi felhasználásáról: a baleseti főcsoportra vonatkozó eredmények a többi főcsoporte'tól valóban elkülöníthetők, ugyanakkor az átfogó elemzésekből nem hagyhatók ki. Ezért korábbi vizsgálataink bővitéseképpen baleseti halálokokra is végeztünk koncentráltság- vizsgálatot.

' A tanulmány az Országos Tudományos Kutatási Alap (OTKA) 5266 sz. témája keretében készült.

Előrebocsátjuk, hogy vizsgálatainkat nem magyar, hanem egyesült államokbeli és angliai statisztikai adatokon végeztük el. Ilyen módon e közlemény hazai viszonylatban módszertani jellegűnek tekinthető. Megfigyeléseinket összevetjük más főcsoportokra vonatkozó vizsgálataink eredményeivel. Ezekben azonban nem a koncentráltságról, ha—

nem a vele ellentétes diverzitásról esett szó. Ezért a továbbiakban a diverzitás alakulását tárgyaljuk, szem előtt tartva, hogy nagyobb diverzitás kisebb koncentráltságot jelent és

Viszont.

A vizsgálati anyag és módszer

Vizsgálatainkat az Egyesült Államok l975-ös és l988-as, fehér ,,rasszra" vonatkozó statisztikái, valamint az 1991-es nagy—britanniai statisztika adatai alapján végeztükl (to—

vábbiakban amerikai és angol statisztikák). Ezekben az esetszámok 5 éves korcsoporti és nemek szerinti bontásban szerepelnek. Az amerikai adatok a BNO 8., illetve 9. revízió szerinti E-listájának kategóriáira vonatkoznak. Az angol statisztika az esetszámokat a 9.

revízió szerinti E—lista szerint is és a többi főcsoporthoz csatolt XVlI. főcsoporti lista (korábbi reviziók N-listája) szerint is közli. Az egyszerűség kedvéért ezt a listát a 9.

revízió esetében is N—listaként fogjuk említeni. Ismeretes, hogy az N-lista a baleset természete szerinti osztályozást, az E—lista pedig a külső ok szerinti osztályozást tartalmazza. Az N—lista szerinti osztályozás az egészségügyi ellátás számára, az E—lista szerinti osztályozás például a balesetmegelőzés és a speciális társadalomstatisztikák céljára informatívabb. Ez utóbbi lista szerinti besorolás hatósági kérdés, míg az N—lista orvosi diagnózison alapul. A gyógyítás, ellátás szempontjából természetesen az N—lista a fontosabb. Humánbiológiai szempontból azonban az E—lista informativabb lehet. Például egy súlyos autóbaleset után aligha van humánbiológiai jelentősége annak, hogy melyik sérülés tekinthető a halál közvetlen okának. Az viszont, hogy egyes férfi korcsoportokban különösen sok a gyorshajtásból adódó baleset, feltétlenül visszavezethető részben szociálbiológiai okokra. A példával természetesen csak a helyzet illusztrálására törekszünk. Mindenesetre az E— és az N-lista kategóriáinak kialakításában sokkal nagyobb szerepet játszanak a praxis szempontjai, mint a többi BNO—főcsoport esetében. Minthogy a balesetek oka és természete között is létezik összefüggés, nem csodálkozhatunk azon, hogy bizonyos tekintetben a kétféle lista hasonló statisztikai következtetésekre vezethet.

Módszertani probléma, hogy az eredeti BNO—kategóriák nagy része a statisztikákban összevonva szerepel.

A statisztikákban ily módon előálló, néha teljesen heterogén, összevont kategóriákat az elemzés során korábbi vizsgálatainkhoz hasonlóan elhagytuk. E kényszerű lépés kétségkívül bizonyos torzításhoz vezet. Hatása azonban korábbi tapasztalataink alapján csekélynek tekinthető, mert a koncentráltság, illetve a diverzitás használatos mérőszámai döntően az össze nem vont, nagy gyakoriságú kategóriák arányának függvényei.[2] A vizsgálatba bevont háromjegyű BNO—kategóriák kódjait a táblában közöljük. Az ezen

