EGY GERONTO-EPIDEMIOLÖGIAI VIZSGÁLAT DIAGNÖZISCSOPORTJAINAK KONCENTRALTSÁGA
DR. IZSÁK JÁNOS—DR. KÁROLYI GYÖRGY
Egy korábbi geronto-epidemiológiai vizsgálat során feldolgozásra kerültek az elhaltak halottvizsgálati bizonyítványai (1). Három csoportot lehetett kialakítani aszerint, hogy a halál okát kezelőorvos, orvos-halottkém vagy boncoló orvos állapította-e meg. A halálokon kívül elemzésre került a halottvizsgálati bizonyítványokban, illetve a boncjegyzőkönyvekben sze- replő minden más diagnózis is.
Már a statisztikai feldolgozás kezdetén feltűnt, hogy a diagnózisféleségek (nosológiai egységek) számában meglehetősen nagy különbségek vannak, aszerint, hogy ki volt a halálok megállapítója. Indokoltnak látszott ezeket a különbségeket és a diagnózisok koncentráltságát objektív módszerrel számszerűsíteni. Erre a diverzitási vizsgálat nyújt lehetőséget. Ennek során összevethetjük egyrészt a diagnózisok koncentráltságát eredetük szerint, másrészt vizs- gálható, hogy van-e nemek szerinti eltérés a diagnózisók koncentráltságában. E kérdésekre keressük a választ jelen tanulmányunkban.
VIZSGÁLATI ANYAG És MÓDSZER
A statisztikai adatgyűjtés részleteiről az (l)—ben említett közleményünkben számol- tunk be.
Az elemzett diagnóziscsoportok : I. Halálokok
a ) a kezelőorvos által, b) az orvos-halottkém által, 0 ) a boncjegyzőkönyv alapján
kiállított halottvizsgálati bizonyítványokban;
2. Összes (haláloki és egyéb) diagnózis a) a kezelőorvos által,
b) az orvos-halottkém által, e ) a boncjegyzőkönyv alapján1
kiállított halottvizsgálati bizonyítványokban;
3. Halálokon kivüli összes diagnózis a boncjegyzőkönyvekben.
Az I. a és 2. a csoport diagnózisainak együttese randomizáltan kiválasztott 144 vizsgá- lati személyre vonatkozik (77 férfi és 67 nő). Hasonlóan 144-144 személyhez tartoznak az ]. b és a 2. b, valamint az I . c, a 2. c és a 3. csoportok diagnózisai, ugyancsak a fentiek sze—
rinti bontásban. (A hét diagnóziscsoportra a továbbiakban a fenti beosztásoknak megfelelő jelölésekkel hivatkozunk. A leírást azonban megkönnyíti, ha a fenti 1 ., illetve 2. csoport
! A boncjegyzőkönyvnek csak a felhasznált diagnózisai kerültek átvételre.
1 40 DR. IZSÁK JÁNOS—DR. KÁROLY] GYÖRGY
a, illetve b alcsoportjait mint kezelőorvosi, illetve orvos-halottkémi diagnózisokat, a c alcso- port diagnózisait pedig mint a boncjeg'yzőkönyvből átvett diagnózisokat említjük.)
A diverzitási indexek epidemiológiai alkalmazásáról korábban szintén beszámoltunk ((2), (3), (4)). Kedvező tapasztalataink alapján az utóbbi időben főként a Hurlbert-féle egy—
paraméteres diverzitási indexcsalád s(m) indexeit használjuk erre a célra:
s(m):É (1_("ínnt) /('S) ) (mán) ízl
ahol:
s — az előforduló kategóriák száma,
n. —— az í-edik kategóriához tartozó gyakoriság, n — ezek összege,
m — egész értékű paraméter ((S), (6)).
A jelenlegi vizsgálat során az s(2) index értékét és az összelemszámtól függően az s(15), s(20), illetve s(50) indexek értékét számítottuk ki, és vettük tekintetbe.2 Ugyancsak kiszámí- tottuk a Hill-féle N,, diverzitási indexek becslését az 1/3, 1 és 2 paraméterekre (8). A nagy- fokú korreláció miatt azonban ezekről a továbbiakban nem szólunk.
A vizsgálat során többféle módszertani nehézséggel kellett szembenézni.
