Автореферат и диссертация по медицине (14.00.33) на тему:Теоретические и методические основы научного анализа заболеваемости с временноу утратой трудоспособности

гп: од

2 О МАГ)

На правах рукописи

КНЯЗЕВА Лариса Ивановна

ТЕОРЕТИЧЕСКИЕ И МЕТОДИЧЕСКИЕ ОСНОВЫ НАУЧНОГО АНАЛИЗА ЗАБОЛЕВАЕМОСТИ С ВРЕМЕННОЙ УТРАТОЙ ТРУДОСПОСОБНОСТИ

14.00.33 - "Социальная гигиена и организация здравоохранения"

АВТОРЕФЕРАТ

диссертации на соискание ученой степени доктора медицинских наук

Москва - 1997

Работа выполнена в Курском государственном медицинском университете

Научные консультанты: Заслуженный деятель науки РФ, доктор медицинских наук, профессор Жуков В А, доктор технических наук Маслак А. А.

Официальные оппоненты:

доктор медицинских наук, профессор Преображенская B.C., доктор медицинских наук, профессор Пузин С.Н., доктор медицинских наук, профессор Лаврова Г.И.

Ведущая организация:

Московская медицинская академия им. И.М. Сеченова

Защита состоится "_"_1997 г. в часов на

заседании диссертационного совета Д 084. 14. 05 при Российском медицинском университете Министерства здравоохранения Российской Федерации (117869, г. Москва, ул. Островитянова, д. 1).

С диссертацией можно ознакомиться в библиотеке Российского медицинского университета (117869, г. Москва, ул. Островитянова, д.1).

Автореферат разослан "_"_1997 г.

Ученый секретарь диссертационного

совета, доцент Волкова Р.С.

- 3 -

ОБЩАЯ ХАРАКТЕРИСТИКА РАБОТЫ.

Актуальность проблемы. В настоящее время в промышленно развитых странах, в том числе и в нашей стране, отмечается рост сердечно-сосудистых заболеваний, хронических болезней дыхательных путей, онкологических заболеваний и др. [Лисицын Ю.П.,1987]. Рост неинфекционной заболеваемости связывают с производственными факторами [Казначеев В.П..Казначеев С.П. ,1986].

Одним из ведущих показателей здоровья работающего населения считают заболеваемость с временной утратой трудоспособности (ЗВУТ) [Александрова М. Б. с соавт., 1987; Лебедева Н. В. с соавт., 1987]. Часть ЗВУТ обусловлена условиями труда [Друзь P.A. с соавт. ,1984]. Заболеваемость с временной утратой трудоспособности негативно сказывается на здоровье трудовых ресурсов страны и наносит большой экономический ущерб [Джонсон Б. с соавт., 1989; К здоровой России..1994].

Добиться существенного снижения этой патологии только улучшением методов диагностики и лечения невозможно, так как эти мероприятия направлены не на устранение причинных факторов, а только на их следствие. Эффект можно получить путем проведения первичной или общественной профилактики, направленной на устранение или ослабление действия на популяцию причинных факторов [Комаров Ю.М.. 1980; Закон РФ о сан.-эпид. благоп., 1991; Оганов Р. Г. с соавт.. 1993].

В соответствии с Указом Президента Российской Федерации (»458, апрель 1993) "О неотложных мерах по обеспеченью здоровья населения", приоритетным в проведении первичной или общественной профилактики следует считать анализ заболеваемости с установлением причинно-следственных связей и разработкой научно обоснованных профилактических мероприятий.

Первый этап в установлении -причинно-следственных связей состоит в определении статистической связи [МакМан Б. с соавт., 1965; Лванго С.К., Чжо-Ек Тыэ..1989].

Заболевания людей принято считать случайными событиями [Бессмертный Б.С., 1967; Мозглякова В.А.,, 1921; Филиппюк С. К.. 1982], которые при наличии комплекса условий могут либо произойти, либо не произойти [Гмурман В.Е.. 19773. Случайным является все то. что не является предсказуемым с абсолютной точностью и становится результатом ситуации, в которой взаимодействие множества факторов приводит к неоднозначному следствию

[Судьина Е.Г.,1985]. Если случайное событие многократно повторяется в одинаковых условиях, то независимо от характера, оно всегда подчиняется определенным закономерностям - вероятностным [Андропов A.M.. 1970; Мустафин А.М.. 1976; Гмурман В.Е., 1977; Королюк B.C. с соавт.,1985; Боровков A.A.,1986]. Количественные закономерности случайных событий устанавливаются методами математической статистики [Тюрин Ю.Н., 1979; Захаров В.К. с соавт.. 1983; Лакин Г. Ф.. 1990].

Для получения достоверных статистических выводов необходимо формализовать решаемые задачи и. прежде всего, используемые понятия математической статистики - испытание, элементарное событие, статистическая вероятность (частость), характер распределения эмпирических рядов применительно к заболеваемости с временной утратой трудоспособности. Однако, в литературе нет данных о характере распределения эмпирических рядов и формализации понятий математической статистики при ЗВУТ.

В разработке научного анализа ЗВУТ многое сделали Ю.П. Лисицын с соавт..1981; Н.В. Догле с соавт.,1981; Н.В.Догле и А.Я.Юркевич.1984; Н.В.Лебедева с соавт.,1987; Е.Н.Шиган с соавт..1988; И.Г.Низамов,1993; Л.М.Ахметзянов с соавт.,1996.

Большое количество работ, посвященных проблеме изучения заболеваемости с временной утратой трудоспособности., подчеркивает с одной стороны ее актуальность, сложность и многоплановость. а с другой стороны - недостаточную разработанность в методологическом и методическом отношениях. Отсутствуют достаточно надежные метода количественного определения воздействия факторов внешней среды на заболеваемость с временной утратой трудоспособности, при качественной характеристике изучаемых факторов. Это имеет большое научное и практическое значение.: так как не все факторы внешней средь имеют 'стандарты и единицы измерения [Зинченко В.П. .Мунипов В.М. .1979].

Количественное определение воздействия негативных производственных факторов на ЗВУТ имеет практическое значение.. так как дает возможность определить экономический ущерб и вред здоровью работающего населения, наносимый ЗВУТ.

Интенсификация труда и происходящие социальные изменения предъявляют качественно новые, более высокие требования к уровню здоровья населения, занятого в производстве. Сказанное, под-

нимает на новую высоту актуальность проблемы изучения заболеваемости с временной утратой трудоспособности и создания методики научного анализа заболеваемости с установлением причинно-следственных связей и обоснованием мероприятий по первичной профилактике.

Цель работы - разработка теоретических и методических основ научного анализа заболеваемости с временной утратой трудоспособности.

Задачи исследования. В соответствии с поставленной целью решались следующие задачи:

1. Формализация задач анализа ЗВУГ в терминах математической статистики. Интерпретация понятий математической статистики - испытание, элементарное событие и статистическая вероятность или частость для целей анализа ЗВУТ. определение характера распределения эмпирических рядов многолетней заболеваемости.

2. Разработка методики применения дисперсионного анализа и этиологического или атрибутивного риска для количественного определения воздействия факторов внешней среда на ЗВУТ при их качественной характеристике.

3. Определение продолжительности периода воздействия производственных факторов на работающих, приводящего к статистически достоверному повышению уровня ЗВУТ по основным иеинфекци-онным болезням.

4. Изучение возможности использования уровней многолетней заболеваемости артериальной гипертензией в качестве индикатора негативного воздействия производственных факторов на популяцию работающих.

5. Разработка методики научного анализа заболеваемости с временной утратой трудоспособности с установлением причинно-следственных связей и предложением мероприятий по первичной или общественной профилактике.

6. Определение результатов проводимых мероприятий по первичной профилактике заболеваемости с временной утратой трудоспособности.

Научная новизна работы заключается в том. что впервые:

1. Осуществлена формализация задач анализа ЗВУТ в терминах, математической статистики и интерпретация понятий математической статистики - испытание, элементарное событие, статистическая вероятность или частость применительно к этой заболеваемос-

ти.

2. Определен характер распределения эмпирических рядов заболеваемости с временной утратой трудоспособности.

3. Разработаны методы применения дисперсионного анализа и этиологического или атрибутивного риска для количественного определения доли заболеваемости, характеризующей воздействие изучаемого фактора, при его качественной характеристике.

4. Установлено, что уровень ЗВУТ в связи с артериальной гипертензией является индикатором негативного воздействия производственных условий на популяцию работающих.

5. Установлено, что продолжительность периода воздействия производственных факторов на работающих, приводящего к статистически достоверному повышению уровня ЗВУТ по основным неинфекционным заболеваниям (артериальная гипертензия, хронические болезни дыхательных путей, болезней костно-мышечной системы), составляет в среднем восемь лет.

6. Разработаны теоретические и методические основы научного анализа ЗВУТ. которые применимы при анализе любой заболеваемости.

7. На основе проведенных исследований разработана методика научного анализа ЗВУТ с установлением причинно-следственных связей с последующей разработкой мероприятий по первичной профилактике.

8. Проведено определение эффективности мероприятий по первичной профилактике, разработанных по результатам научного анализа.