' Vital statistics of the U. S. , 1975. Vol. 2. Mortality. U, S. Department of Health, Education and Welfare. Public Health Service. Hyattsville. 1979. l-186-—l—251. old.; Vital statistics ofthe U. S. , l988. Vol. 2. Mortality. U, S. Department ofl-iealth Education and Welfare. Public Health Service. Hyattsville, 1991, 1—246—-2-305_ old.; Mortality statistics, Cause. Review of the Registrar General on deaths by cause, sex and age in England and Wales, l99l. HMSO. London. 97 old,

A HALÁLOS BALESETEK 369

kategóriák együtteséhez tartozó összesetszám a teljes főcsoporti összesetszámnak mint- egy nyolcvan százaléka, akárcsak korábbi vizsgálataink során atöbbi főcsoport esetében.

Figyelemre méltó viszont, hogy a főcsoporton belüli koncentráltság itt sokkal kisebb.

Ennek illusztrálására említjük meg, hogy a figyelembe vett kategóriák körében a két nemre összevont esetszámok közül a három legnagyobbnak az összege csak mintegy harmada az összesetszámnak. Ez lényegesen kisebb, mint a főcsoportokon belül általában megfigyelhető arány.

A vizsgálatba bevont kategóriák kódjai

Egyesült Államok, [i'-lista Anglia, N—lista

Sorszám 1975 1988 Sorszám 1991

1. 800-807 800-807 l . 800—804

2. 810 810 2. SOS-809

3. 812 811-812 3. 810-819

4 814 814 4. 820-829

5. 811,813,815 813,815 5, 830—839

6. 816-818 816—818 6. 840-848

7. 820-823 820—825 7. 850-854

8. 825-827 - 8. 860-869

94 830—838 830—838 9. 870—879

104 840—845 840—845 10. 880—887

11. 850-859 850-858 11. 890—897

12. 860—869 860—869 12. 900—904

13. 870-877 870-879 13. 905—909

14. 880—884 880—884 14. 910-919

154 885-886 885—886 154 920—924

16. 890-899 890-899 164 925—929

17. 910 910 17. 930—939

18. 911-912 911-912 18. 940—949

19. 922 922 19. 950—957

20. 920 - 20. 960-979

21 , 923 923 21 . 980—989

22 924926 924926 22 990—995

23. 925 925 23. 996-999

244 930—936 930-949

25. 950 950

26. 951-952 951—952

27, 953 953

28 955 955.0—955.4

294 954, 956—959 954, 955.5-959

30. 965 965.0—965.4

31. 966 966

32.

Megjegy:és. Az l99l—es angol E—lista vizsgált kategóriái a következőkben térnek el az l988—as amerikai listától: 13. tétel:

870—876 és 878-879; 29. tétel: 954; 32. tétel: 970—979.

A 8. és a 9. revízió szerinti kategóriák között vannak bizonyos eltérések. A vizsgá- latba bevont kategóriák eltérései a tábla alapján nyomon követhetők. A különbségek

viszonylag csekélyek, különösen akkor, ha tekintettel vagyunk az eltérések által érintett kis esetszámokra.

A koncentráltság, illetve közvetlenül a diverzitás mérésére a közismert Shannon—Wiener-index ún. jackknife—becslését használtuk. Az indexnek és eredeti becs—

lésének képlete:

H': 'ZP; ln pi; HN : - Z(n,/n)ln(ni/n),

ahol p,- és n,- az i-edik kategóriához tartozó elméleti valószínűség, illetve esetszám, n pedig az n,——k összege. Ez az index a kisebb gyakoriságú kategóriák elhagyására kevéssé érzékeny. Ajackknife—becslés alkalmazását diverzitási indexekre korábban leírtuk.[5]

Minden korcsoportra kiszámítottuk a J(HA') jackknife—becsle'st és megszerkesztettük az életkor—diverzitás grafikonokat. Következtetéseink az amerikai adatokhoz tartozó négy grafikonon (két naptári év, férfiak, nők) és négy angol grafikonon (E— és N—lista, férfiak, nők) alapulnak. A nagyszámú grafikon lehetővé teszi többek között a szekuláris változások, az országok közti, valamint nemek közti eltérések vizsgálatát. További célkitűzés a baleseti graiikonoknak atöbbi BNO-főcsoport diverzitási grafikonjaival való összevetése.