Problematikus például az ún. ,,egyéb" gyűjtőkategóriák kérdése (9). Ezeknek a nagyon heterogén kategóriáknak még a kijelölése sem tisztázható egyértelműen, hiszen nagyon sok BNO—kategória (Betegségek és halálokok Nemzetközi Osztályozása) eleve nem képez termé- szetes entitást. Mindenesetre az ,,egyéb" kategóriák használata nagymértékben zavarja a diagnosztikai statisztikák globális értékelését. Az elhagyásra javasolt kategóriák korábban rögzített körét (3) vettük figyelembe. Gyakorlatilag 31 háromjegyű BNO-kategória elhagyá- sára került sor, mert ezek szerepeltek egyik vagy másik feldolgozásban. Ilyenek példáula 017, 079, 229, 235, 238 stb. kódszámú kategóriák. Ezek kiválasztása, illetve elhagyása nyil- ván részben szubjektív alapon történik. Helyesebb azonban a kiválasztásban rejlő tagadha—
tatlan bizonytalanságot vállalni, mint az összes BNO—kategóriát mérlegelés nélkül bevonni a vizsgálatba. Mégis elvégeztük a számításokat az ,,egyéb" kategóriák megtartása mellett is, mert az így kapott eredmények esetleges szakirodalmi egybevetésre alkalmasabbak lehetnek.
Mint az alább közölt eredményekből (lásd az ]. táblát) látható, a kétféle módon kapott értékek tendenciája legtöbbször egybeesik.
Tájékoztatásul tört formájában közöljük az ,,egyéb" kategóriákhoz tartozó diagnózisok és az összes diagnózis arányát az egyes diagnóziscsoportokban (elől a férüak). ]. a: 29/77, 18/67;
]. b: 13/77, 17/67; 1. c: l3/77, 10/67; 2. a: 62/208, 57/210; 2. b: 31/248, 312/20; 2. c: 53/241, 39/208; 3.: 127/650, 112/645. Például a legutolsó tört szerint a halálokon kivüli összes diagnózisok száma a női csoportban 645, ebből 112 diagnózis esett az ,,egyéb" kategóriába. így a vizsgálat 533 kategóriára terjedt ki. Az .,egyéb" kategóriába sorolás nagyobb gyakorisága elvileg egymagában nem minősíti a diagnosztikai tevékenységet, hiszen egyes esetekben helyesnek kell minősíteni az ilyen besorolást. Mégis figyelemre méltó, hogy az egyes diagnóziscsoportok között nagy eltérések vannak az ,,egyéb" és az összes diagnózis arányában. Például az összes diagnózisok körében a két nem együttesére ez az arány a kezelőorvosi diagnózisok esetében (2. a csoport) 119/418:
:O,285 (!), az orvos—halottkémek diagnózisainál (2. b csoport) 62/46820,132, a boncjegyzőköny- vekből átvett diagnózisoknál pedig (2. c csoport) 92/449ZO,205.
Újabb kérdés a nemekhez kötött kategóriák esete. Ezeket a diagnosztikai diverzitás nemek közti összehasonlításakor nem vontuk be a vizsgálatba. Minthogy elemzés'únkben a a diagnosztikai és nem a humánbiológiai szempontok dominálnak, elhagyásuk indokolt.
A metodikai szempontok egy másik köre a diverzitási indexekkel kapcsolatos.
* Az s(2) koncepcionális és statisztikai vonatkozásaival kapcsolatban lásd korábbi közleményünket (1).
A DXAGNÓZISCSOPORTOK KONCENTRÁLTSÁGA 141
Ismeretes, hogy a diverzitási indexek egy része elsősorban a vezető gyakoriságok domi- nanciájának mértékére érzékeny. Ilyen az s(2) index is. Az m növekedésével mindinkább han g—
súlyt kapnak a kisebb frekvenciák ((6), (7)). Ezért előfordulhat, hogy két populáció diver—
zitása különböző m paraméterű diverzitási indexekkel mérve fordított nagyságrelációt mutat.
Mostani vizsgálatunk során erre ritkán volt példa. Tanulságos azonban a következő eset:
a 2. a és a 2. b diagnóziscsoportoknál az ,,egyéb" kategóriák figyelembevételekor az előfor- duló BNO-kategóriák és az összes diagnózis aránya a kezelőorvosi diagnózisoknál (2. a csoport) 68/418 :O,163, az orvos—halottkémek diagnózisainál pedig (2. b csoport) 66/466 : 0,14l. Hibás következtetéssel egyértelműen a kezelőorvosi diagnózisok esetében gondolnánk nagyobbnak a diverzitást. Ez azonban csak a presentiát (előfordulást) erősebben hangsú—
lyozó s(20) indexnél van így, a megoszlás egyenletességére érzékenyebb s(2) index az orvos- halottkémek diagnózisainak oldalán mutat nagyobb diverzitást. (Lásd a 3. táblát.)
