Przewidywanie 29-letniej umieralności w próbie populacji Warszawy, w świetle danych o zagrożeniach wyjściowych oraz powstałych w toku obserwacji - Epidemiological Review

Jan Kopczyñski, Zbigniew Lewandowski, Cecylia £abanowska, Piotr Tyszko, El¿bieta Mróz, Maria Mularczyk-Bal, Urszula Borkowska

PRZEWIDYWANIE 29-LETNIEJ UMIERALNOŒCI W PRÓBIE POPULACJI WARSZAWY W ŒWIETLE DANYCH O ZAGRO¯ENIACH WYJŒCIOWYCH

ORAZ POWSTA£YCH W TOKU OBSERWACJI1

Z Zak³adu Epidemiologii Instytutu Medycyny Spo³ecznej AM w Warszawie. p/o kierownika: Maria Mularczyk-Bal

Z Zak³adu Opieki Zdrowotnej Instytutu Medycyny Spo³ecznej AM w Warszawie. Kierownik: Piotr Tyszko

D³ugoletni¹ obserwacjê okolicznoœci zgonu w kohorcie ludnoœci War-szawy wykorzystano w trojakim celu: oceny stanu potencjalnych cech za-gro¿enia na pocz¹tku badania, ich przeistoczenia w cechy ryzyka zgonu w trakcie trwania obserwacji oraz wp³ywu ewolucji cech ryzyka na wy-st¹pienie zgonu. Pocz¹tkowo niska przewidywalnoœæ zgonu na podstawie cech wyjœciowych ewoluowa³a w kierunku wzrostu letalnej roli szkodli-wych zachowañ zdrowotnych, zw³aszcza d³ugotrwa³ego palenia papiero-sów oraz w miarê wzrostu – potrzeby hospitalizacji. Kszta³towaniu nad-wy¿ki ryzyka zwi¹zanego z nadumieralnoœci¹ mê¿czyzn oraz niedawn¹ hospitalizacj¹ czêœciej towarzyszy³o pojawianie siê komponenty wczeœniej nieobecnego zagro¿enia zgonem z innych powodów.

S³owa kluczowe: badania kohortowe, ogólne ryzyko zgonu, przewaga w szansie prze¿ycia, czasowe komponenty zagro¿enia

Key words: cohort studies, general mortality risk, survival advantage, temporal components of exposure

WSTÊP

Podstawowym wymogiem badañ etiologicznych jest uszeregowanie obserwowanych zdarzeñ w kolejnoœci umo¿liwiaj¹cej odtworzenie ³añcucha przyczynowo-skutkowego (1). Zachowanie sekwencji czasowej pozwala wykryæ testowane przyczyny patologii, je¿eli nie przeszkadza w tym takie wczeœniejsze nagromadzenie siê elementów nara¿enia, które trud-no dostrzec z pozycji „startowej” badania.

Kumulacja zagro¿eñ wydaje siê szczególnie wa¿na w przypadku wyjaœniania ryzyka zgonu, czêsto odleg³ego w czasie od bodŸców inicjuj¹cych. Niekiedy mo¿na wprawdzie

uzyskaæ subiektywn¹ informacjê o pocz¹tku istnienia domniemanych zagro¿eñ (np. pale-nia, ubóstwa itp.), ale jest ona czêsto niewiarygodna.

Przyjêt¹ metod¹ wykorzystania danych d³ugofalowych do wzbogacenia informacji o ryzy-ku chorobowym jest tworzenie zmiennych zale¿nych od czasu (time-dependent variables (2), scalaj¹cych informacje z powtórzonych badañ. Ich interpretacja jest jednak ograniczona do zmiennych monotonicznych, tzn. wykazuj¹cych jedynie jednokierunkow¹ zmianê w czasie. Alternatyw¹ w stosunku zarówno do jednokierunkowej jak i ponadczasowej oceny dzia³ania prekursorów zgonu mo¿e byæ odniesienie okolicznoœci jego wyst¹pienia do przemian (lub trwa-nia) tych¿e czynników ryzyka w ograniczonym czasie. Tak¹ mo¿liwoœæ pozwoli³y przetesto-waæ wyniki dwukrotnego badania kohorty mieszkañców Warszawy, po³¹czone z jednoczesn¹, blisko 30-letni¹ obserwacj¹ wystêpowania w tej grupie zgonów z powodu ogó³u przyczyn.

MATERIA£ I METODY BADAÑ

W latach 1970/1971 wykonano na próbie losowej doros³ej (18+ lat) ludnoœci Warsza-wy badanie przekrojowe dotycz¹ce warunków ¿ycia, stanu zdrowia i Warsza-wykorzystania pomo-cy zdrowotnej przez mieszkañców miasta (3). Dane z wywiadu domowego (informacje rodzinne) oraz z ankiety samozwrotnej (informacje jednostkowe) uzyskano od 1898 osób (86% uczestników próby), 833 mê¿czyzn i 1065 kobiet.

W latach 1978/79 badanie ankietowe powtórzono u 1366 (72,0%) uczestników pierw-szego badania, 589 mê¿czyzn i 777 kobiet (4). Wœród 532 uczestników pierwpierw-szego badania nieobecnych w drugim (100%) znalaz³y siê 102 osoby nieosi¹galne (19%), 275 zmar³ych (52%) oraz 155 odmów powtórnego uczestnictwa (29%). Wywiady domowe zbierano za pomoc¹ tego samego jednostkowego kwestionariusza, do którego w³¹czono pytania aktu-alizuj¹ce dane demograficzne i rodzinne.

