REZUMAT TEZĂ DE DOCTORAT -...

UNIVERSITATEA ,, LUCIAN BLAGA “ SIBIU FACULTATEA DE MEDICINĂ

,, VICTOR PAPILIAN “ SIBIU

DOCTORAND DOINA MERLA

REZUMAT TEZĂ DE DOCTORAT

CONDUCĂTOR ŞTIINłIFIC, Prof. Univ. Dr. LIVIU VULCU

2010

Pag. 1

UNIVERSITATEA ,, LUCIAN BLAGA “ SIBIU FACULTATEA DE MEDICINĂ ,, VICTOR PAPILIAN “

TEZĂ DE DOCTORAT

„REDUCEREA POVERII BOLII PRIN DEZVOLTAREA ASISTENłEI MEDICALE COMUNITARE ÎN MANAGEMENTUL SĂNĂTĂłII

PUBLICE”

REZUMAT

Teza de doctorat este structurată astfel încât, în problematica domeniului abordat, include părŃile obligatorii respectiv, cuprins, introducere, stadiul cunoaşterii, contribuŃii proprii, concluzii finale, bibliografie şi anexe.

În Partea Generală a tezei, respectiv capitolele Introducere şi Stadiul cunoaşterii poverii bolii la nivel internaŃional, în România şi în judeŃul Sibiu, am abordat pe scurt, teme de actualitate, bazate pe o documentare vastă şi riguroasă, cum sunt: Conceptul de sănătate, Sănătatea comunitară, Obiectivele şi viziunile pentru sănătate şi pentru sănătatea publică în secolul XXI respectiv Strategia O.M.S. “Sănătate pentru ToŃi“, Modelul stării de sănătate, a determinanŃilor sănătăŃii şi a intervenŃiilor după O.M.S. utilizat pentru stabilirea strategiei, Obiectivele Strategiei “Sănătate pentru ToŃi în Secolul XII”.

Am prezentat succint, Programul O.M.S. Global Burden of Disease (GBD) prin care, în anul 1987, experŃi ai Băncii Mondiale, OrganizaŃiei Mondiale a SănătăŃii şi ai câtorva fundaŃii au început activitatea de punere la punct a metodologiei de cuantificare a poverii bolii utilizând indicatorul DALY. Primele rezultate au fost publicate în anul 1993 de către Murray C.J.L. şi Lopez A.D. utilizând date din anul 1990.

Am trecut în revistă Studiile internaŃionale şi naŃionale ale poverii globale bolii prezentând sintetic rezultatele acestor studii prin tabele, reprezentare grafică şi cartograme. Toate informaŃiile şi datele obŃinute din GBD şi din studiile naŃionale au contribuit la realizarea unei impresionante baze de date epidemiologice la nivel global. Această bază de date este permanent reactualizată.

De asemenea, am adus în discuŃie importanŃa mediului în starea de sănătate a populaŃiei prezentându-se în tabele şi grafice rezultatele studiilor realizate şi publicate de O.M.S. privind povara globală a bolii şi factorii de risc, povara bolii (în decese şi în DALY) atribuibilă factorilor de mediu, pe regiuni O.M.S., analiza impactului factorilor de risc ambientali pentru fiecare din cele 192 Ńări membre ale O.M.S., previziunile privind evoluŃia poverii globale a bolii până în anul 2015 şi 2030.

Am prezentat Programul WHO-CHOICE (Choosing interventions that are cost-effective) pentru aplicarea studiului GBD în analiza cost-eficacităŃii intervenŃiilor de sănătate.

La nivel naŃional au fost realizate numai 2 studii ale poverii bolii de către Institutul de Management al Serviciilor de Sănătate (anul 1998 pentru prima dată în România s-a calculat indicele Daly pentru anul 1996 în cadrul unui proiect derulat şi anul 1999 s-a aplicat metodologia din studiul precedent şi au fost calculaŃi DALY pentru anul 1998 la nivel naŃional şi la nivel de judeŃe, inclusiv judeŃul Sibiu). Rezultatele obŃinute în urma acestor studii, completate cu rezultatele din studiile O.M.S. privind povara naŃională a bolii în România în anul 2002 şi povara naŃională a bolii atribuibilă mediului în România 2004, sunt prezentate sintetic în tabele şi grafice.