Научно-практическая значимость исследования.

Результаты настоящего исследования позволили разработать теоретические и методические основы анализа заболеваемости с временной утратой трудоспособности. Проведенная формализация понятий математической статистики применительно к ЗВУТ показала, что при проведении анализа, в качестве исходных данных, следует использовать показатели месячной заболеваемости.

В итоге выполнения работы обоснована возможность использования в качестве исходных данных не только число заболевших, но и число случаев заболеваний, что значительно упрощает проведение анализа. Проведенное исследование показало, что количественно определить воздействие любого фактора внешней среды, а также их сочетаний, на заболеваемость позволяет II модель дис-

персионного анализа в VI этапов при наличии месячных показателей ЗВУТ.

Метод вычисления этиологического или атрибутивного риска является более простым и может быть использован для количественного определения влияния одного фактора внешней среды при наличии годовых показателей ЗВУТ.-

Настоящее исследование показало преимущества и перспективы использования разработанной методики анализа для определения экономического ущерба и вреда здоровью населения, наносимого ЗВУТ.

Научно-практическая значимость диссертации подтверждается публикацией статей в центральной и местной печати, использованием отдельных материалов исследования в деятельности различных служб и учреждений, в непосредственной работе врачей и организаторов здравоохранения. Они внедрены на союзном, российском, областном и городских уровнях. Кроме того, результаты исследования применяются в учебном процессе Курского государственного медицинского университета.

По материалам диссертации издано информационное письмо "Дисперсионный анализ в изучении заболеваемости с временной утратой трудоспособности", утвержденное Проблемной комиссией Академии медицинских наук СССР "Научные основы гигиены труда и профпатологии" (6.05.1991 г.), издана монография "Методы количественного определения воздействия факторов внешней среды на заболеваемость" (1996 г.), методические рекомендации: "Методические аспекты Первичной профилактики заболеваемости" (1996 г.).

Апробация работы. Основные материалы диссертации доложены и обсуждены на: Международной научно-практической конференции "Актуальные проблемы профилактики нейнфекционных заболеваний" (Москва, 1995). научно-производственной конференции, посвященной 100-летию основания Курской биофабрики (Курск. 1996). научно-практической конференции "Актуальные вопросы медицины и проблемы реабилитации" (Липецк. 1996). научно-практической конференции кардиологов и терапевтов (Курск, 1996). Итоговой научной сессии, посвященной 60-летию КГМУ "Актуальные вопросы медицинской науки" (Курск. 1997).

Публикации. По теме диссертации опубликовано 23 научные работы, в том числе-монография, информационное письмо и методические рекомендации. • -

- 8 -

Основные положения, выносимые на защиту:

1. Формализация задач анализа ЗВУТ в терминах математической статистики: испытание - месячный срок, в течение которого остается неизменной вероятность возникновения ЗВУТ в коллективе на протяжении многолетнего срока: месячные показатели ЗВУТ в популяции - элементарное событие; вероятность заболеть каждого работающего за испытание - статистическая вероятность или частость.

2. Методика применения дисперсионного анализа и этиологического или атрибутивного риска с целью количественного определения воздействия факторов внешней среды на ЗВУТ при качественной характеристике этих факторов. .

3. Методика проведения анализа ЗВУТ.

4. Определение продолжительности периода воздействия производственных факторов на работающих, приводящего к статистически достоверному повышению уровня ЗВУТ по основным неинфекционным болезням.

5. Оценка эффективности разработанных мероприятий по первичной профилактике ЗВУТ.

Объем и структура работы. Диссертация изложена на 282 страницах машинописного текста, иллюстрирована 84 таблицами и 14 рисунками. Состоит из введения, обзора литературы, раздела собственных исследований, включающего VI глав, заключения, выводов и библиографического указателя, включающего 357 источников литературы.

СОДЕРЖАНИЕ РАБОТЫ Глава I. МАТЕРИАЛЫ И МЕТОДЫ ИССЛЕДОВАНИЯ

Формализация математического аппарата применительно к ЗВУТ. определение характера распределения эмпирических рядов возможно только при использовании большого числа дат заболеваемости, полученных на большом числе крупных популяций по основным неинфекционным болезням, приводящим к временной нетрудоспособности. В качестве исходных данных при решении названных задач использовалась помесячная заболеваемость по основным неинфекционным болезням рабочих цехов, восьми крупных заводов г.Курска за семилетний период по учетной форме И16-ВН.

Описательный этап научного анализа также базируется на данных этой отчетной формы по нозологическим формам ЗВУТ за семилетний период по восьми крупным заводам областного центра. По данным этой отчетной формы за 20-летний период с начала функционирования ГПЗ-20 определялась средняя продолжительность периода воздействия негативных производственных факторов на работающих, приводящего к статистически достоверному повышению ЗВУТ.

При количественном определении воздействий условий труда на ЗВУТ по нозологическим формам (аналитический этап анализа) использовались данные помесячной заболеваемости круглогодовых рабочих цехов в сравниваемых группах, полученные за многолетний период по цеховым книгам учета, выданных больничных листов и ежемесячного учета лиц. принятых в' цехах на работу.

Проверка гипотезы о предполагаемом распределении эмпирических рядов и определение испытания при ЗВУТ осуществлялось с помощью критерия согласия К.Пирсона (X2) по формуле:

X2 . (Р - Рш)2 Рш

Количественное определение доли ЗВУТ. характеризующей влияние условий труда, проводилось с применением II модели дисперсионного анализа в шесть этапов, с использованием однофакторно-го дисперсионного анализа Хи=д+а1+е,двухфакторного с взаимодействием факторов Х1линейной модели двухфакторного анализа без взаимодействия 3т=д+а1+р3+е1Зт, трехфакторного по 'диалоговой систему ПАСЭК - планирование и анализ сравнительного эксперимента Х1]к=М+<*1+Р1+1>|!+(аР)и+(Ри)1|, +(аи)1К+(ари)1Я,+Еиг.

Доля ЗВУТ, обусловленная условиями труда, определялась

также путем вычисления этиологического (ЭР) или атрибутивного риска (АР) по формуле: ЭР=Г(г-1)/Г(г-1)+1. Коэффициент экспозиции вычисляли по формуле: Г=0/ Ц+г},. относительный риск по формуле: г=р ч1/р1 Статистическую значимость средних показателей в сравниваемых группах, используемых при вычислении ЭР, определяли с помощью критерия Фишера, основанного на сравнении средних групповых показателей.

Определение коррелятивной связи осуществлялось с помощью

коэффициента парной корреляции: Т , КК^-ОО • (у^у) а его

статистическая значимость с помощью рандомизированного анализа.

Аттестация рабочих мест в цехах N4 и №8 резиновых технических изделий по выявлению негативных физических факторов условий труда проводилась по инструкции Института Труда ВЦСПС.

Глава II. ОПРЕДЕЛЕНИЕ РАСПРЕДЕЛЕНИЯ ЭМПИРИЧЕСКИХ РЯДОВ

ЗАБОЛЕВАЕМОСТИ С ВРЕМЕННОЙ УТРАТОЙ ТРУДОСПОСОБНОСТИ (ЗВУТ) И ПОЛОЖЕНИЙ МАТЕМАТИЧЕСКОЙ СТАТИСТИКИ ПРИМЕНИТЕЛЬНО К ЭТОЙ ПАТОЛОГИИ

Проверка гипотезы о предполагаемом распределении эмпирических рядов ЗВУТ осуществлялась с помощью критерия согласия К. Пирсона X2. Этот критерий представляет собой сумму квадратов отклонений эмпирических частот (Р) от теоретических или ожидаемых частот (Рш). деленную на число теоретических частот (Рт):

X2 , |ж1 (Р - Р^2 Рт

Из приведенной формулы видно, что для вычисления критерия

согласия К. Пирсона, необходимо определение эмпирических (Р) и

теоретических частот (Рш).

Теоретические частоты (Рт) для нормального распределения

находили по формуле Рт =_ц_1 •Г(1т). Если X2 вычисленный > X2

Бх

табличного, нулевая гипотеза не отвергается, расхождение эмпирических и теоретических частот значимое.

Распределение X2 зависит от числа степеней свободы. Число степеней свободы устанавливается по равенству й» Б-1-г, где Б -число групп (частичных интервалов). г - число параметров предполагаемого распределения. При нормальном или биномиальном распределении И= Б-з! при пуассоновском Б-2 [Лакин Г. Ф. .1990].

Одним из показателей соответствия или различия эмпирических распределений от нормального являются показатели асимметрии

и эксцесса.

£ Рт (Хт-Х)3

Показатель асимметрии А „ т=1_

п-Э®

Ошибка репрезентативности шА ж у^к Ч >3

п тА

£ Рт (Хт-Х)4 Показатель эксцесса Е ж ¡¡Н, 3

П-Б^

Ошибка репрезентативности тЕ « 2(/б ; 1Е__>3

п шЕ

Показатели асимметрии и эксцесса свидетельствуют о достоверном отличии эмпирических распределений от нормального, если он ипревышают свою среднюю ошибку репрезентативности в три и более раза [Плохинский Н.А., 1970; Рокицкий П. Ф. ,1973; Лакин Г.Ф., 1990].