[ábra. A: öss:esets:ámok és ajackni e-becsle's ötszázalékos konfidencia—

intervallum sugarának kapcsolata a: angliai adatok alazy'án

Sugar

09 O,8 A—

o_7 4—x (),6 ——

_0,5 ——

0,4 —

O,3

Oil — WWWam X

() 200 400 600 800 mm 1200

Esetszám

Annak érdekében, hogy benyomást nyerhessünk a diverzitási értékek megbízhatósá—

gáról, pontdiagramban adjuk meg a korcsoporti mintaelemszámok és a H '—becslés 5 szá—

zalékos konfidencia—intervallum sugarának egymáshoz tartozó értékeit. (Lásd az 1.

ábrát.) A konfidencia-intervallumokat a jackknife-módszer segítségével határoztuk meg [5] Gyakorlati szempontból nagyon tanulságos lehet, hogy a konfidencia-intervallum szélessége mintegy ZOO-as összesetszámig jelentősen, utána alig csökken, majd 400—as összesetszám körül O,l-es érték (5 százalékos relativ érték) körül stabilizálódik. Ezeket az esetszámhatárokat egészen más természetű statisztikákon korábban is megfigyeltük.

A HALÁLOS BALESETEK 371

Eredmények

A tárgyalás alapjául az életkori diverzitás—grafikonok szolgálnak. A 2. ábra görbéinek tanúsága szerint, kisebb-nagyobb eltérésektől eltekintve, a baleseti diverzitás egy bizo- nyos életkorig növekszik, a felső korcsoportokban pedig fokozatosan csökken (növekszik a koncentráltság).

2. ábra. Életkorí diverzitás

1,4 l ' 5 i l ' , i l l _ x

5-9 15-19 25—29 35—39 45—49 55-59 65—69 75-79 85—89 éves

' ' O- ' ' ferfiak (E-lísta) —X— férfiak (N—lista) _ i _ nök (E—lista) —-—- nők (N-lista)

J (HN) 3 ₅

l

5—9 15-19 25-29 35-39 45—49 55-59 65-69 75—79 85—89 éves

- - o — 'férfiak(E—Iista) —x— férfiak ("N-lista) — ut — nők(E—lista) —-—l—nök ("N-lista)

Mindez a korcsoporti összesetszámtól független, mint azt a 3. ábra életkor—esetszám grafikonjaival összevetve megállapíthatjuk. A következőkben a grafikonok konkrét megnevezésére a rövidség kedvéért zárójeles formát vezetünk be. így például az amerikai adatok alapján szerkesztett grafikonok együttesét [Egyesült Államok] grafikonokként említjük, vagy például a férfiakra vonatkozó l975-ös amerikai adatok alapján szerkesztett grafikon jelölése [Egyesült Államok, 1975, férfiak].

3 , ábra. Az egyes kategóriákhoz tartozó összesetszám életkori alakulása (Anglia)

Esetszám

l200 _ U_

5—9 lSvlf) 25-29 35—39 45—49 55-59 65—69 75-79 85-89 eves

' O' ' 'fe'rfiak (ll—lista) __X—"férfiak (N-lista) " 'A — nök (ii—lista) —.—'nök (N—lista)

A négy [Egyesült Államok] grafikon mindegyikénél megfigyelhető, hogy a diverzitás növekedését megszakítja a 10—14 évesek csoportjánál mutatkozó átmeneti diverzitáscsökkenés (a baleseti koncentráció növekedése). A [Egyesült Államok, 1988, férfiak] grafikon alakja a másik három [Egyesült Államok] grafikonétól eltér. Itt ugyanis a 40—44 évesek korcsoportjánál kezdődően a diverzitás gyorsabban csökken, majd a fokozott ütemű csökkenést (a koncentráltság növekedését) kiváltó ok megszűntével a diverzitás a 70—74 évesek csoportjától kezdve újra várható szintre emelkedik. Az említett ok döntően a lőfegyverrel elkövetett öngyilkosságoknak (E, 955) a figyelembe vett kate- góriák összesetszámára vonatkozó aránynövekedésben keresendő. Például a 70—74 éves férfi korcsoportnál ez az arány 1975 és 1988 között 22,5—ről 335 százalékra nőtt, pedig az l988-as esetszámok a robbanóanyaggal elkövetett öngyilkosságokat nem is tartalmaz—