Pag. 2

AsistenŃa medicală comunitară în România este prezentată ca o alternativă eficientă şi ieftină la spitalizare. Se analizează Programul de implementare a asistenŃei medicale comunitare în judeŃul Sibiu – P.N.VI - AsistenŃă Comunitară şi AcŃiuni pentru Sănătate din anul 2008 şi Sinteza acŃiunilor de asistenŃă medicală comunitară desfăşurate pentru integrarea minorităŃii roma din judeŃul Sibiu în anul 2008 aplicând instrumente ale managementului sănătăŃii publice.

În Partea ContribuŃii personale – Cercetare ştiinŃifică, am stabilit problema de cercetat ca fiind determinarea impactului serviciilor de asistenŃă medicală comunitară în scăderea poverii bolii în populaŃia din comunităŃile beneficiare de servicii de sănătate comunitare. Ipotezele cercetării sunt:

1. AsistenŃa medicală comunitară este unul din factorii externi care acŃionează favorabil asupra principalelor fenomene demografice şi de morbiditate atât pe termen scurt cât şi pe termen lung.

2. Dezvoltarea serviciilor de asistenŃă medicală comunitară determină scăderea poverii bolii contribuind astfel la îmbunătăŃirea stării de sănătate a populaŃiei.

3. IntervenŃiile specifice asistenŃei medicale comunitare sunt cost-eficace şi trebuie să fie adaptate permanent la nevoile în continuă schimbare ale populaŃiei prin managementul sănătăŃii publice.

Dificultatea de a demonstra că povara bolii în populaŃie poate fi redusă prin dezvoltarea asistenŃei medicale comunitare este generată de faptul că impactul pozitiv al intervenŃiilor de promovare a sănătăŃii, specifice acestui tip de servicii, poate fi perceput după o perioadă mai lungă de timp, variind între 5 şi 10 ani. Cu atât mai mult cu cât, pe perioada de referinŃă, procentul de acoperire a populaŃiei cu servicii de asistenŃă medicală comunitară, atât la nivel naŃional cât şi la nivel judeŃean, a fost în sub 15%.

Abordarea cercetării am făcut-o în trei trepte, de la general la particular prin utilizarea modelelor teoretice de cercetare:

1. Metoda analizei dinamicii principalilor indicatori ai fenomenelor demografice şi de morbiditate pentru urmărirea desfăşurării acestor fenomene, compararea şi analiza lor prin metode matematice.

2. Modelul Global Burden of Disease, dezvoltat de Harvard School of Public Health în colaborare cu Banca Mondială şi O.M.S. la care şi-au adus contribuŃia Alan D. Lopez, Colin D. Mathers, Majid Ezzati, Dean T. Jamison, Christopher J. L.Murray, pentru estimarea poverii judeŃene şi locale a bolii pe anul 2008.

3. Metoda de estimare a anilor de viaŃă pierduŃi prin deces prematur, (din modelul Cost-Efectiveness Analize propus de O.M.S.), pe populaŃia asistată şi cea neasistată de personalul comunitar în anul 2008, compararea rezultatelor obŃinute pe cele două loturi (curba de supravieŃuire) şi estimarea câştigului în sănătate prin intervenŃiile asistenŃei medicale comunitare: numărul de ani de viaŃă trăiŃi în plus, eficacitatea intervenŃiilor (metoda back-adjusting), costuri.

Astfel, am realizat 3 studii de cercetare:

Studiul I. Studiu de analiză a stării de sănătate a populaŃiei României şi judeŃului Sibiu în structura şi dinamica ei în perioada 1995-2004-2007, cu analiza tendinŃelor acestei stări până în anul 2015 pe perioada dinainte şi după implementarea asistenŃei medicale comunitare la nivel naŃional şi judeŃean.

Studiul II. Studiul poverii judeŃene şi locale a bolii în judeŃul Sibiu în anul 2008 (cross-sectional study) şi analiza comparativă a problemelor de sănătate după mărimea „poverii” lor pe populaŃia din comunităŃile beneficiare de asistenŃă medicală comunitară şi cea din comunităŃile neasistate

Studiul III. Studiul de analiză a cost-eficacităŃii serviciilor de asistenŃă medicală comunitară din comunităŃile asistate pe anul 2008.