Вычисление теоретических частот для биномиального распре-

„бин„ш (к — 1)-ш „ш

деления проводили по формуле: Рш « Р ■ q • С(к_п • п.

Теоретические частоты для распределения Пуассона определяли по формуле: Рга « а-"1 : 1"а

.га- . ! ' ) '

В задачу математической статистики входит сбор данных, небходимых для проведения статистического анализа [Гмурман В. Е., 1977]. На предприятиях нет данных ежедневной и еженедельной заболеваемости за многолетние периоды, а ведется учет месячной и годовой заболеваемости. Годовые показатели невозможно использовать в качестве эмпирических рядов при вычислении критерия К.Пирсона. Для этого необходимо, чтобы эмпирический ряд содержал не менее 50 показателей ЗВУТ [Лакин Г.Ф. ,1990] в одной и той же популяции и в течение всего 50-летнего периода вероятность возникновения заболеваний в ней оставалась неизменной [Плохинский Н. А..1970]. На протяжении 50 лет невозможно ни сохранение одной и той же рабочей популяции, ни тем более неизменной вероятности возникновения заболевания в ней. Поэтому годо-

вой срок не может полностью соответствовать понятию испытания, принятому в теории вероятностей и математической статистике. С помощью критерия К.Пирсона <Х2) проведено определение соответствия эмпирических рядов случаев ЗВУТ по поводу отдельных нозологических форм на 1 рабочего за 1 месяц. В эмпирических рядах содержалось 84, 72 и 60 дат. Из 405 эмпирических вариационных рядов 254 (62,7135) соответствуют биномиальному распределению, 16 (3,95%) - нормальному распределению, остальные 135 (33,34Ж) не соответствуют никакому распределению (рис.1).

Таким образом, большинство эмпирических рядов помесячной многолетней ЗВУТ по основным нозологическим формам соответствуют теоретическому биномиальному распределению. Это служит доказательством того, что в большинстве случаев вероятность возникновения ЗВУТ в коллективах по нозологическим формам в течение каждого месяца многолетнего периода остается неизменной, так как в этом состоит основное требование биномиального распределения [Плохинский H.A.,1970; Лакин Г.Ф.. 1990]. Следовательно, понятию испытания, принятому в математической статистике полностью соответствует месячный срок. Уровень заболеваемости за месяц (испытание) - есть элементарное событие, отношение числа заболевших за месяц к общему числу популяции - является статистической вероятностью. Следовательно, эти данные необходимо использовать в качестве исходных при анализе ЗВУТ.

При анализе ЗВУТ в сравниваемых группах принято в качестве исходных данных брать число заболевших лиц. Это очень затрудняет сбор исходных показателей за многолетний период, требует затраты огромного труда. Теоретическое биномиальное распределение - это "выборка с возвращением", т.е. допускается повторное наличие одного и того же признака у субъекта [Малета Ю.С..Тарасов В.В.,1981]. Поэтому в качестве -исходных показателей статистического анализа ЗВУТ может быть не только число заболевших, но и число случаев заболеваний в сравниваемых группах за испытание (месячный срок). Это не скажется на результатах анализа, но значительно облегчит его проведение. В течение месячного срока, в сравнении с годовым, возможность повторного возникновения одного и того же заболевания у субъекта значительно ниже. Поэтому разница между числом случаев и числом заболевших в течение месяца будет несущественной.

Распределение 405 эмпирических вариационных рядов ЗВУТ

Рис.1

Глава III. МЕТОДИКА ПРИМЕНЕНИЯ ДИСПЕРСИОННОГО АНАЛИЗА ДЛЯ

ОПРЕДЕЛЕНИЯ ДОЛИ ЗВУТ. ХАРАКТЕРИЗУЮЩЕЙ ВОЗДЕЙСТВИЕ ПРОИЗВОДСТВЕННЫХ ФАКТОРОВ

Из многих видов анализа, используемых при обработке данных сравнительных исследований (метод парных сравнений, ранжирование и др. ). с целью установления количественных закономерностей чаще всего применяется дисперсионный анализ [Любищев А.А., 1986; Шеффе Г.,1980; Шиган E.H.,1986]. Дисперсионный анализ позволяет учесть влияние на функцию отклика количественных и качественных факторов [Хьюстон А..1971]. Он используется в тех случаях, когда отклик (заболеваемость) измеряется количественно, а входные переменные (факторы воздействия) - качественно [Маслак A.A. с соавт..1993; Адамов С.Ю. с соавт.,1994].

С целью определения количественного воздействия условий труда на ЗВУТ дисперсионный анализ впервые применили А.В.Куди-нов с соавт.(1971), затем А.М.Мерков и Л.Е.Поляков в 1974 году. В дальнейшем попытки аналогичного применения дисперсионного анализа предпринимали Н.В.Догле (1984)' и Н.В.Догле и соавт. (1985). Но в таком виде, как предлагали названные авторы, дисперсионный анализ не нашел применения ни при анализе ЗВУТ, ни при проведении эпидемиологических исследований неинфекционных болезней [Мак Ман Б. с соавт., 1965; Ендриховский В.. 1980; Измеров Н.Ф. с соавт.,1985; Чаклин A.B.. Осечинский И.В.. 1990; Towr М.. 1993].

Taifoe положение объясняется следующими обстоятельствами. Дисперсионный анализ - это метод исследования, основанный на сравнительном изучении рассеяния случайных величин [Fischer R.А..1966; Маслак A.A. с соавт.,1993; Адамов С.Ю. с соавт. .1994]. Случайные величины - это результаты испытаний [Львовский E.H.,1988]. Авторы, применившие дисперсионный анализ при ЗВУТ в качестве исходных данных, брали годовые показатели на 100 работающих, которые являются не результатом испытаний, а суммарными обобщенными показателями [Поляков Л.Е.,1974]. Вычисленное по методу Н.А.Плохинского количественное воздействие причинного фактора (условий труда) на результативный признак (заболеваемость) эти авторы относили ко всей заболеваемости, зарегистрированной в опытной группе. Были получены очень высокие показатели воздействия условий труда на ЗВУТ - от 76 до 94%

[Кудинов A.B. с соавт.. 1971; мерков A.M., Поляков Л.Е.. 1974]. Из этих данных вытекает, что практически вся ЗВУТ в изучаемой группе обусловлена только условиями труда, а другие факторы на нее не оказывают воздействия, что противоречит современным взглядам о причинных факторах заболеваемости населения.

Автор метода определения количественного воздействия изучаемого фактора на ЗВУТ. Н.А.Плохинский (1970.1978). указывал, что вычисленное по его методу количественное воздействие организованного фактора относится лишь к разности средних показателей в сравниваемых группах, а не ко всей заболеваемости в опытной группе, как это трактовалось ранее другими авторами.

С учетом понятий математической статистики применительно к ЗВУТ и основных положений дисперсионного анализа мы предлагаем следующую методику применения дисперсионного анализа с целью количественного определения воздействия факторов внешней средина заболеваемость. В зависимости от того какие уровни фигурируют в зксперименте. Эйзенхарт [Eisenhart С..1974] предложил три модели дисперсионного анализа: I модель - все факторы имеют постоянные уровни; II модель - все факторы имеют случайные уровни; III модель - одни факторы имеют постоянные, другие -случайные уровни.

Мы ставим задачу определить долю ЗВУТ. характеризующую влияние условий труда. Не все факторы условий труда имеют единицы измерения и стандарты [Зинченко В.П.,Мунипов В. М.. 1990]. и ни один из них не действует отдельно, а всегда в разных сочетании [Баевский^Р.М., Гуров С.Г..1988]. Поэтому целям исследования соответствует II модель дисперсионного анализа.

Разложение значений каждого показателя Хи на сумму членов при использовании этой модели имеет вид Х,3 = д + at + eu, где %u - число случаев заболеваний на 100 рабочих в сравниваемых группах; д - общее среднее всей совокупности; at - эффект 1-той группы, оценивающей прирост или уменьшение значений относительно общего среднего, он показывает какое влияние имеет уровень условий опыта на полученные результаты; еи - "ошибка" модели, обусловленная гетерогенностью популяции [ Рокицкий П.Ф., 1973; Дж. Гласс, Дж. Стэнли, 1976; Глотов Н. В. с соавт., 1982; Маслак A.A. с соавт., 1993].

В соответствии со II моделью дисперсионного анализа расчеты проводятся в следующей последовательности:

- 16 -

I. Определение сумм квадратов (ББ):

- полной ББЬ;

- между группами ББ„;

- отклонений внутри групп ББ..

. II. Определение числа степеней свободы (б):

- общего варьирования ^ = N - 1:

- вариации менсгрупповой Аь - а - 1:

- вариации внутригрупповой 3„ . N - а, где N - число дат статистического комплекса, а - число групп комплекса.

III. Определение средних квадратов (МБ„):

- общих МБ( - ББ1/в1;

. между группами МБЬ » ББЬ/ЛЬ;

- внутри групп МБ„ - ББ./а,.