zák. (Lásd a táblát.) (A másik nagyon gyakori haláloknak, a motoros jármű közlekedési baleseteknek az aránynövekedése csekély.) Ennek következtében az l975-ös amerikai adatokra érvényes általános férfi diverzitási túlsúly 1988—ban csak a 45—49 éves csoportig jellemző, a felsőbb korcsoportokban női diverzitási túlsúly alakul ki. A [Egyesült Államok, 1988, férfiak] grafikon a megfelelő l975—ös grafikonnál amúgy is kisebb diverzitást mutat. A fent említett hatás ehhez hozzáadódik. Ezért az 50—54 éves csoporttól kezdődően az amerikai statisztika tanúsága szerint a férfiak baleseti diverzitása l975-ről 1989—re lényegesen csökkent. A [Egyesült Államok, 1975, nők] és a [Egyesült Államok, 1988, nők] grafikonok sokkal inkább hasonlók de — akárcsak a férfiaknál — az l988—as diverzitási értékek itt is lényegesen kisebbek. A leírtak alapján

A HALÁLOS BALESETEK 373

úgy ítéljük meg, hogy a mindkét nembeli eltérések nagyobbrészt az epidemiológiai viszonyok szekuláris változásain múlnak; a 8. és a 9. BNO-revíziók eltéréseinek kisebb a szerepe.

A [angol, E] grafikonok nagyban hasonlítanak amerikai megfelelőíkre. Vannak azonban eltérések is. Egyértelmű férfi diverzitási túlsúlyról a 35—39 évesek csoportjától kezdve beszélhetünk. A nemek szerinti eltérés csekélyebb az egymásnak megfelelő [angol] grafikonok esetében, mint a [Egyesült Államok] grafikonok esetében. Figyelemre méltó, hogy a [Egyesült Államok] grafikonoknál egyöntetűen megfigyelhető a 10—14 éves csoportbeli átmeneti diverzitáscsökkenés, ami a négy [angol] grafikon egyikénél sem jelenik meg. Vessük most össze 3 [angol, E] és [angol, N] gratikonpárokat. Először is ne veszítsük szem elől, hogy az E— és az N—lista figyelembe vett része mögött eltérő részpopulációk állnak. A [N] grafikonok a legtöbb korcsoportban kisebb baleseti diverzitásról tanúskodnak. Ennek oka lehet, hogy a H '—index a megoszlás egyenletessége mellett a kategóriák számára is érzékeny. Márpedig az E—lista esetében 30, az N-lista esetében pedig csak 23 kategóriát vehettünk figyelembe. További eltérés a [angol, E] és a [angol, N] grafikonok között, hogy utóbbiaknál a diverzitási maximum később alakul ki. Vagyis a sérülések természetének diverzitása lényegesen felsőbb korcsoportokban kulminál, mint a baleseti okoké.

Mint említettük, mind a nyolc grafikonnak hasonló a ,,lefutása". Arra utalnak, hogy fiatal felnőtt kortól kezdve a baleset okának, illetve a baleset természetének diverzitása növekszik, majd a maximum elérése után a diverzitás a felsőbb korcsoportokban gyorsan csökken, és a gyermekkorinál is alacsonyabb szintet érhet el (vagyis megnő a baleseti halálokok koncentrációja).

Áttekintve az l975—ös amerikai statisztikai adatok alapján a többi BNO-főcsoportra korábban megszerkesztett diverzitási grafikonokat, többségükben azok is maximum gör—

bének tekinthetők.[6] A maximum azonban ez utóbbiaknál többnyire már a 30—34 éves korcsoport táján megjelenik. Hasonló a helyzet a morbiditási diverzitás életkori grafikon—

jainak esetében.[7] További eltérés, hogy a többi BNO-főcsoporthoz tartozó gratikonnál gyakran kialakul a maximum után egy gyors diverzitás-csökkenésből adódó beöblösödő szakasz, ahol tehát a haláloki koncentráltság időlegesen megnövekszik. A baleseti sta—

tisztikák esetében ez a vonás is hiányzik.