Do koñca 1999 roku uzyskano dokumentacjê potwierdzaj¹c¹ 751 przypadków zgonu (39,6% wyjœciowej liczebnoœci kohorty), przy 166 (8,8%) brakach informacji o losach ba-danych osób. Dane o zgonach uzyskano z Wydzia³u Spraw Obywatelskich Urzêdu Woje-wódzkiego miasta sto³ecznego Warszawy, potwierdzaj¹c dodatkowo fakt zejœcia œmiertel-nego w centralnym rejestrze zgonów G³ówœmiertel-nego Urzêdu Statystyczœmiertel-nego.

Zebrane dwukrotnie jednakowe informacje ankietowe dotyczy³y: faktów spo³eczno-de-mograficznych (wiek, p³eæ, zawód, stan cywilny, urodzenie w mieœcie lub na wsi, wykszta³-cenie, aktualne zatrudnienie, zasobnoœæ – posiadanie samochodu i podstawowych sprzêtów gospodarstwa domowego); stanu zdrowia (czêsta obecnoœæ wybranych dolegliwoœci uk³a-dowych, fakt zachorowania w ostatnim roku, obecnoœæ chorób przewlek³ych, przyjmowa-nych deklaratywnie lub uznawaprzyjmowa-nych za takie na podstawie dodatniego wyniku testów dia-gnostycznych: wysi³kowej dusznicy wieñcowej (2) lub przewlek³ego nie¿ytu oskrzeli (3) oraz inwalidztwa stwierdzanego na podstawie ograniczeñ sprawnoœci typu wysi³kowego – w poruszaniu siê „poza domem” lub obejmuj¹cego trudnoœci w wykonywaniu czynnoœci domowych – „w domu”); korzystania z pomocy zdrowotnej (wizyta u lekarza w ostatnim roku, w dwóch wariantach: pomocy w chorobie, odwiedzin bez choroby, takie¿ korzystanie z us³ug poradni rejonowej, zak³adowej, spó³dzielni lekarskiej, lekarza prywatnego lub spe-cjalisty, posiadanie sta³ego lekarza ogólnego lub sta³ego spespe-cjalisty, leczenie stomatolo-giczne w ostatnim roku, badanie okresowe uzêbienia, kontrola rtg klatki piersiowej w ostat-nich dwóch latach oraz fakt pobytu w szpitalu oraz pobyt w szpitalu w ostatostat-nich 5 latach,

a w ostatnim badaniu – w minionej dekadzie); zachowañ zdrowotnych (palenie papierosów, picie piwa, wina lub wódki, przyjmowanie leków bez formalnych wskazañ lekarza, regular-noœæ przyjmowania posi³ków i ich liczba w ci¹gu dnia, sposób spêdzania wolnego czasu, korzystanie z wczasów zwi¹zkowych lub prywatnych w ci¹gu minionych 3 lat); oraz wiel-koœæ wskaŸnika wagowego (ciê¿ar cia³a w kg podzielony przez kwadrat wysokoœci cia³a w metrach, ustawiony, miar¹ odchylenia standardowego, na wariant chudoœci lub nadwagi). Do analizy powy¿sze informacje przedstawiono (wyj¹wszy rozk³ad wieku) w dwóch ró¿nych formach: 1) dla ka¿dego z dwóch kolejnych zbiorów z osobna utworzono zmienne dwudzielcze przyjmuj¹ce w klasie wyró¿nionej (ryzyka) kod „1”, a w jej dope³nieniu – kod „0” (informacje o za³o¿onym ukierunkowaniu ryzyka zawieraj¹ odpowiednie tabele) oraz 2) dla obu po³¹czonych zbiorów z roku 1970 i 1979 utworzono zmienne opisuj¹ce trwanie lub zmianê, w poczwórnej postaci: dwukrotnego unikniêcia ryzyka, jego pojawienia siê w ci¹gu 9 lat 1971-1979, ust¹pienia w tym¿e okresie oraz niezmiennego trwania w dekadzie dziel¹cej oba badania.