IV. Установление статистической достоверности влияния организованного фактора на результативный признак путем вычисления Г-крит.ерия Фишера: Рвнч . МБЬ/МБ„ и сравнения этого значения с Г-табличным.

Проведение дисперсионного анализа по I модели принято заканчивать IV этапом СГласс Дж.. Стэнли Дж.. 1976; Маслак А.А. с соавт.. 1993; Адамов С.Ю. с соавт.. 1994].

При II модели дисперсионного анализа автор этого метода

Р.А.Фишер для оценки доли влияния изучаемого фактора на вариацию результативного признака (разность средних показателей в сравниваемых группах) предложил в V этапе использовать оценки соответствующих дисперсий: для случайной дисперсии б»= МБ„=Б*, для факториальной б* =МБь-МБ,)/п=Б*.

Долю влияния изучаемого фактора на разность средних величин в сравниваемых группах Р.А.Фишер предложил определять с помощью вычисления внутриклассовой (внутригрупповой) корреляции:

Т1* = Бй/(Бь + Б,) [Глотов Н.В. с соавт.. 1982]. Д.У. Снедекор упростил формулу Фишера, используя для вычисления доли прироста заболеваемости средние межгрупповые квадраты. При этом оказатель силы влияния (т£), найденный по методу Н.А.Плохинского. оказывается весьма смещенной оценкой в сравне-

нии с аналогичным показателем, вычисленным по методу Д.У.Снеде-кора [Лакин Г.Ф.,1990].

Поэтому, мы предлагаем в V этапе использовать формулу Д. У. Снедекора. при этом следует подчеркнуть, что эта формула определяет лишь долю прироста заболеваемости под влиянием изучаемого фактора, а не всю заболеваемость в опытной группе, как это трактовалось ранее другими авторами.

Для оценки экономического ущерба и вреда здоровью, наносимого заболеваемостью с временной утратой трудоспособности, необходимо определение доли от всей заболеваемости, зарегистрированной в опытной группе, характеризующей влияние условий труда. Для решения этой задачи нами предложен шестой (VI.) этап дисперсионного анализа.

Для определения доли, характеризующей влияние условий труда необходимо разницу средних межгрупповых показателей Х2) заболеваемости умножить на силу влияния изучаемого фактора, вычисленную по методу Д.У. Снедекора. и разделить на средний, уровень заболеваемости в опытной группе П^): М . (% - X») -т»'

■I

Аналогичные добавления внесены в двухфакторный дисперсионный анализ.

Двухфакторный дисперсионный анализ. В тех случаях, когда опреде'ляется количественное влияние двух факторов и их взаимодействия на результативный признак при одинаковом числе испытаний в изучаемых группах. II Модель двух-факторного дисперсионного анализа строится следующим образом: Хщ . Ц<4 ♦ Р3 ♦ (ар)13 ♦ с13. где ц - общее среднее; а1- эффект 1-ого уровня фактора А; Ад- эффект ,]-ого уровня фактора В;

(сф)и - эффект взаимодействия 1-ого уровня фактора А с 3-ым уровнем фактора В;

- 18 -

eu- "ошибки" связанные с гетерогенностью популяций людей.

Для решения вопроса - использование каких исходных данных ЗВУТ (помесячных показателей, квартальных или годовых) позволяет получить корректные результаты - проведен дисперсионный анализ по диалоговой системе ПАСЭК (планирование и анализ сравнительного эксперимента) [Маслак А.А. с соавт., 1993]. Рассмотрено три способа сравнительного анализа ЗВУТ рабочих чугунолитейного цеха и IK0 (фоновая группа) за три года. В первом случае исходные данные представлены помесячной заболеваемостью, во втором - квартальной, в третьем - годовой. Для этой постановки задачи представления исходных данных аппроксимируются такой моделью:

Xijeb- M+ai+ßi+"R+(aß)u+(ßu)iR+(au)iR+(aßy)ijR+EijKm.

Результаты анализа данных за один и тот же трехлетний период тремя способами показали, что при использовании помесячной заболеваемости обеспечивается большая точность сравнения, чем при анализе годовых и квартальных показателей. Так число степеней свободы для ошибки при помесячной ЗВУТ равно 55. квартальной - 15, годовой - 2. Следовательно, дисперсионный анализ дает более корректные результаты при использовании в качестве исходных данных месячных показателей ЗВУТ, которые-полностью соответствуют понятию испытания, принятому в теории вероятностей и математической статистике.

Однофакторный дисперсионный анализ с использованием относительных показателей заболеваемости (Р) и ф-величин.

Дисперсионный метод предполагает анализ результатов испытаний, выборка которых берется из нормально распределенной совокупности [Урбах В. Ю., 1969; Плохинский Н. А., 1970; Шеффе Г., 1980; Любищев А. А. .1986; Лакин Г. Ф.. 1990; Маслак A.A. с соавт., 1993]. Проведенные нами исследования с помощью критерия согласия К.Пирсона показали, что подавляющее большинство эмпирических рядов заболеваемости соответствуют биномиальному распределению. При биномиальном распределении средняя величина и дисперсия связаны (средняя величина М = n-р, дисперсия З^или MS = n-p-q) [Лакин Г.Ф.,1990].

Дисперсионный анализ представляет собой проверку нулевой

гипотезы (Н0) о равенстве средних значений и дисперсий. Поэтому предположение о равенстве дисперсий при данном распределе-

нии заведомо неприемлимо. Если предполагается биномиальное распределение, необходимо перейти от долей Р к «р-величинам через 2arcsln/~P. Величина <р. выраженная в радианах, имеет распределение. близкое к нормальному [Глотов Н.В. с соавт.. 1982; Урбах В.Ю..1969]. Однако по мнению Гласса Дж. и Стэнли Дж.(1976) при равном числе испытаний в сравниваемых группах и при биномиальном распределении можно пользоваться дисперсионным анализом.

В связи с наличием в литературе противоречивых сведений о применении дисперсионного метода при биномиальном распределении. нами подвергнуты анализу одни и те же исходные данные помесячной заболеваемости за многолетний период в двух сравниваемых группах (рабочих цеха и "фоновой" группы). В одном случае исходные данные представлены в относительных показателях (Р). в другом - с переводом долей Р в ip величины через 2arcsin

Исследование осуществлялось с использованием II модели од-нофакторного дисперсионного анализа по ранее описанной схеме. Расчеты с <р величинами проводятся обычным способом. Для определения сумм квадратов (SS) необходимо вычислить следующие показатели: 1. Сумму квадратов всех tp-величин комплекса по формуле: - *pV

2. Квадрат суммы <р-величин комплекса, деленного на число дат

комплекса Т^ . (1ф + Хф.)2. ïï M •

3. Сумму квадратов групповых сумм tp-величин. деленную на число

дат в группе (nt) Ц^ . (Ьр)*+ (Ео,)2. . ni nt

Далее расчеты проводятся по рабочим формулам, как и при относительных показателях в шесть этапов.

Наши многочисленные исследования показали; что использование во II модели однофакторного дисперсионного, анализа в качестве исходных данных относительных показателей Р и (р-величин дает одинаковые результаты воздействия изучаемого фактора на

заболеваемость. Следовательно, II модель однофакторного дисперсионного анализа применима и при биномиальном распределении без превращения относительных показателей в ip-величины, при равном числе испытаний в сравниваемых группах, что значительно упрощает проведение дисперсионного анализа.

Глава IV. МЕТОДИКА ПРИМЕНЕНИЯ ЭТИОЛОГИЧЕСКОГО РИСКА С ЦЕЛЬЮ КОЛИЧЕСТВЕННОГО ОПРЕДЕЛЕНИЯ ВОЗДЕЙСТВИЯ ИЗУЧАЕМОГО ФАКТОРА НА ЗВУТ

В эпидемиологических исследованиях неинфекционных болезней доля заболеваемости,связанная с действием изучаемого фактора, при качественной его характеристике, определяется путем вычисления этиологического риска (ЭР) или атрибутивного риска (АР) [Walter S.D.. 1978; Измеров Н.Ф. с соавт.. 1987; Чаклин A.B., Осечинский И.В.,1990; Коза Н.М.. Новгородова С.Д..1995].

Вычисление ЭР осуществляется по данным однократного обследования двух когорт - опытной и контрольной по формуле:

ЭР=Г•(г-1)/Г•(г-1)+1, где f - коэффициент экспозиции, г - относительный риск [Измеров Н.Ф. с соавт..1985]. Коэффициент экспозиции f=c/c+d _ где с -число здоровых лиц в опытной когорте, d - число здоровых в контрольной когорте. Относительный риск r=a-d/b-c. где а - число больных в опытной когорте или группе. Ь - число больных в контрольной группе [Ендриховский В.. 1980; Измеров Н.Ф. с соавт. , 1985].