Baleseti haláloki statisztikákon végzett koncentráltsági elemzéseink kiegészítik a többi BNO—főcsoportra vonatkozó haláloki és morbiditási vizsgálatainkat. Ezek során korcsoportonként kiszámoltuk a BNO—kategóriákon belüli megoszláshoz tartozó H' Shannon—Wiener diverzitási index értékeit. Az index ellentettje vagy reciproka koncent—

ráltsági mérőszámnak tekinthető. A Hfértékek alapján életkori diverzitás-grafikonokat szerkesztettünk. A tárgyalás során ezen grafikonok alaki elemzését és összehasonlítását helyeztük előtérbe. A nyolc grafikon alkalmat ad a baleseti diverzitás életkori alakulásá—

nak nemek, naptári évek és országok közti összevetésére. Tárgyaljuk továbbá a baleset oka és a sérülés természete (E—lista és N—lista) szerinti eltéréseket is. Mindezen szempon—

tok szerint szisztematikus eltérések állapíthatók meg a diverzitási grafikonok lefutásában.

Közös vonás viszont, hogy a baleseti diverzitás minden esetben lényegesen kisebb (a

koncentráltság nagyobb) gyermekkorban és idős korban, mint a középső korcsoportok—

ban. A balesetek számának életkori alakulásával ez nem állítható párhuzamba. Lehetsé—

ges viszont, hogy az életvitellel kapcsolatban a környezeti faktorok diverzitásának élet- kori eltérései valóban érvényesülhetnek a baleseti diverzitás életkori változásaiban.

A jövőben magyar baleseti statisztikán is tervezünk hasonló vizsgálatot. Meg kell továbbá fontolni, hogy miképpen lehetne a gyakorlatban hasznosítani a baleseti koncentráltságra vonatkozó vizsgálatok eredményeit.

lRODALOM

[l] Izsák, .].1 Secuiar changes of the concentration of neoplasm death causes in the population of some countries. Genus.

1988. évi 3—4. sz. 119430, old.

[2] [:sák, J.: Numerical experimentation on diversity curves applied in epidemiology. Biome'trie — Praximétrie. 1989. évi 3. sz. 97413. old,

[3] Izsák János: Koncentráltsági mutatók a kórháziköltség—elemzésekben. Statisztikai Szemle. 1992. évi 6. sz. 526—531.

old.

[4] I:.s'a'k, J, : Comparative analysis of death cause diversity curves in various countries. Genus. l993, évi 1—2, sz. 66—77.

old,

[Si Izsák, J.: Applying the jackknife method to significance tests of diagnostic diversity. Melhods of Information in Medicine. 1994. évi 2. sz. 214—219, old,

[6] Izsák, J. - Juhász-Nagy, P.: Diversity studies on mortality data. Annales Universitatis Scientiarum Budapestiensis, Sectio Biologica. Budapest. 1984. 29—46. old.

[7] Izsák János - Srajher Benedek - Balogh János: A betegségi koncentráció életkori változásai a 2 %u—es országos reprezentatív morbiditási vizsgálat adatai alapján. Népegészségügy. 1986. évi 24 sz. 70—73. oldt

[8] Dr. Józan Péter: Epidemiologiai válság Magyarországon a kilencvenes években. (II.) Statisztikai Szemle, 1994. évi 2.

sz, tot—113, old.

TÁRGYSZÓ: Baleseti statisztika.

SUMMARY

The study completcs the cause-specific mortality and morbidity analyses as to other major lCD groups with the analysis of concentration carried out on cause—specific statistics of accidents. The author computed, within age groups, the values of H' Shannon—Wiener diversity index for distributions within ICD categories.

The reciprocal of the index can be taken as the measure of concentration, Using H' values the author constructed diversity charts by age to compare the diversity of accidents classified by age on the basis of sex calendar year and county.

Further on the study analyses the differences by the cause of accident and by the type of injury (list E and list N). According to these aspects systematic deviations can be pointed out in the form of graphs. However, their common characteristics is that the diversity of accidents is always considerably less (the concentration is greater) in childhood and in old age than in the middle—age groups. The author stated that you can not compare the latter with the change of the number of accidents by age. lt is possible that the differences by age in the diversity of environmental factors being associated with lifeline actually may effect thc changes of the diversity of accidents by age.