Tak uformowane zmienne przedstawiono: a) jako wystandaryzowane ze wzglêdu na ró¿ni-ce wieku oraz p³ci pocz¹tkowe frakcje czêstoœci zmiennych ryzyka dla grup osób, które prze¿y-³y 29-letni okres obserwacji oraz osób zmarprze¿y-³ych w tym czasie; standaryzacjê przeprowadzono metod¹ regresji logistycznej (1); b) jako wyjœciowe predyktory nara¿enia przepowiadaj¹ce zgon w nastêpuj¹cych okresach badania: ba) z pozycji wyjœciowej w stosunku do umieralnoœci w ca³ym okresie obserwacji, bb) z pozycji roku 1979 w stosunku do umieralnoœci w pozosta³ym okresie obserwacji oraz bc) na podstawie wartoœci zmiennych z roku 1970, w stosunku do zgonów w latach 1980-1999; obecnoœæ tych zmiennych sygnalizuj¹ ilorazy ryzyka zgonu (z 95% przedzia³ami ufnoœci) uzyskane z wielorakiej regresji Coxa, w analitycznej wersji „do przodu”; c) jako zmienne wskaŸnikowe (œlepe) s³u¿¹ce do jednoczesnej oceny ró¿nych warian-tów zmiany lub trwania czynnika ryzyka zgonu, odniesionego do prawdopodobieñstwa zgonu w grupie osób dwukrotnie wolnych od ekspozycji. Analizê wskaŸnikow¹, podobnie jak wycho-dz¹c¹ z wyjœciowych wartoœci zmiennych, przeprowadzono dwustopniowo, selekcjonuj¹c w pierwszej fazie pojedyncze zmienne jedynie na podstawie standaryzacji na wiek i p³eæ, a nastêpnie – poddaj¹c je testowi wielorakiej regresji Coxa. Wyselekcjonowane wstêpnie zmienne wskaŸnikowe przytrzymywano w modelach w ca³oœci (tzn. we wszystkich wariantach czaso-wych) dla ka¿dej wybranej cechy, w celu jednolitego odniesienia ryzyka zgonu do prawdopo-dobieñstwa jego wyst¹pienia w grupie osób dwukrotnie unikaj¹cych ekspozycji.

W analizie uwzglêdniono dwa rodzaje braków danych: a) brak informacji o losach cz³onków kohorty, dotycz¹cy finalnie 166 osób; ich obecnoœæ reprezentuj¹ osobolata liczo-ne do momentu opuszczenia kohorty lub ich szacunki odpowiadaj¹ce po³owie (wielu) cza-sokresów wyszukiwania zgonów; b) brak odpowiedzi na pytania dotycz¹ce ró¿nych rodjów ekspozycji. W przypadku wyjœciowych zmiennych nara¿enia braki odpowiedzi nie za-k³óci³y na ogó³ toku analiz; w przypadku zmiennych œlepych znaczne rozproszenie braków podyktowa³o koniecznoœæ utworzenia dodatkowej kategorii zmiennych œlepych obejmuj¹-cych ka¿dy z osobna deficyt danych na temat rodzaju ekspozycji.

WYNIKI

A) Porównanie wyjœciowych wartoœci predykatorów. Tabela I przedstawia pocz¹tkowe wartoœci wybranych zmiennych nara¿enia w klasach zgonu lub prze¿ycia. Poza zgodn¹

Tabela I. Standaryzowane na wiek i p³eæ frakcje czynników ryzyka zgonu w grupach osób prze¿y-waj¹cych i zmar³ych w 29. okresie obserwacji

Table I. Age- and sex-adjusted base-line proportions of mortality risk factors among survivors and non-survivors

&HFKD 3U]H \ZDM F\_>@ =PDUOL_>@ 3 1LHSUDFXM F\ 3UDFRZQLF\IL]\F]QL %H]PDWXU\ 1LHGREyUVSU] WyZ 'ROHJOLZR FLVHUFRZH :\F]HUSDQLH 'XV]QLFDZLH FRZD %URQFKLWSU]HZOHNá\ 1DVHUFRZHEH]ZVND]D  :LWDPLQ\EH]ZVND]D  'áXJRWUZDáDFKRURED 1LHVSUDZQR üÄZGRPX´ 1LHVSUDZQR üÄSR]DGRPHP´ &KRUREDZRVWDWQLPURNX /HNDU]ZFKRURELH  /HNDU]EH]FKRURE\  /HNDU]UHMRQRZ\  /HNDU]]DNáDGRZ\  /HNDU]SU\ZDWQ\  6WDá\OHNDU]RJyOQ\ 6WDá\VSHFMDOLVWD 6WRPDWRORJ  5]DGNDNRQWUROD] EyZ 6]SLWDONLHG\NROZLHN 6]SLWDOZRVWGHNDG]LH &] VWHSLFLHSLZD ³SLFLHZLQD ³SLFLHZyGNL 3DOHQLHSDSLHURVyZ ZW\P  1LHUHJXODUQR üSRVLáNyZ 0DáDOLF]EDSRVLáNyZ %UDNZF]DVyZSU\ZDWQ\FK %LHUQDIRUPDRGSRF]\QNX &KXGR ü 7 JR ü                                                                             Q]  Q]       Q]    Q] Q] Q] Q] Q]       Q]   Q]   Q]      

* wyt³uszczenie oznacza frakcje niezgodne z przewidywaniem. Bolded fractions denote ted patterns of risk

** nieznamienne. Nonsignificant *** w ostatnim roku. In the last year

z przewidywaniem wiêksz¹ czêstoœci¹ niedoboru zdrowia w grupie osób zmar³ych zwracaj¹ uwagê mniej korzystne zachowania zdrowotne osób, które prze¿y³y okres obserwacji: czêstsze picie piwa i wina, palenie papierosów, nieregularnoœæ od¿ywiania, czy bierne spêdzanie wolnego czasu. Tabela ujawnia tak¿e wyjœciowy brak powi¹zania miêdzy perspektyw¹ zgo-nu lub prze¿ycia a korzystaniem z pomocy medycznej (wyj¹wszy œwiadczenia o charakte-rze sta³ym oraz korzystanie z us³ug stomatologa), a tak¿e – wyjœciowo wiêkszy ciê¿ar cia³a osób zmar³ych.