Каждый интенсивный показатель заболеваемости независимо от числа лиц в группе, на основе которых он исчислен, принимается за результат одного испытания [Кудинов А. В. с соавт..1971; Чаклин A.B.. Осечинский И.В..1990]. Событие за испытание есть случайная величина [Гмурман В. Е.. ,1966; Львовский Е. Н.. 1988]. • Случайная величина не может быть количественной характеристикой вероятности возникновения случайного события. Количественной характеристикой случайного события служит статистическая вероятность или частость. Отклонение частоты от вероятности тем меньше, чем больше испытаний произведено для получения частоты. Для единичных испытаний понятие частоты не имеет смысла. Поэтому вычисление ЭР должно проводиться не по результатам однократного обследования двух популяций (опытной и контрольной), а по многократным данным заболеваемости в сравниваемых группах.

Название этиологический или атрибутивный риск свидетельствует о том. что этот показатель рассчитан на биномиальное распределение - математическую модель случайных, качественных, альтернативных или атрибутивных (описательных) признаков.

При биномиальном распределении статистическая вероятность или частость (Р) определяется отношением числа заболевших (И1) за испытание к общему числу лиц популяции (N1 Р = К1/И. Это есть вероятность заболевания каждого человека популяции в течение испытания [Сепетлиев Д..1968; Рокицкий П. Ф..1973; Лакин Г.Ф..1990;]. При проведении расчетов при биномиальном распределении используется и противоположный показатель q - вероятность не заболеть каждого лица популяции: q =Ш - Н')Д или q = 1 - Р [Рокицкий П.Ф..1973; Лакин Г.Ф..1990]. Поэтому при вычислении ЭР исходными данными должны быть не числа заболевших и здоровых. выявленных в сравниваемых группах при их однократном обследовании, а показатели заболеваемости, выраженные в р и я, полученные при многократных испытаниях (многолетних помесячных или многолетних среднемесячных).

. При использовании всех многолетних помесячных показателей р и я за весь анализируемый период мы предлагаем проводить вычисление коэффициента экспозиции по формуле: . где - сумма месячных вероятностей не заболеть каждому лицу опытной группы; Eq1 - сумма вероятностей не заболеть каждому человеку контрольной группы. Для определения относительного риска рекомендуется следующая формула: г=1р-ц1/1р1-я, где р - вероятность заболевания каждого лица опытной группы за испытание (месяц), д = 1 - р. где q - вероятность не заболеть каждого человека опытной группы за испытание; q, = 1-р,. где я, - вероятность не заболеть каждого человека контрольной группы за тот же срок, р, - вероятность заболеть каждого человека контрольной группы в течение месяца. _ _

При использовании среднемесячных показателей р и я за многолетний срок вычисление коэффициента экспозиции (Г) следует проводить по формуле: относительный"риск (г) по фор-

муле: г=р-Ц,/р1Этиологический или атрибутивный риск во всех случаях вычисляется по формуле: ЭР « Г-(г - 1) [Измеров Н.Ф.

г-(г - 1)+1-

с соавт.. 1985].

Среднегодовая ЗВУТ в цехах РТИ и ЧЛЦ по дисперсионному анализу и ЭР

- 23 -

Нами проведено определение доли ЗВУТ, обусловленной производственными Факторами, путем вычисления ЭР с использованием в качестве исходных данных всех месячных показателей ЗВУТ 1 работающего в сравниваемых группах за трехлетний период, средних месячных показателей на 1 работающего за каадый квартал трехлетнего периода и среднемесячных показателей за весь трехлетний срок. Во всех случаях получены практически одинаковые результаты. При использовании ЗВУТ на 1 работающего отпадает необходимость в стандартизации показателей, так как исходные данные рассчитаны на стандартное число - на 1 человека.

Для определения статистической достоверности результатов, полученных при вычислении ЭР использовался критерий Фишера.

С целью сравнения предложенных методов проведен анализ одних и тех же исходных данных с помощью II модели однофакторного дисперсионного метода и ЭР (рис.2). Получены одинаковые результаты. Это является доказательством объективности предложенных методов для количественного определения воздействия условий труда на ЗВУТ.

Как показали наши исследования, эти методы следует применять дифференцированно, в зависимости от целей исследования. Метод ЭР является более простым для анализа и позволяет использовать в качестве исходных данных среднегодовые показатели ЗВУТ с преобразованием их в среднемесячные. II модель дисперсионного анализа может быть использована лишь при наличии помесячных показателей заболеваемости. Однако, дает возможность, в отличие от метода ЭР, количественно определить влияние на ЗВУТ нескольких факторов внешней среды и их сочетаний.

Глава V. ОПРЕДЕЛЕНИЕ ПРОДОЛЖИТЕЛЬНОСТИ ПЕРИОДА ВОЗДЕЙСТВИЯ

ПРОИЗВОДСТВЕННЫХ ФАКТОРОВ НА РАБОТАЮЩИХ. ПРИВОДЯЩЕГО К ДОСТОВЕРНОМУ ПОВЫШЕНИЮ ЗВУТ ПО ОСНОВНЫМ Н030Л0ГИ-■ ЧЕСКИМ ФОРМАМ

Неинфекционная болезнь - это состояние дезадаптации, наступившее в результате длительного воздействия неблагоприятных факторов внешней среды на людей [Казначеев Дя.. 1980; Казначеев В.П.. Баевский Р. М.. 1980; Казначеев ё'.П.. Казначеев С.П.. 1986; Баевский Р.М., Гуров С.Г.. 1988]. Длительно действующими на популяцию работающих факторами внешней среды являются производственные условия [Комаров Ю.М..19801. Длительность периода

воздействия производственных факторов на работающих, приводящего к достоверному повышению ЗВУТ- по основным неинфекционным болезням неизвестена. он может продолжаться годами СЧаклин А.В.. Осечинский И.В.,1990]. Установление продолжительности этого периода имеет важное значение в формировании гипотезы о факторах риска по данным описательных исследований ЗВУТ и при проведении аналитических исследований.

Наличие показателей по основным нозологическим формам неинфекционной заболеваемости и всей ЗВУТ в течение двадцатилетнего . периода с начала функционирования предприятия ГПЗ-20 дает возможность для решения следующих очень важных вопросов:

1. Определить продолжительность периода воздействия производственных факторов на работающих, приводящего к статистически достоверному повышению уровня ЗВУТ при хронических неинфекционных болезнях.

2. На одной и той же популяции количественно определит! долю ЗВУТ, обусловленную условиями труда при различных срока) их воздействия на работающих.

Показатели ЗВУТ по основным нозологическим формам и все! заболеваемости на 100 работающих в год за 20-летний период < начала функционирования ГПЗ-20 даны в рис.3. На рис.3 видно, что в течение 8-летного периода со дня функционирования ГПЗ-2) не отмечается изменений ЗВУТ. Это подтверждается вычисление! критерия Фишера по данным заболеваемости за два четырехлетни периода (1972-1975 и 1976-1979 гг.). При вычислении критери Фишера по этим данным установлено, что факториальная дисперси меньше остаточной дисперсии. В таких случаях нулевая нулева гипотеза (Н0) о равенстве групповых средних и их дисперсии н отвергается. Следовательно, в течение восьмилетнего периода, начала работы нового предприятия уровни ЗВУТ по основным нозс логическим формам не изменились.

Точно такие же результаты получены при анализе этих даннь другим методом. Данные табл. 1 •'разуты на пять четырехлетних ш риодов: (1972-1975), (1976-1979),' (1980-1983). (1984-1987), (198J 1991). В терминах планирования эксперимента эти периоды соог ветствуют уровням (at.а2,..,а5) фактора А. Четыре года в кажд< периоде рассматриваются как четыре повторения. Эти данные д. каждого вида заболевания представляются моделью: ji+tj+Et

Статистическая обработка проводилась с помощью диалогов'

Динамика ЗВУТ на ГГ13-20 за 20 лет по основным нозологическим

формам

Годы 1972-1991

Рис. 3

Таблица 1

Динамика ЗВУТ на предприятии ГПЗ-20 на 100 работающих в год за 20 лет с начала работы завода

Годы Артериальная гипертензия Хронические болезни дых.путей Болезни костно-мыш. сист. ВСЯ ЗВУТ

1972 1.8 1.3 3.7 37.3

1973 2.9 2.2 3.0 36,4

1974 1.6 0.9 2.6 35,3

1975 1.6 0.9 3.7 34,7

1976 1.3 1.1 2.9 35.6

1977 1.2 1.0 3.3 36,8

1978 1.6 0.8 3.6 34.0

1979 2.3 1.1 4,1 40.8

1980 2.7 1.7 5.6 47.1

1981 2.5 1.6 5.4 45.6

1982 2.6 1.8 5.6 46.7

1983 2.6 1.7 6.1 48.2

1984 3.3 2.4 8,1 55,0

1985 4.4 2.6 8,9 61,6

1986 3.96 2.6 8.0 56.9

1987 3.79 2.1 9,35 56.8

1988 2.94 2.14 10,20 55.22

1989 3.38 2.35 12,02 56.79

1990 2.5 1.4 14.4 56.2

1991 3.2 2.0 13.0 64.0

системы ПАСЭК в два этапа. При этом установлено, что нулевая гипотеза (Н0) о незначимости различия по уровню заболеваемости между первой и второй четырехлеткой не отвергается для всех заболеваний. Напротив, нулевая гипотеза о незначимости различия по уровню заболеваемости между второй и третьей четырехлеткой отвергается. Различия уровней заболеваемости за эти периоды статистически достоверны. Таким образом, можно сделать вывод, что статистически достоверное повышение уровня хронических неинфекционных болезней под влиянием производственных факторов возникает в среднем через восемь лет.