Minden kiszámolt diverzitási indexérték becslés, így számolni kell a mintavételi ingado- zással. Az eltérések szigniükanciája viszont a legtöbb diverzitási index esetében igen nehézke- sen vizsgálható (6). Ezért az eltérések szignifikanciájának kérdésében azok irányának ismét- lődő előfordulására hivatkozunk. Mint látni fogjuk, a nagyszámú részeredmény egyöntetű—
sége végülis meggYÖző képet ad a diverzitási viszonyokról.
Másik probléma, hogy a becsült indexérték a mintaelemszámtól nem független, hanem azzal bizonyos pozitiv korrelációban áll. Ezért például a haláloki, halottvizsgálati bizonyít—
ványi és boncjegyzőkönyvi diagnózisok diverzitásának összehasonlításáról az igen eltérő összdiagnózisszám miatt le kellett mondanunk. Az alábbi tárgyalásban szereplő összehason—
lításokban viszont ez a hatás elhanyagolható.
VIZSGÁLATI EREDMÉNYEK És DISZKUSSZIÓ A kiszámított diverzitásindex-értékeket az l. és 2. táblában közöljük.
Először azzal a kérdéssel foglalkozunk, hogy van-e szisztematikus eltérés a kezelőorvosi, orvos—halottkémi és boncjegyzőkönyvből átvett diagnózisok koncentráltsága, illetve diverzi—
tása között. A haláloki diagnózisok (I . a, I . b, 1 . c csoportok) és a halottvizsgálati bizonyít- ványok összes diagnózisainak (2. a, 2. b, 2. c csoportok) esetében egyaránt megvizsgáltuk ezt, éspedig nemek szerinti bontásban.
A válasz a 3. táblából olvasható le, mely az 1. tábla alapján készült, és áttekintést ad a diverzitási értékek nagyságbeli viszonyáról. Azt állapíthatjuk meg, hogy a haláloki diagnózi—
sok esetében mindkét nemnél egyértelműen a boncjegyzőkönyvből átvett diagnózisoknál (1 . c csoport) a legnagyobb a diagnosztikai diverzitás, azaz legkisebb a koncentráció. Ezt az orvos-halottkémi diagnózisok (I . b csoport) diverzitása követi, végül legkevésbé változatosak a kezelőorvosok haláloki diagnózisai (I. a csoport).
Mindez megfelel a várakozásnak, ha elfogadjuk, hogy a változatosabb diagnózismeg- jelölés a helyesen alkalmazott gyakoribb megkülönböztetést és a nagyobb diagnosztikai szókincset tükrözi.
A halottvizsgálati bizonyítványok összes diagnózisai esetében más képet látunk. Éppen abban a hitelesebbnek tartható esetben, amikor az ,,egyéb" kategóriákat kizárjuk, az tapasz- talható (lásd a 3. táblát), hogy bár a legnagyobb diverzitás itt is a boncjegyzőkönyvből átvett diagnózisoknál (2. c csoport) a legnagyobb, a kezelőorvosi diagnózisok (2. a csoport) diver- zebbek, mint az orvos-halottkémek diagnózisai (2. b csoport). Ez azzal magyarázható, hogy a beteg panaszainak ismerete előnyt jelent a diagnózisok megállapításakor. (Ebben az okfej- tésben is megjelenik az a feltevés, hogy a nagyobb diagnózisdiverzitás alaposabb diagnosz—
tikai tevékenységet tükrözhet.) Az ,,egyéb" kategóriákra vonatkozó diagnózisok figyelembe- vételekor viszont továbbra is a kezelőorvosi diagnózisok (I . a és 2. a csoport) diverzitása a kisebb.