B) Przewidywanie zgonu w ca³ym okresie obserwacji na podstawie wyjœciowych war-toœci predyktorów z roku 1970. W tabeli II zawarto oceny nara¿enia na zgon w przebiegu 29-letniej obserwacji, po eliminacji zmiennych uznanych za nieistotne na podstawie wielo-rakiej regresji Coxa. £¹czna ocena nara¿enia zredukowa³a liczbê predyktorów zgonu dla kobiet (poza zyskiem zwi¹zanym z urodzeniem na wsi) do obecnoœci objawów „sercowych”, d³ugotrwa³ej choroby oraz niesprawnoœci wysi³kowej. Wachlarz uwarunkowañ umieralno-œci mê¿czyzn by³ bardziej urozmaicony i obejmowa³, poza przewlek³ym nie¿ytem oskrzeli, tak¿e ubo¿szy stan posiadania, czêste samowolne przyjmowanie leków „nasercowych”, ko-rzystanie ze sta³ej pomocy specjalisty oraz palenie papierosów. Niektóre czynniki ryzyka zgonu ujawni³y swój wp³yw dopiero wœród ogó³u badanych osób, w postaci (zazwyczaj niezagra¿aj¹cej ¿yciu) wysi³kowej dusznicy wieñcowej, czy (nie zawsze priorytetowej) dba-Tabela II. Ryzyko wzglêdne zgonu dla 29 lat obserwacji i danych wyjœciowych z pocz¹tku badania, z 95% przedzia³ami ufnoœci (w nawiasach), w grupach p³ci. N=1576, 566 zgonów. Kobie-ty: n=977, 334 zgony, mê¿czyŸni:n=728, 307 zgonów*

Table II. Sex-specific risk ratios of death during 29-years of observation on the base-line 1970 levels of exposure, with 95% confidence intervals. N=1576, 566 deaths. Women:n=977, 334 deaths; men: n=728, 307 deaths*

* Sumy dla mê¿czyzn i kobiet dodaj¹ siê do wiêkszych liczb ni¿ liczba ³¹czna ze wzglêdu na dodatkowe braki danych z nak³adaj¹cych siê liczebnoœci dla obojga p³ci. Sex-specific totals add to a higher number than the over-all total due to more blanks in the latter

 =PLHQQD .RELHW\ 0 F]\ QL 5D]HP :LHN 3áHüP VND 8URG]HQLHQDZVL 1LHGREyUVSU] WyZ &KRUREDZLH FRZD %URQFKLWSU]HZOHNá\ 'ROHJOLZR FLVHUFRZH /HNLÄQDVHUFRZH´ 'áXJRWUZDáDFKRURED ,QZDOLG]WZRÄSR]DG´ 6WDá\VSHFMDOLVWD 5]DGNLSU]HJO GX] ELHQLD 3DOHQLHSDSLHURVyZ                                        

³oœci o stan uzêbienia. Listê czynników wywieraj¹cych istotny wp³yw na umieralnoœæ zamy-ka, pominiêta w prezentacji, sk³onnoœæ do czêstego picia wina, która – wœród mê¿czyzn oraz ogó³u osób – w istocie obni¿a ryzyko umieralnoœci.

C) Predykcje z innych pocz¹tkowych horyzontów czasowych. Poniewa¿ opisana kon-stelacja wp³ywów mog³a byæ tylko jedn¹ z mo¿liwych wariantów wieloczynnikowych uwa-runkowañ umieralnoœci, jej trwa³oœæ sprawdzono tak¿e na zestawie pocz¹tkowych wartoœci tych samych zmiennych okreœlonych po up³ywie dziewiêciu lat od pocz¹tku badania. Przed-miotem predykcji by³y w tym przypadku zgony z 19-letniego okresu zamykaj¹cego obser-wacjê (tabela III). Dane ujawniaj¹ istnienie tego samego, co wczeœniejszy, repertuaru zagro-¿eñ, czêœciej ni¿ poprzednio ograniczonych jedynie do ogó³u badanych. Zjawiskiem no-wym jest ujawnienie siê predykcyjnej obecnoœci niedawnego pobytu w szpitalu. Dodatko-wo pojawia siê (w ca³ej grupie) negatywny wp³yw biernego odpoczynku. Utrzymuje siê tak¿e zagro¿enie zgonem u niepe³nosprawnych kobiet oraz takie¿ ryzyko palenia papiero-sów u mê¿czyzn.

Poniewa¿ ubytek zagro¿enia chorobowego u kobiet z horyzontu czasowego roku 1979, móg³ byæ zarówno skutkiem zmiany kohortowej (w zakresie umieralnoœci lub nara¿enia), zestarzenia siê kohorty, jak i spadku liczebnoœci (os³abiaj¹cego si³ê testów statystycznych), analogiczn¹ do dwóch poprzednich analizê powtórzono w wariancie zmiennych wyjœcio-wych z roku 1970, ale z u¿yciem zgonów z okresu lat 1980-1999. Na takiej odmianie pro-gnozy zyska³a predykcyjna moc niedoboru sprzêtów i d³ugotrwa³ej choroby u obojga p³ci oraz palenia papierosów u mê¿czyzn, natomiast straci³a – œwie¿a hospitalizacja, co mo¿e byæ wyrazem poœredniej pozycji badanych wp³ywów wzglêdem pocz¹tku oraz koñca pierw-szej dekady obserwacji; szczegó³ow¹ dokumentacjê tego pomijamy.