Представляет интерес определение корреляции между рассматриваемыми болезнями до увеличения уровня неинфекционных заболеваний (первые восемь лет) и после наступления статистически достоверного повышения ЗВУТ по основным нозологическим формам.

В годы первого 8-летнего периода выявлена прямая статистически достоверная коррелятивная связь только между уровнями ЗВУТ по артериальной гипертензии и хроническим болезням дыхательных путей (рис.4). В последующие годы, когда отмечается статистически достоверное повышение уровней всей ЗВУТ и по основным нозологическим формам, определяется статистически значимая корреляция между уровнями ЗВУТ в связи с артериальной ги-пертензией и хроническими болезнями дыхательных путей и всей заболеваемости, между хроническими болезнями дыхательных путей и всей заболеваемости, между болезнями костно-мышечной системы и всей ЗВУТ. Это дает основание считать уровни ЗВУТ по артериальной гипертензии. хроническими болезнями дыхательных путей, болезнями костно-мышечной системы индикаторами негативного воздействия условий труда на популяцию работающих.

. Имеет очень важное теоретическое и практическое значение количественное определение воздействия условий труда на ЗВУТ путем анализа' заболеваемости одной и той же популяции за два восьмилетних периода с начала функционирования предприятия. В качестве фоновой взята заболеваемость рабочих рабочих ГПЗ-20 по основным нозологическим формам за первые восемь- лот работы завода, опытной - заболеваемость за второй восьмилетний срок. Количественное определение процента заболеваемости, .обусловленное условиями труда осуществлялось путем вычисления ЭР. Результаты анализа представлены в табл. 2.

Корреляция между уровнями ЗВУТ по нозологическим формам

Годы (1972-1991)

Рис/4

Таблица 2

Воздействие производственных факторов на ЗВУТ за 4-х и 8-летние сроки работы ГПЗ-20 по данным вычисления ЭР

Среднегодо! |1 5ая ЗВУТ по основным нозологическим юрмам на 100 работающих

Годы Артер. гипер-тензия Хронич. болезни дых. путей Болезни костно-мыш. сист. ВСЯ ЗВУТ без гриппа И ОРЗ

1976-1979 ГГ. 1,60 1,00 3,47 36,80

1980-1983 ГГ. 2,60 1,70 5,64 46,90

ЭР (%) 25.11 27.3 32.95 12. 67

1972-1979 ГГ. 1,80 1,10 3.36 36.36

1980-1987 ГГ. 3. 23 2.05 7,12 52.14

ЭР (35) 28,62 27.38 35,64 18,4

Из табл.2 видно, что доля от всей ЗВУТ без гриппа и ОРЗ, характеризующая влияние условий труда в два раза ниже, чем этот показатель в связи с артериальной гипертензией. хроническими болезнями дыхательных путей и болезнями костно-мышечной системы. Это свидетельствует о том, что на Государственном подшипниковом заводе (ГПЗ-20) в процессе производства основная нагрузка падает на сердечно-сосудистую, дыхательную и костно-мышечную системы работающих. Аналогичные результаты получены по основным цехам ГПЗ-20. Поэтому уровни ЗВУТ по этим болезням можно считать индикаторами негативного воздействия условий труда на работающих ГПЗ-20. Мероприятия по первичной профилактике ЗВУТ на этом предприятии в первую очередь должны быть направлены на устранение причинных факторов индикаторных болезней.

Глава VI. МЕТОДИЧЕСКИЕ ОСНОВЫ АНАЛИЗА ЗАБОЛЕВАЕМОСТИ С ВРЕМЕННОЙ УТРАТОЙ ТРУДОСПОСОБНОСТИ

Формализация задач в терминах математической статистики, определение характера распределения эмпирических рядов ЗВУТ за многолетний период, разработка методов количественного определения воздействия факторов внешней среды на ЗВУТ, установление средней продолжительности периода воздействия производственных

факторов, приводящего к статистически значимому повышению ЗВУТ при неинфекционных болезнях, дают возможность разработать методические основы научного анализа заболеваемости с временной утратой трудоспособности.

Анализ ЗВУТ при качественной характеристике изучаемого фактора следует проводить в три этапа. Первый этап - описательные исследования. Они должны охватывать многие крупные предприятия с разными условиями труда, находящиеся в одном населенном пункте. На предприятиях, расположенных в одном населенном пункте, имеющих одинаковые природные и сходные социальные условия, несущественные различия возрастных показателей, но разные условия труда. Это способствует формированию гипотезы о факторах риска. Поэтому нами подвергнуты анализу среднегодовые показатели ЗВУТ за четырнадцатилетний период (1978-1991 гг.) по 8 крупным предприятиям г.Курска.

Данные ЗВУТ представлены линейной моделью двухфакторного дисперсионного анализа без взаимодействия факторов:

= М + o-i + ßj + Чу Анализ проводился по диалоговой системе ПАСЭК [Маслак A.A. с соавт.,1993]. По результатам парных сравнений по уровням ЗВУТ выделены четыре группы предприятий. Первая группа - Электроаппаратный завод, вторая - заводы: РТИ, КЗПА, КЗТЗ, третья - завод "Аккумулятор", остальные три завода: "Счетмаш","Химволокно" и КТК - отнесены к четвертой группе. Предприятия внутри группы не отличаются значимо по уровням ЗВУТ друг от друга. Между всеми выделенными группами имеются статистически значимые различия по уровням ЗВУТ.

. Уровень всей ЗВУТ популяции - это обобщенные показатели, обусловленные большим числом нозологических форм с разными факторами риска. Поэтому подвергнуты анализу среднегодовые показатели ЗВУТ по основным нозологическим формам за семилетний период (1976-1982) по 8 предприятиям г.Курска. Анализ осуществлялся путем вычисления коэффициента парной корреляции.

Для определения статистической достоверности коэффициентов корреляции для всех рассматриваемых пар использовался рандомизированный анализ [Маслак A.A. с соавт.,1993]. Этот вид анализа выбран потому, что он не требует выполнения предпосылки нормальности распределения ошибок наблюдений, что особенно критично при небольшом числе наблюдений. В нашем случае число наблю-

дений равно 8 (8 заводов).

Уровень значимости коэффициента корреляции в рандомизированном анализе определяется следующим образом. Для исследуемых двух наборов величин вычисляется коэффициент корреляции. Далее выдвигается нулевая гипотеза, заключающаяся в том, что между исследуемыми величинами нет статистической взаимосвязи, т.е. коэффициент парной корреляции равен нулю. В предположении справедливости нулевой гипотезы данные одного набора можно расположить относительно данных другого набора произвольным способом. Число всех возможных таких способов равно п!(п-факториал.), где п - обьем выборок. В данном случае п ■= 8, а число всех возможных перестановок данных М=8!=8-7-6-5-4-3-2-1=40320.

Между средним взвешенным возрастом работающих и уровнями ЗВУТ по нозологическим формам не выявлено статистически достоверных коррелятивных связей.

Как было отмечено, по среднегодовым уровням ЗВУТ за 14-летний период (1978-1991) заводы РТИ и КЗТЗ относятся ко второй группе, между уровнями временной нетрудоспособности на этих предприятиях нет статистически значимых различий. Но на них разная структура ЗВУТ по нозологическим формам (рис.5). На-КЗТЗ выше заболеваемость артериальной гипертензией, хроническими болезнями дыхательных путей, болезнями костно-мышечной системы, на заводе РТИ острыми фарингитами, тонзиллитами, дуоденитами и др., что обусловлено разными условиями труда.

В соответствии с сформированной гипотезой проведены аналитические исследования. В качестве опытных групп взяты рабочие основных цехов: 1 и 2 чугунолитейных цехов КЗТЗ (1 группа), 4 и 8 цехов формовых резиновых технических изделий завода РТИ (2 группы), в качестве контрольной группы - рабочие ЖКО (жилищно-коммунального отдела) завода РТИ: Группы примерно одинаковые по половому и возрастному составам, социально-бытовым условиям, но отличаются по условиям труда.

В анализ взяты помесячные показатели ЗВУТ круглогодовых рабочих за семилетий период (1976-1982 гг.) по всей заболеваемости без гриппа и ОРЗ, по артериальной гипертензии, хроническим болезням дыхательных путей, острым фарингитам и тонзиллитам. болезням костно-мышечной системы.