142
1.tábla Adiagnózíscsoportokdíverzitásiértékei Ahalottvimgálatibizonyitványokbanszereplő halálokok(])összesdiagnózis(2)Abonciegyzőkönyv :diagnón'sai azorvos-'aboncjegyzőkönyv——azorvos—aboncjegyzőkönyv—ahalálokok
] a k m ' ő o m s ' M 1 b ő l át ve tt (0 ) ki vé te lé ve l (3 ) ** k e m l ő o m s ' ( " ) h a l o t t k é m ( b ) b ő l á t v e t t ( c ) h a l o t t k é m ( b )
Nm diagnózisa];szerint a(2))a(20)!80)[s(20)]S(2)!a(20):(2):(20)$(2)[505)I80)'!(15)'30)I505) Férfiak...l,9299,816l,9339,845l,958!11,625l,953!13,710l,928!12,161l,97215,804l,96815,517 l,9119,452l,93810,122l,962ll,809l,93012,782l,93612,543l,97015,667l,97215,926 Nők...1,8528,338l,9219,559l,94910,983l,94112,962l,92712,060l,96414,915l,97316,036 l,8958,895l,93910,372l,95911,592]l,93012,554,l,94l12,946l,96514,964l,97816,556 Megiegyzéx.Afelsősorbanaz,,egyéb"kategóriákelhagyásávaladódóindexéttékáll.DR. IZSÁK JÁNOS-DR. KÁROLY! GYÖRGY
2.tábla Avizsgálaticsoportokdíverzitásíértékeianemekhezkölőttkategóriákelhagyásaután Ahalottvizsgálatibizonyítványokbanszereplő halálokok(])összwdiagnózis(2)Aboncjegyzőkönyv !;—diagnózisai akezelőorvosi(a),hal?)?izgis-(b)aboncjegyzőkönyv—akezelőorvosi(u)!azorvos-!aboncjegyzőkönyv—ahalálokok bőlátvett(c)halottkémi(b)bőlátvett(a)kivételével(3)Nem diagnózísokszerint :(2)I:(15)!$(2)(805)l:(2)I805)80)I6120)'S(2)[S(20),S(2)]$(20):(2)'$(20) Férfiak...1,9299,816!1,9279,553!1,95611,486[1,948l3,340!1,92211,718!1,97115,5951,96815,56l 1,9119,4521,9339,8631,96111,6921,92512,4571,93112,1511,96915,4961,97215,918 Nők...1,8468,1421,9068,7761,94910,9831,94012,8881,92411,7911,96414,9151,97115,650 l,892i8,7531,931[9,8611,959!11,5921,929!12,5001,939[12,7341,965[14,9641,97616,272 Megegzés.Lásdaz1.táblát.
A DIAGNÓZISCSOPORTOK KONCENTRÁLTSÁGA
143
144 DR. IZSÁK JÁNOS—DR. KÁROLYI GYÖRGY
Figyelemre méltó, hogy a nagyságviszonyok a férfi és a női csoportokban kivétel nélkül azonosak.
Egészen hasonló eredményre jutunk a táblabeli s(15), illetve s(20) értékek alapján.
3. tábla
A diagnosztikai csoportok díverzita'sí értékeinek sorrendje*
Halálokok (I ) Összes diagnózis (2)
Nem ,
s(2) 1 m$) s(2) 1 mm
Férfiak ... e)b)a C)b)a e)a)b e)a)b
e)b)a c)b)a C)b)a e)a)b
Nők ... ebb)a e)b)a e)a)b e)a)b
e)b)o e)b)a C)b)a obb)a
' Az 1. tábla adatai alapján.
Megjegyzés. A felső sorban az "egyéb" kategóriák elhagyásával adódó indexérték áll, a) a kezelőorvosi diagnózis, b) az orvos-halottkémi diagnózis, c) a boncjegyzőkönyvből átvett diagnózis jelzése.
A diagnózisok diverzitásának nem szerinti eltéréseit mind a hét diagnóziscsoport eseté- ben megvízsgáltnk, elhagyva a nemhez kötötten előforduló kategóriákat. Itt is elvégeztük azonban a vizsgálatot az ,,egyéb" kategóriák bevonásával és elhagyásával egyaránt. Az ered- ményeket a 2. tábla adatai alapján készült 4. táblában foglaltuk össze.
4. tábla
A diagnosztikai csoportokban jelentkező férfi, illetve női diverzitási túlsúly*
A halottvizsgálati ' .
bizonyítványban szereplő kg;;íldígggzgó-
A halottvizsgálati "m"—**— T— . zisai a halál- bizonyitványdiagnózisa halálokok osszes diagnózis okok
(1) (2) kivételével
"M" 3
szerint a diverzitási túlsúly ( )
Kezelőorvosi ( a ) ... férfi férü -—-—
férfi nő ——
Orvos—halottkémi ( b) . . férfi nő nő
férfi nő nő
Boncjegyzőkönyvből át- férfi férfi ——
vett ( c ) ... férfi férfi ——
* A 2. tábla s(2) értékei alapján.