Tabela III. Ryzyko wzglêdne zgonu dla wyjœciowych danych z badania roku 1979 i zgonów z lat 1980-1999, w grupach p³ci. Kobiety: n=518, 125 zgonów, mê¿czyŸni: n=448, 167 zgo-nów; razem: n=904, 261 zgonów*

Table III. Sex-specific risk ratios of death , 1980-1999, on base-line predictors assessed in 1979. Women/; n=518, 125 deaths; men: n=448, 167 deaths. Total: n=904, 261 deaths*

* Przyczyna niedope³niaj¹cych siê liczebnoœci osób i zgonów – jak w tabeli poprzedniej. Differing sex-specific vs. total numers of persons and deaths – like in Table II

 =PLHQQD .RELHW\ 0 F]\ QL 5D]HP :LHN 3áHüP VND 1LHGREyUVSU] WyZ 'ROHJOLZR FLVHUFRZH 3U]HZOHNá\EURQFKLW 'áXJRWUZDáDFKRURED 1LHVSUDZQR ü³SR]DG´ 6WDá\VSHFMDOLVWD 6]SLWDOZGHNDG]LH 3DOHQLHSDSLHURVyZ %LHUQ\Z\SRF]\QHN                               

D) Warianty predykcji oparte na cechach trwa³oœci lub zmiany oddzia³ywania zmien-nych przepowiadaj¹cych w pierwszej dekadzie obserwacji. Tabela IV dokumentuje ujaw-nione metod¹ regresji Coxa przewidywania zgonu na podstawie wskaŸnikowych wariantów cech nara¿enia, okreœlonych jako pojawienie siê, ust¹pienie, lub trwanie, i odniesionych do (zasugerowanego w tle) dwukrotnego braku nara¿enia, po wystandaryzowaniu ogó³u pre-dyktorów na wyjœciowy wiek i p³eæ. Dane ujawniaj¹, poza szerszym udzia³em czynników nara¿enia w kszta³towaniu ryzyka zgonu u mê¿czyzn ni¿ u kobiet, tak¿e wiêksz¹ u tej p³ci czêstoœæ ujawniania siê ryzyka w formie towarzysz¹cej wczeœniej nieobecnemu zagro¿eniu. Nowoœci¹, w stosunku do przewidywañ z pozycji zagro¿eñ wyjœciowych, jest ujawnienie siê ryzyka zgonu zwi¹zanego z dwukrotnie potwierdzonym faktem palenia u obojga p³ci, w miejsce wczeœniejszego ograniczenia ryzyka tytoniowego do mê¿czyzn.

Sprawdzono jeszcze, czy wzrost zagro¿enia zgonem towarzysz¹cy pojawieniu siê nie-obecnej wczeœniej sk³onnoœci letalnej jest tylko swoist¹ cech¹ zwi¹zan¹ z p³ci¹, czy ogól-niejsz¹ sk³adow¹ ewolucji ryzyka zgonu. W tym celu dane z podwójnej obserwacji podzie-lono wed³ug kryterium hospitalizacji w minionym 5-leciu (lub dekadzie), formy opieki bli-sko zwi¹zanej z postêpuj¹c¹ utrat¹ zdrowia – i wykonano obliczenia analogiczne do za-Tabela IV. Ryzyko wzglêdne zgonu w latach 1980-1999 dla zmiennych wskaŸnikowych opisuj¹cych zmianê lub trwanie zagro¿enia w 9-leciu 1971-1979, w grupach p³ci,. W modelach utrzy-mano komplet zmiennych wskaŸnikowych w celu odniesienia ryzyka zgonu towarzysz¹-cego zmianie do niskiego ryzyka dla braku zmiany

Table IV. Sex-specific (and total) risk ratios of death, 1980-1999 for dummy variables depicting continuation or change of exposure in the period 1971-1979, against low-risk no change

* (0-1) – pojawienie siê, (1-0) – ust¹pienie, (1-1) – trwanie, brak – brak odpowiedzi  &HFKD  .RELHW\ 0 F]\ QL 5D]HP :LHN 3áHüP VND 1LHGREyUVSU] WyZ   /HNL³QDVHUFRZH´ 'ROHJOLZR FL VHUFRZH  3U]HZOHNá\EURQFKLW  'áXJRWUZDáDFKRURED  /HNDU]ZFKRURELH 6]SLWDOZGHNDG]LH  6WDá\VSHFMDOLVWD 3DOHQLHSDSLHURVyZ  %LHUQ\RGSRF]\QHN &KXGR ü         EUDN  EUDN                                                                       

mieszczonych w tabeli IV. Dane z tabeli V pokazuj¹, ¿e oprócz czêstszego wystêpowania wszelkich sk³adowych nara¿enia na zgon u osób hospitalizowanych w porównaniu z pozo-sta³ymi, ujawni³o siê tak¿e w tej grupie dwukrotnie wiêcej przypadków nowego zagro¿enia zgonem, ni¿ w przeciwstawnej grupie bez hospitalizacji.