Более полную' информацию и более надежные выводы дает объединение однородных совокупностей в одну группу, однородность

►в

5

р

(Л

Артериальная гипертензии

Хронические заболевания дых. путей

Болезни костно-мыш. системы

О. фарингиты, тонзиллиты

Болезни печени

Болезни почек

X»

"О ш

(о 00

-4. О М А

х

□ В) ^ X

■о

' н

5

совокупности устанавливается путем анализа средних групповых показателей с помощью F-критерия Фишера. Нулевая гипотеза о равенстве груповых средних и их дисперсий не отвергается, если F-критерий вычисленный при уровне значимости а - 0,05 меньше F-критерия табличного [Гмурман В.Е.,1977; Маслак A.A. с со-авт..1993]. Путем вычисления критерия Фишера с использованием годовых показателей за семилетний срок проверена однородность ЗВУТ в 4 и 8 цехах завода РТИ, в 1 и 2 чугунолитейных цехах КЗТЗ. Во всех случаях F-критерий вычисленный оказался меньше F-критерия табличного. Нулевая гипотеза не отвергается. Это свидетельствует об однородности показателей ЗВУТ в двух цехах формовых резиновых технических изделий и в двух чугунолитейных цехах. Поэтому показатели ЗВУТ по двум цехам резиновых технических изделий объединены в одну группу (1-я опытная группа), показатели ЗВУТ по двум чугунолитейным цехам объединены в другую группу (2-я опытная группа), в качестве фоновой взята ЗВУТ рабочих ЖКО завода РТИ.

Результаты количественного определения воздействия условий труда на ЗВУТ, полученные на основе II модели однофакторного дисперсионного анализа и путем вычисления этиологического или атрибутивного риска по разработанной нами методике с использованием в качестве исходных данных помесячных показателей заболеваемости за семилетний период (1976-1982 гг.) даны на рис.6.

Для установления причинно-следственных связей проведена аттестация рабочих мест в цехах РТИ по выявлению негативных физических факторов. Аттестация проводилась по cxefae и карте, разработанным Институтом Труда. Результаты аттестации даны ■ в табл.3. Установлено, что основными негативными физическими факторами в опытных цехах РТИ являются: высокая температура воздуха "рабочей зоны", вынужденная рабочая поза с наклоном туловища более 15°, ручной труд при машинах.

Кроме того, нами использовались данные о негативных факторах условий труда в литейном производстве и в производстве резиновых технических изделий, установленные Институтом Промышленной Медицины, согласно которым в чугунолитейных цехах преобладают производственные факторы: тяжелый физический труд, шум, вибрация, высокая температура, наличие в воздухе мелкодисперсной пыли [Горбань Л.Н. с соавт..1987]; в цехах резиновых технических изделий - наличие в воздухе токсических химических ве-

Доля ЗВУТ, обусловленная условиями труда, по нозологическим

формам

67,12%

26%

Артериальная гипертензия

63,40%

24%

Хронич.болезни дых. путей

82,09%

49,07%

Рис.6

Болезни костно-мыш. системы

□члц

О РТИ

37,08%

Острые фарингиты, тонзиллиты

со

- 35 -

' ществ [Волкова 3.А. с соавт., 1987].

Результаты проведенных исследований, данные Института Промышленной Медицины позволяют считать сочетание производственных условий труда - факторами риска индикаторных болезней.

На основе рекомендаций Института Труда, с учетом выявленных нами причинных факторов ЗВУТ. предложены соответствующие мероприятия по первичной профилактике, включающие такие изменения конструкции машин и станков, при работе на которых наклон туловища работающего человека должен быть менее 15°, что позволит снизить гидравлическую нагрузку на межпозвонковые диски поясничного отдела. Следует ликвидировать тяжела физический труд путем механизации трудоемких работ, обязательно научить работающих правильному поднятию тяжестей, из состояния приседания за счет разгибания ног с вертикально расположенным позвоночником. Оборудовать раббчие места в соответствии с требованиями эргономики.

Мероприятия по снижению шума, вибрации, температуры, запыленности воздуха в чугунолитейных цехах, снижению шума, температуры, содержания частиц пыли и токсических газообразных веществ в воздухе рабочей зоны в цехах РТИ следует проводить по рекомендациям, разработанным Институтом Гигиены Труда и Профзаболеваний.

Таблица 3

Результаты аттестации рабочих мест в цехах резиновых технических изделий М и №8

Профессия Интегральная оценка тяжести труда в баллах Вынужденная рабочая поза (в % к рабочему времени) Ручной труд при машинах Температура на рабочих местах °С

4 цех 8 цех 4 цех .8 цех 4 цех 8 цех 4 цех 8 цех

Клейщики 5 5 > 50% > 50% 100% 100% 32° 32°

Каландровщики 5 5 > 50% > 50% 100% 100% 32° 32°

Прессовщики 4 5 > 50% > 50% 100% 100% 31° 33°

Вальцовщики 6 6 > 50% > 50% 100% 100% 32° 32°

Обрезчики 6 6 < 50% > 50% 100% 100% 29° 25°

Машинисты шприц-машин 5 5 > 50% > 50% 100% 100% 28° 25°

- 36 -

Определение результатов проводимых профилактических мероприятий

Третий этап научного анализа состоит в определении эффективности мероприятий по первичной профилактике, разработанных на основе установленных причинно-следственных связей.

Количественная оценка результатов профилактических мероприятий за два семилетних периода (1976-1982 гг. и 1985-1991 гг.) в опытных цехах представлены в табл.4 Таблица 4

Эффективность проводимых профилактических мероприятий за семилетний период (1985-1991 гг.)

Среднегодовые уровни ЗВУТ на 100 работающих

Нозологические формы Цехи резиновых технических изделий Чугунолитейные цехи

19761982 гг. 19851991 ГГ. Доля снижения ЗВУТ в % 19761982 гг. 19851991 ГГ. Доля снижения ЗВУТ в %

Артериальная гипертензия 5,20 3.35 20.20 10,95 7,60 18.30

Хронические болезни дыхат.путей 3. 50 2. 50 16,40 9,00 6,70 14.60

Острые фарингиты, тонзиллиты 8.50 6.80 10, 90 5.80 4.2 15.60

19761982 ГГ. 19851991 Доля повышения ЗВУТ в % 19761982 ГГ. 19851991 ГГ. ь Доля повышения ЗВУТ в %

Болезни костно-мышечной системы 10.75 14.80 15,87 21,00 22.20 не достоверна

Отмечается некоторое снижение ЗВУТ по артериальной гипер-тензии и хроническим болезням дыхательных путей, но имеется тенденция к росту заболеваемости по болезням костно-мышечной системы. Эти данные подтверждают положение о том, что добиться некоторого снижения забшюваемости можно лишь путем проведения первичной или общественной профилактики в течение длительного времени.

- 37 -ВЫВОДЫ.

1. С помощью критерия согласия К.Пирсона (X2) доказано, что большинство эмпирических рядов многолетней помесячной заболеваемости соответствует теоретическому биномиальному распределению. Поэтому статистический анализ заболеваемости должен проводиться с учетом характера распределения эмпирических рядов.

2. Установленное соответствие подавляющего числа эмпирических рядов многолетней помесячной иеинфекционной заболеваемости теоретическому биномиальному распределению дает основание считать:

а)неинфекционные болезни случайными событиями, многократное повторение которых в одинаковых условиях подчиняется вероятностным закономерностям;

б)месячный срок - максимальным периодом, в течение которого не меняется вероятность многократного возникновения заболеваний в популяции - есть испытание, уровень месячной заболеваемости в популяции есть элементарное событие, отношение числа заболевших в течение месяца к общему числу лиц в популяции является статистической вероятностью или частостью. Эти показатели следует использовать в качестве исходных данных при анализе ЗВУТ.

3. Проведенная формализация задач аназиза ЗВУТ в терминах математической статистики обосновывает возможность использования в качестве исходных данных не только число заболевших, но и число случаев заболеваний, что значительно упрощает проведение анализа.

4. Предложенное использование V и VI этапов II модели дисперсионного анализа дает возможность количественно определить воздействие любых факторов внешней среды на заболеваемость при их качественной характеристике.

5. Установлено, что использование во II модели дисперсионного анализа одних и тех же исходных данных, представленных в относительных показателях Р и превращенных через 2агсэ1п в Ф-величины, дает одинаковые результаты, что обосновывает применение в дисперсионном анализе данных, представленных в относительных показателях Р.

6. На основе формализации аппарата математической статис-

тики доказано, что при вычислении доли ЗВУТ, обусловленной условиями труда, методом этиологического риска, необходимо использовать в качестве исходных данных параметры биномиального распределения (р и я), полученные по результатам многократных испытаний.

7. Количественное определение влияния на ЗВУТ одного или нескольких факторов внешней среды и их сочетаний следует проводить по II модели дисперсионного анализа (одно-многофакторного). для определения влияния одного фактора, при наличии многолетних годовых показателей ЗВУТ, применим, метод этиологического риска.'

8. Установлено, что статистически достоверное повышение уровня ЗВУТ по основным нозологическим формам происходит при длительном воздействии производственных.факторов в течение не менее 8 лет. Производственные факторы, действующие на работающих в период регистрации ЗЮТ, не являются причиной этой патологии. Регистрируемая ЗВУТ. является следствием воздействия условий труда на работающих за предшествующий восьмилетний.период. "

9. При анализе многолетней ЗВУТ за четырнадцатилетний период на 8 крупных промышленных предприятиях установлено, что уровни заболеваемости в связи с артериальной гипертензией, хроническими болезнями дыхательных путей и болезнями костно-мышеч-ной системы следует считать индикаторами негативного воздействия условий труда на работающих.