Megjegyzés. A felső sorban az ,,egyéb" kategóriák elhagyásával adódó eredmény áll a túlsúlyt mutató nem megneve- zésével. Az 505), illetve az s(20) indexre adódó eredmény azonos.
Megállapíthatjuk, hogy a haláloki diagnózisok (I . a, I . b, 1 . c csoportok) diverzitása egyértelmű férfi túlsúlyt mutat. Ez egybevág a magyarországi morbiditási, valamint a ma- gyarországi és az egyesült államokbeli mortalitási statisztikákban a magasabb korcsoportok—
nál korábban tapasztalatakkal ((2), (9), (10)).
Figyelemre méltó, hogy a férfi diverzitási túlsúly a kezelőorvosi, az orvos-halottkémi és a boncjegyzőkönyvből átvett diagnózisok esetében egyaránt érvényesül.
A halottvizsgálati bizonyítványok összes diagnózisainak esetében (2. a, 2. b, 2. c cso—
portok) hasonló túlsúlyról csak a boncjegyzőkönyvből átvett diagnózisoknál (2. c csoport) beszélhetünk. A másik két esetben inkább női diverzitási túlsúly mutatkozik.
Hasonlóan női diverzitási többlet figyelhető meg a boncjegyzőkönyvekben szereplő nem haláloki diagnózisoknál (3. csoport).
A DIAGNÓZISCSOPORTOK KONCENTRÁLTSÁGA 145
Ugyanilyen megállapításra juthatunk az s(15), illetve az s(20) indexértékek alapján.
A diagnózisdiverzitás nemek szerinti eltéréseinek okáról korai volna szólni. Minden- esetre itt is, mint minden hasonló esetben, külön kell választani a diagnosztikai gyakorlatban és a pathologiai alapokban rejlő magyarázatot.
lt!
Dolgozatunkban hét diagnóziscsoport diverzitását tanulmányoztuk. Minthogy a diver- zitás és a koncentráltság ellentétes fogalmak, az eredmények közvetlenül alkalmasak a diag- nózisok koncentráltsági viszonyainak áttekintésére.
A vizsgálati anyagon többek között a következő megfigyeléseket tettük.
A haláloki diagnózisok esetében a diverzitás csökkenő rendje szerinti diagnóziscsopor- tok: boncjegyzőkönyvből átvett ( I . c) — orvos-halottkémi ( I . b) — kezelőorvosi diagnózi- sok ( I . a) csoportok.
A halottvizsgálati bizonyítványok összes diagnózisainak (2. e csoport) esetében is a boncjegyzőkönyvekből átvett diagnózisok a legdiverzebbek. Erre a sorrendre nem nehéz magyarázatot találni, ha elfogadjuk, hogy a nagyobb diagnózis diverzitás a pontosabb diag—
nosztizálást tükrözi.
Ami a diagnózisdiverzitás nem szerinti eltéréseit illeti, a haláloki diagnózisok diverzi- tása (1 . a, I . b, 1 . c csoportok) a férfiaknál nagyobb. Ugyanezt találtuk korábban más halál—
oki statisztikákat vizsgálva. Más esetekben (2. a, 2. b és 3. csoport) a diverzitás női túl- súlyt mutat.
Úgy gondoljuk, hogy a fentiekhez hasonló vizsgálatok hozzájárulnak a diagnosztikai tevékenység egzakt értékeléséhez és viszonylag újszerű humánbiológiai kérdések feltárásához.
IRODALOM
(1) Dr. Károlyi György: A halottvizsgálati bizonyítványok és a boncjegyzőkönyvek morbiditási információtartalma.
Statisztikai Szemle. 1990. évi 7. sz. 564—577. old.
(2) Izsák János dr.—Srajber Benedek dr.—Balog János dr.: A betegségi koncentráció életkori változásai a 2960-es orszá- gos reprezentativ morbiditási vizsgálat adatai alapján. Népegészségügy. 1986. évi 2. sz. 70—73. old.
3) Izsák János: Secular changes of the concentration of neoplasm death causes in the male population of some countries. Genus. 1988. évi 3—4. sz. 119—130. old.