Rejestr zale¿noœci miêdzy umieralnoœci¹ a modyfikacj¹ prowadz¹cego do niej zagro¿e-nia obejmowa³ tak¿e przypadki wzrostu ryzyka zgonu wœród osób, które nie udzieli³y odpo-wiedzi na pytania ankiety. Zwraca uwagê znaczna niekiedy wielkoœæ zwi¹zanego z tym nie-okreœlonym rodzajem ekspozycji ryzyka œmierci, œwiadcz¹ca zapewne o niepomyœlnym sta-nie zdrowia osób msta-niej sk³onnych do pe³nego uczestnictwa w badaniu.

OMÓWIENIE

Poza potwierdzeniem oczywistych powi¹zañ miêdzy umieralnoœci¹ a jej typowymi uwarunkowaniami zdrowotnymi i pozazdrowotnymi, obecne dane uwydatniaj¹ ich poœred-ni, a po czêœci – nawet niezgodny z przewidywaniem – charakter. Ta ostatnia w³aœciwoœæ Tabela V. Wzglêdne ryzyko zgonu w latach 1980-1979 przypisane zmiennym wskaŸnikowym opi-suj¹cym modyfikacjê cech zagro¿enia w latach 1971-79: Dane wed³ug hospitalizacji (0-1 albo 1-1) lub jej braku (1-0 albo 0-0) w dekadzie (5-leciu) poprzedzaj¹cym ka¿de z ba-dañ, poprawione na wiek i p³eæ, do braku zmiany niskiego ryzyka

Table V. Recent hospitalization-specific age- and sex-adjusted rate ratios of death,1980-1999, on dummy variables depicting change in exposure during the period 1971-1979, against low-risk no change



&HFKD  +RVSLWDOL]DFMD +RVSLWDOL]DFMD 1LHGREyUVSU] WyZ  'ROHJOLZR FLVHUFRZH   :LWDPLQ\EH]ZVND] 'XV]QLFDZLH FRZD %URQFKLWSU]HZOHNá\ 'áXJRWUZDáDFKRURED ,QZDOLG]WZRÄSR]DG´ /HNDU]ZFKRURELH /HNDU]SU\ZDWQ\ 6WDá\OHNDU]  6WDá\VSHFMDOLVWD 3DOHQLHSDSLHURVyZ   %LHUQ\RGSRF]\QHN  %UDNZF]DVyZ]ZL ]N  EUDN   EUDN EUDN  EUDN      EUDN EUDN   EUDN  EUDN EUDN                                           * oznaczenie zmiennych wskaŸników jak w tab. IV

przejawia siê szczególnie w pocz¹tkowo gorszych zachowaniach zdrowotnych osób, któ-rym dane by³o prze¿yæ 29-letni okres obserwacji, w zestawieniu z zachowaniami cz³onków kohorty w tym czasie zmar³ych. Je¿eli rzadsze palenie i picie, czy bardziej regularne od¿y-wianie siê osób, które zmar³y w okresie obserwacji, nie by³o, ju¿ na jej pocz¹tku, skutkiem ostrze¿eñ i nacisków lekarzy, to gorsze zachowania osób w ostatecznym rozrachunku bar-dziej d³ugowiecznych mog³y wynikn¹æ z wiêkszego zaufania do w³asnego zdrowia (i id¹cej za tym mniejszej gotowoœci do samoograniczenia). Druga z tych mo¿liwoœci by³aby œwia-dectwem istnienia, w skali populacyjnej, fenomenu analogicznego do efektu zdrowego ro-botnika (7), bêd¹cego nastêpstwem trafnej (auto)selekcji do wype³niania zadañ (zawodo-wych i innych) stawiaj¹cych wy¿sze od przeciêtnych wymagania zdrowotne.

D³ugofalowa obserwacja skutków palenia papierosów przywraca w³aœciwe proporcje zagro¿eniom, wykazuj¹c zarówno wy¿sze ryzyko zgonu w miarê zwiêkszania siê liczby osobolat palenia u mê¿czyzn, jak i wiêksze zagro¿enie dla kobiet, d³u¿ej ni¿ inne ekspono-wanych na dym tytoniowy. W podobnie zgodn¹ z przewidywaniem stronê ukierunkowuje siê prognoza ryzyka zgonu osób korzystaj¹cych z pomocy medycznej: od pocz¹tkowego braku zró¿nicowania czêstoœci korzystania z opieki, czy braku wp³ywu na umieralnoœæ oce-nianego z wyjœciowych pozycji kohorty, po ujawnienie siê faktu powi¹zania zgonu z nie-dawn¹ hospitalizacj¹ po up³ywie dekady obserwacji. Jednak nie wszystkie potencjalne za-le¿noœci obieraj¹ kierunek spodziewany: pocz¹tkowa wy¿sza frakcja nadwagi u osób zmar-³ych w toku obserwacji nie znajduje kontynuacji, w formie zró¿nicowania ryzyka zgonu, w dalszym jej przebiegu. Tak¿e picie (wina) zachowuje wprawdzie pierwotnie sygnalizo-wan¹ w³aœciwoœæ ochronn¹ jeszcze na etapie analizy danych wyjœciowych, ale jej œlad ulega zagubieniu w fazie badania przyrostów cech nara¿enia.