10. С учетом формализации аппарата математической статистики и установленной средней продолжительности периода воздействия производственных факторов на работающих, приводящего к статистически достоверному повышению уровня заболеваемости, разработаны методические основы-научного анализа ЗВУТ. .Научный анализ ЗВУТ должен проводиться в три этапа: описательные, аналитические и экспериментальные исследования с разработкой мероприятий по первичной профилактике ЗВУТ и определением их результатов.

ПРЕДЛОЖЕНИЯ

1. Научный анализ ЗВУТ следует проводить в три этапа. Первый этап - описательные исследования, они должны строится на анализе заболеваемости за многолетний период и охватывать мно-

гие крупные предприятия с разными условиями труда, находящиеся в одном населенном пункте. Так как на этих предприятиях имеются одинаковые природные и пхндниг; социальные условия, несущественные различия возрастных показателей, но разные условия труда. Это способствует формиронлиию гипотезы о факторах риска. На основе данных описательпих исследований проводится второй этап -аналитические исследования, включающие: формирование опытных и контрольных групп, количественное определение доли ЗВУТ. обусловленной производственными Факторами, установление причинно-следственных связей и разработка мероприятий по первичной профилактике. Третий этап исследований состоит в определении эффективности проводимых профилактических мероприятий. Количественное определение эффективности проведенных профилактических мероприятий следует проводить по многолетним данным ЗВУТ.

2. При проведении анализа заболеваемости с временной утратой трудоспособности в качестве исходных данных следует брать показатели месячной заболеваемости, при этом можно использовать не только число заболег.ших. и» и число случаев заболеваний, что значительно упрощает анализ.

3. Методы количественного определения воздействия факторов внешней среда на заболеваемость следует использовать дифференцированно в зависимости от целей исследования. Для количественной оценки действия любого экологического фактора, а также сочетаний различных факторов, при их качественной характеристике и наличии месячных показателей заболеваемости, рекомендуется II модель дисперсионного анализа в шесть этапов.

4. При анализе заболеваемости с временной утратой трудоспособности с применением II модели дисперсионного анализа рекомендуется использовать данные, представленные представленные в относительных показателях Р без преобразования в «р-величины.

5. Для количественного определения влияния одного фактора внешней среды на. заболеваемость, при качественной его характеристике и наличии годопнх показателей ЗВУТ, целесообразно пользоваться вычислением этиологического риска, как более простым и менее трудоемким методом. В качестве исходных данных необходимо использовать параметры биномиального распределения (р и д), полученные по результатам многократных испытаний.

- '40 -

ВНЕДРЕНИЕ РЕЗУЛЬТАТОВ ИССЛЕДОВАНИЯ В ПРАКТИКУ

Материалы диссертационного исследования утверждены Проблемной комиссией Академии медицинских наук СССР "Научные основы гигиены труда и профпатологии".(от 6.05.1991 г.)

Совместно с отделом здравоохранения администрации Курской области и управлением здравоохранения г.Курска подготовлены и изданы методические рекомендации: "Методические аспекты первичной профилактики заболеваемости" (1996 г.). используемые в работе медико-санитарными частями и поликлиническими отделениями крупных предприятий г. Курска.

Но материалам диссертации издана монография: "Методы количественного определения воздействия факторов внешней среды на заболеваемость" (1996 г.).

Разработанная методика научного анализа заболеваемости с временной утратой трудоспособности внедрена в работу медико-санитарных частей предприятий г. Курска: ЗАО "Курскрезинотехника" (с 1985 г.), АО "Курскагромаш" (с 1986 г.), биофабрики (с 1986 г.); медсанчасти Орловского сталепрокатного завода (с 1992 г.); на Щигровском заводе "Геомаш" (с 1987 г.); Курским областным центром сан. эпид.надзора (с 1994 г.), Курской областной клинической больницей N 1 (с 1995 г.), управлением здравоохранения администрации г.Курска (с 1996 г.), используется в педагогическом процессе Курского государственного медицинского университета (с 1995 г.).

СПИСОК РАБОТ. ОПУБЛИКОВАННЫХ ПО ТЕМЕ ДИССЕРТАЦИИ

1. Эпидемиология гипертонической болезни рабочих на промышленном предприятии //Рук. Деп. во ВНИИМИ N Д-14389-С. , МРЖ 1988.

с соавт.

2. Количественное определение влияния условий труда на заболеваемость с временной утратой трудоспособности // Советское здравоохранение.. - 1990. - N12. - С. 27-31. с соавт.

3. Оценка методов количественного определения условий труда на заболеваемость с временной утратой трудоспособности // Советское здравоохранение. - 1991.- N9.- С. 19-24. с соавт.

4. О работе по снижению заболеваемости с временной утрагой трудоспособности // Здравоохранение Российской Федерации.- 1991 - N12. - С. 8-12. с соавт.

5. Информационное письмо "Дисперсионный анализ в изучении заболеваемости с временной утратой трудоспособности"//АМН СССР Проблемная комиссия "Научные основы гигиены труда и профпатоло-гии". - М., 1991. - 29 с. с соавт.

6. Методические подходы к анализу заболеваемости с временной утратой трудоспособности // Гигиена труда и проф. заболевания. - 1992. - N5. - С. 5-9. с соавт..

7. Методологические подходы количественного определения воздействия факторов риска на неинфекционную заболеваемость //Актуальные проблемы профилактики неинфекционных заболеваний. Тезисы докладов научно-практической конференции (с международным участием). М.- 1995. - С. 149-150. с соавт.

8. Методы количественного определения круглогодичной, сезонной и эпизодической заболеваемости //Бюллетень Всероссийского научного центра по безопасности активных веществ - 1995.-N2. - С. 17-27. с соавт.

9. Гипертоническая болезнь - индикатор негативного воздействия факторов внешней среды на неинфекционную заболеваемость популяции //'Актуальные проблемы профилактики неинфекционных заболеваний. Тезисы докладов научно-практической конференции. -М., - 1995. - С. 75. с соавт.

10. Методы количественного определения воздействия факторов внешней среды на заболеваемость. - Курск. ,1996. - 182 с.

11. Многолетняя динамика заболеваемости с временной утратой трудоспособности на Курской биофабрике //Тезисы докл. науч-яо-производст. конференции, посвященной 100-летию со дня осно-} вания Курской биофабрики, положившей начало развитию агробиологической промышленности в России (1896-1996). - Курск., 1996 -2. 144-146. с соавт.

12. Методические аспекты первичной профилактики заболеваемости. Методические рекомендации. - Курск,1996. - 33 с. с соавт.

13. Артериальная гипертензия как причинный фактор ишемичес-сой болезни у рабочих промышленных предприятий: Сб. матер, на-гчно-практич. конфер. кардиологов и терапевтов - Курск, 1996.-1. 98-100.

14. Факторы риска болезней костно-мышечной системы у рабо-их промышленных предприятий: Сб. матер, научно-практич. конф. ардиологов и терапевтов - Курск, 1996. - С. 100-102.

15. Факторы риска артериальной гипертензки V '

мышленных предприятий: Сб. матер, научно-практтч. конфер. кардиологов и терапевтов - Курск, 1996. - С. 102-104.

16. Половой диморфизм характеристик личности у молодых людей, склонных к гипертензии: Сб. матер, научно-практич. конфер. кардиологов и терапевтов - Курск, 1996. - С. 107-109; с еоавт.

17. Влияние химических веществ и мелкодисперсной пыли, содержащихся в воздухе рабочей зоны, на заболеваемость дыхательных путей //Сб. трудов к 20-летию областной детской больницы г.Курска - Курск, 1997. - С. 13-14.

18. Определение уровня круглогодичной и сезонной заболеваемости острыми фарингитами и тонзиллитами //Актуальные вопросы медицинской науки: Сб. научных трудов.сотрудников КГМУ, посвященный 60-летию вуза. - Курск, 1997. - С. 301-307.

19. Условия труда - ведущий причинный фактор хронических заболеваний дыхательных путей //Актуальные вопросы медицинской науки: Сб. научных трудов сотрудников КГМУ, посвящэнный 60-летию вуза. - Курск, 1997. - С. 307-312.

20. Влияние производственных факторов на заболеваемость острыми фарингитами и тонзиллитами. //Актуальные вопросы медицинской науки: Сб. научных трудов сотрудников КГМУ, посвящэнный 60-летию вуза. - Курск, 1997. - С. 312-316.

21. Мэтодика применения дисперсионного анализа по относительным показателям и с использованием Г-величин //Актуальные вопросы медицинской науки: Сб. научных трудов сотрудников КГМУ, посвященный 60-летию вуза. - Курск, 1997. - С. 316-322.

22. Уровни круглогодичной и оезонной заболеваемости гипертонической болезни //Актуальные вопросы медицинской науки: Сб. научных трудов сотрудников КГМУ, посвященный 60-легию вуза -Курск, 1997. - С. 392-398. с соавт.

23. Влияние условий труда на заболеваемость артериальной гипертензией //Здравоохранение Российской Федерации. - 1997. -N1.. - С. 39-40.