(4) Izsák János: Untersuchungen zum epidemiologischen Diversitát. Zeitschrift für die gesamte Hygiene und ihre Grenzgebeíte. 1989. évi 4. sz. 223—224. old.
(2) Hurlbert, S. M.: The nonconcept of species diversity: a critigue and alternative parameters. Ecology. 1971. évi 4. sz. 577-586. old.
6) Smith, W. — Grassle, J. F.: Sampling properties of a family of diversity measures. Biometrics. 1977. évi 2. sz. 83—292. old.
(7) Izsák János: Numerical experimenlation on diversity curves applied in epidemiology. Biométrie-meímétrle 1989. évi 29. sz. 97—113. old.
8) Hill, M. O.: Diversity and evenness: a unifying notation and its conseguences.Ecangy. 1973. évi 2. sz. 427—432. old.
9) Izsák János, —— Juhász—Nagy Pál: Investigation of diversity on Hungarian mortality statistics. Annales Um"- versitatis Scientiarum Budapestiensis, Sectio Biologica. 198l. év 22-23. sz. 35—43. old.
(lo) Izsák János: Diversity studies on mortality data. Annales Universitatis Scientiarum Budapestiensis, de Rolan do Eötvös Nominatae Sectio Biological. 1985. évi 24—26. sz. 29—46. old.
TÁRGYSZÓ: Haláloki halandóság.
PE3IOME
B xone onnoro repoaro—annnemnonormrecxoro oőcnenonanmr panee Gama npouaaenena 06- paőorrca mammon, conepxcamuxcn B ceunerensc'rnax o cmeprn ymeprmrx MH. (LI-p 1156pr Ka- pomi: ((I/lnibopmauuormoe conepxcanne camel-enm o cmep-rnocm n nporotconon o BCKDBITKW).
)Kypnan ((Cramcmecrcoe oőoapermen nomep 7 aa 1990 ron, crp. 564—577.) Oőpaayio'rcn Tpu rpymlbr, cornacno romy, xeM ycranoanena npwmna nacryrmennx cMean: neaaan BpaaeM,
caHHTaprIM BpatieM mm nposercropom.
Hpeznvrerom nacroanrero oaepxa nanaercx ycranonnenne Toro, name pacxoxorenmr amerorcn B Konuenrpnponannocru nuaraoaoa B zaaachocrn or ux nponcxomnennn a nona. Oöcnenonanne
4
146 DR. IZSÁK—DR. KÁROLYI: A DIAGNÓZISCSOPORTOK KONCENTRÁLTSÁGA
KonueH-rpnponanaocm nponaaermo KOCBBHHBIM oőpaaoM HYTeM npnMeHeHun menes unnep—
cmbmcaumt.
Cornacao pesyanaTaM B ornomemm sax npmun cmep-m, TaK n Bcex naarnoson HaKÖOHI—JHYIO unnepcndmxaumo naror npoaercropcxne Mári-10351. Bepoaruo, ero ero HBJ'ISICTCH orpamermem őenee TO'leIX nnaraosoe. HanMenbmyro unnepcntbnxanmo (Hauöonbmyro Konuempnpoeaauocrb) B eny—
aae Bcex nnarnosos — nnarnoam caanrapnblx npaueü. Bee ero coornercreyer npeneapnrenbuum omnannnM.
Cornacno HHbIM aaanornaublm Haőmonennmvr unnepcndmxaum nnarnoaoa nprmm cmepm samercn őonee Bbicoxoü y myncunn.
SUMMARY
The diagnoses of death certificates were formerly processed in a geronto—epidemiological * survey. (Dr. György Károlyi: ((Information on Morbidity from Death Certificates and Autopsy Reportsn. Statístical Rewiew. 1990. No. 7.pp. 564—577.) Three groups were formed depending upon whether the cause of death was determined by either the attending physician, physician authorized to issue death certificates or by prosector.
The study analyses the differences in the concentration of diagnoses by their origin or by sexes. The concentration analysis has been carried out in an indirect way, by using diversity indexes.
According to the results the largest diversity can be pointed out in the case of autopsy reports as regards both the diagnoses of the cause of death and overall diagnoses. It probably reflects the more accurate diagnostisation. The smallest diversity (largest concentration) can be pointed out in the case of attending physicians as for the causes of death, while for overall diagnoses in the case of physicians authorized to issue death certificates. All these correspond to preliminary expectations.
In accordance with other similar observations the diversity of diagnoses of the cause of death is larger among males.