Najtrwalszym elementem przewidywania okaza³a siê predykcja zgonu dokonana na podstawie deficytu zdrowia. Charakter rokowania opartego na kryteriach zdrowotnych by³ odmienny u ka¿dej p³ci: wœród kobiet zgon przybli¿a³y niedobory zdrowotne opisane przez respondentki ogólnikowo („d³ugotrwa³a choroba”, elementy niepe³nosprawnoœci), natomiast u mê¿czyzn mia³y one postaæ bardziej okreœlon¹ (bronchit, ból dusznicowy). Powód tego mo¿e byæ dwojaki: przeciêtnie ni¿szy wiek mê¿czyzn w chwili zgonu (sprzyjaj¹cy lepszej znajomoœci w³asnego zdrowia), albo wiêksze rozpowszechnienie chorób zale¿nych od tyto-niu u mê¿czyzn.

Trudno jest wyjaœniæ niespodziewanie wiêksz¹ d³ugowiecznoœæ kobiet pochodz¹cych ze wsi w zestawieniu z osobami tej p³ci urodzonymi w mieœcie (podobny efekt dla mê¿-czyzn nie okaza³ siê istotny statystycznie). Mo¿e to sygnalizowaæ przewagê w zdolnoœci do prze¿ycia wi¹¿¹c¹ siê z umiejêtnoœci¹ pokonania dalekiej drogi ze œrodowiska wiejskiego do spo³ecznoœci wielkomiejskiej, zapewne podobn¹ do przejawów lepszej kondycji fizycz-nej migrantów (8), w tym tak¿e kobiet (9).

Uwzglêdnienie w niniejszym badaniu, obok jakoœciowych ró¿nic w nara¿eniu na zgon miêdzy mê¿czyznami a kobietami, tak¿e kontrastów w tej mierze zale¿nych od up³ywu cza-su, ujawni³o czêstszy udzia³ w tworzeniu nadwy¿ki ryzyka u mê¿czyzn jego wariantu zwi¹-zanego z dzia³aniem czynników wczeœniej nieobecnych lub nierozpoznanych za pomoc¹ zastosowanych narzêdzi badawczych. Poniewa¿ opisana prawid³owoœæ mog³a byæ zarówno szczególn¹ form¹ ró¿nicy w ryzyku zgonu zale¿nym od p³ci, jak i ogólniejszym sposobem formowania siê ró¿nic w umieralnoœci, sprawdzono jeszcze, czy pojawianie siê dot¹d nie-obecnego zagro¿enia mo¿e towarzyszyæ np. koniecznoœci hospitalizacji. Chocia¿ okaza³o

siê, ¿e hospitalizacja w minionej dekadzie ³¹czy³a siê ze wzrostem ryzyka zgonu we wszel-kiej postaci, to towarzyszy³o jej przede wszystkim nadejœcie wczeœniej nieobecnych uwa-runkowañ zgonu. Wydaje siê wiêc, ¿e pojawienie siê wczeœniej niewykrywalnego ryzyka zgonu nie jest szczególnym atrybutem jakiegoœ swoistego zagro¿enia (typu np. nadumie-ralnoœci mê¿czyzn), ale tak¿e przejawem innych procesów utraty zdrowia (³¹cz¹cych siê np. z koniecznoœci¹ przyjêcia do szpitala). Ponadto komponent ryzyka zgonu, manifestuj¹-cy siê pojawieniem siê wczeœniej nieobecnych efektów letalnych musia³ siê wygenerowaæ, z tych samych, wczeœniej testowanych, zmiennych zagro¿enia. Dane obecne mog¹ dowo-dziæ, ¿e efekt nadejœcia zagro¿enia ma charakter nieswoisty, towarzysz¹cy wzrostowi ryzy-ka z racji postêpuj¹cej z up³ywem czasu gorszej tolerancji wp³ywów letalnych przez mê¿-czyzn, czy pogorszeniu siê stanu zdrowia na innym tle, nieprecyzyjnie sygnalizowanym przez wzrost czêstoœci hospitalizacji w pierwszej dekadzie obserwacji niniejszej kohorty. Manewr zró¿nicowania nara¿enia pod wzglêdem czasu przysporzy³ tak¿e problemów interpretacyjnych, z których najwiêkszym jest wzrost ryzyka zgonu towarzysz¹cy brakowi informacji o nara¿eniu. Efekt letalny braków danych mo¿e byæ sygna³em niepomyœlnego stanu zdrowia osób uchylaj¹cych siê od odpowiedzi na pytania ankiety, jednak nie mo¿na tej informacji wykorzystaæ do oceny jego zwi¹zku z ryzykiem zgonu, ze wzglêdu na nie-mo¿noœæ zaszeregowania fenomenu do w³aœciwych kategorii zagro¿eñ zdrowotnych. Mo¿na jedynie znajdowaæ analogie miêdzy efektem letalnym braku odpowiedzi a innymi przeja-wami nieswoistoœci wp³ywów, takimi jak poœredni jedynie charakter konotacji spo³ecz-nych ryzyka zgonu, przejawiaj¹cy siê wtórnoœci¹ zró¿nicowañ socjalspo³ecz-nych, reprezentowa-nych w obecreprezentowa-nych dareprezentowa-nych raczej przez niedobory materialne, ni¿ mierniki formalnej straty-fikacji spo³ecznej (wykszta³cenie, zawód). Ambiwalencjê takiego rezultatu powiêksza jesz-cze to, ¿e letalny efekt posiadania sprzêtów obejmuje zarówno ich ubytek, jak i uzyskiwa-nie, co sugeruje obecnoœæ jakiejœ nieekonomicznej sk³adowej tego w zamierzeniu „gospo-darczego” miernika.

WNIOSKI

1. Mniej korzystna charakterystyka zachowañ zdrowotnych mieszkañców Warszawy, któ-rym dane by³o prze¿yæ wieloletni okres obserwacji, mo¿e dowodziæ wystêpowania wœród nich zjawiska (auto)selekcji podobnej do efektu zdrowego robotnika, opóŸniaj¹cej wy-st¹pienie zgonu (u zdrowszej czêœci ludnoœci).

2. Uwzglêdnienie elementu up³ywu czasu ró¿nicuj¹cego podatnoœæ na zgon potwierdza, zgodn¹ z oczekiwaniem, obci¹¿aj¹c¹ rolê czynnika trwa³oœci oddzia³ywania na domyœl-ne mechanizmy œmierci.

3. Manewr ods³oniêcia sekwencji czasowej nara¿enia ujawnia obecnoœæ, w puli ryzyka zgo-nu, sk³adowej zwi¹zanej z pojawieniem siê elementu ryzyka w obrêbie wczeœniej obec-nych, ale dotychczas neutralnych zagro¿eñ. Niniejsze dane sugeruj¹ niezale¿noœæ tego efektu od rodzaju nadrzêdnej (nadumieralnoœæ mê¿czyzn, potrzeba hospitalizacji) for-macji zagro¿enia.

J Kopczyñski, Z Lewandowski, C £abanowska, P Tyszko, E Mróz, M Mularczyk-Bal, U Borkowska PREDICTION OF DEATH FROM INITIAL VALUES OF RISK VARIABLES AND FROM THE ESTIMATES OF CHANGE IN EXPOSURE DURING A FOLLOW-UP INVESTIGATION

IN WARSAW COHORT SUMMARY

Searching for clues through cohort studies requires introducing initial values of predictors likely to forecast future morbid events.This may put the end points on unequal footing, due to diffe-rent timing of preceding exposures. A long follow-up mortality study of an urban population with repeated measurements in the midst of the observation enabled splitting predictors of death into time-related components making comparisons more alike with regards to time.

A random sample of 1898 Warsaw adult population was interviewed in 1970 on a variety of demographic, social, behavioural and morbid circumstances as well as the use of health services. The 29-year-long search for death events was instituted with 751 (39.5%) deaths ascertained till the end of 1999 and 166 persons not traced (8.7%). In 1979 the inquiry was repeated in 1366 respondents alive and ready to take part, with the same set of questions asked. Beyond base-line values of traits in question, the estimates of change (possible predictors both times; appearance or vanishing of a trait; no trait whatsoever; no answer) were arranged as dummy variables tested for creating an excess risk against double absence of exposure. Cox multiple regression models were used for assessing relative odds of death.

The base-line ‘70 predictions limited the risk of death for women mainly to non-structured evidence of disease whereas among men they included social circumstances, smoking & bronchitis, and possession of a personal doctor. With the ‘79 base-line recent hospital discharge was added to the prediction of remaining (‘80 -’99) mortality experience of both sexes, and disability appeared as a risk factor in men. Using time-related variables disclosed the mortality-boosting influence of twice-con-firmed smoking in both sexes, as well as the excess death following the so far absent protracted illness among men and women. The appearance of the excess risk of death due to addition of hitherto neutral exposures was more frequent among men than women. The same pattern of the new exposures emer-ged for recent hospital discharge vs. no hospitalization.

It seems that arranging exposure in the time-related fashion discloses a newly evolving excess risk of death which may pave the way towards death in more vulnerable fraction of a population in largely non-specific fashion.

PIŒMIENNICTWO

1. Rothman KJ, Greenland S. Modern epidemiology. 2nd ed. Philadelphia; Lipincott Williams &Wil-kins, 1998.

2. Rosner B, Munoz A, Taber I et al. The use of an autoregressive model for the analysis of longitu-dinal epidemiologic studies. Stat Med 1985;4:457-467.

3. Mróz E, Kopczyñski J. Ocena skali zdrowia na podstawie badania ludnoœci Warszawy z lat 1970/ 71. Przegl Epidemiol 1977;31:216-226.

4. Zmiany w wykorzystaniu œwiadczeñ warszawskiej s³u¿by zdrowia w latach 1970-1979 na tle sytuacji zdrowotnej mieszkañców. Praca zespo³owa. I. Cechy zdrowotne i spo³eczne. Przegl Epi-demiol 1984;38:399-407.

5. Rose GA, Blackburn H. Cardiovascular survey methods. Geneva; World Health Organization, 1968.

7. Fox AJ, Collier PF. Low mortality rates in industrial cohort studies due to selection for work and survival in the industry. Brit J Prev Soc Med 1976;30:225-230.

8. Hull D. Migration, adaptation and illness: a review. Soc Sci Med 1979;13:25-36.

9. Brimblecombe N, Dorling D, Shaw M. Migration and geograhical inequalities in Britain. Soc Sci Med 2000;50:861-878.

Otrzymano: 30.03.2004 r. Adres autorów: Jan Kopczyñski,

Zak³ad Epidemiologii IMS AM 02-007 Warszawa, ul. Oczki 3