Pag. 3

Studiu I. Analiza stării de sănătate a populaŃiei României şi judeŃului Sibiu în structura şi dinamica ei în perioada 1995-2004-2007, cu analiza

tendinŃelor acestei stări până în anul 2015 pe perioada dinainte şi după implementarea asistenŃei medicale comunitare la nivel naŃional şi

judeŃean

Studiu I.1. Prezentarea studiului

Tipul studiului: Studiu analitic longitudinal retrospectiv

Premisele de pornire ale studiului: Verificarea ipotezelor conform cărora, în perioada 2005-2007, există modificări semnificative statistic în dinamica fenomenelor demografice şi de morbiditate din România şi din judeŃul Sibiu. Modificările pozitive se datorează unor factori exogeni care au acŃionat favorabil. Unul din aceşti factori este implementarea şi dezvoltarea asistenŃei medicale comunitare începând din anul 2005.

Obiectul studiului: Starea de sănătate a populaŃiei României şi judeŃului Sibiu în structura şi dinamica ei în perioada 1995-2007, cu precizarea tendinŃelor acestei stări până în anul 2015 şi compararea rezultatelor obŃinute pe perioada dinainte şi după implementarea asistenŃei medicale comunitare la nivel naŃional şi judeŃean.

Scopul studiului: AchiziŃia de informaŃii privind posibilul impact al factorilor exogeni favorabili, (inclusiv asistenŃa medicală comunitară), în starea de sănătate a populaŃiei României şi judeŃului Sibiu, în sensul modificării tendinŃei de evoluŃie a fenomenelor demografice şi de morbiditate până în anul 2015.

Metoda de cercetare: Metoda analizei dinamicii principalilor indicatori ai fenomenelor demografice şi de morbiditate pentru urmărirea desfăşurării acestor fenomene, compararea şi analiza lor prin metode matematice.

A. S-a procedat la compararea şi analiza trendului fenomenelor demografice şi de morbiditate cu şi fără includerea perioadei dezvoltării asistenŃei medicale comunitare, respectiv trendul (I) pe perioada 1995-2005 cu extrapolarea datelor până în anul 2015 şi trendul (II) calculat pe perioada 1995-2007 (incluzând astfel şi datele din perioada 2005-2007 când s-a implementat şi dezvoltat asistenŃa medicală comunitară) cu extrapolarea datelor până în anul 2015 şi testarea semnificaŃiei statistice a diferenŃei între cele două şiruri de valori pe care le poate lua trendul. Pentru simplificare s-a acceptat evoluŃia liniară a ratelor considerând că evoluŃia indicatorilor poate fi descrisă suficient de bine cu ajutorul dreptei de regresie.

B. S-a efectuat calculul intervalului de încredere pentru rate pe perioada 1995-2007 şi s-au identificat limitele între care, oscilaŃiile ratei în anul următor, sunt explicate prin variabilitate biologică. Acest calcul se bazează pe ipoteza că distribuŃia ratelor poate fi aproximată printr-o curbă de tip normal (Gauss-Laplace). S-au analizat oscilaŃiile ratelor anilor 2005, 2006 şi 2007 (când s-a implementat şi dezvoltat asistenŃa medicală comunitară) cu testarea semnificaŃiei statistice a diferenŃelor dintre valoarea ratei şi limitele intervalului de încredere a ratei anului anterior.

Studiu I.2. Efectuarea studiului

Etapele cercetării

A. Calculul trendului pornind de la valorile real-observate ale seriilor ratelor din perioada I 1995-2004 (înainte de implementarea asistenŃei medicale comunitare) şi perioada II 1995-2007 (s-au inclus şi anii 2005, 2006 şi 2007 în care a început dezvoltarea asistenŃei medicale comunitare). S-a determinat trendul pe perioada 2005-2015, respectiv 2008-2015 acceptându-se evoluŃia liniară a ratelor şi considerând că evoluŃia indicatorilor poate fi descrisă suficient de bine cu ajutorul dreptei de regresie dată de ecuaŃia y=a+bx. S-a calculat coeficientul de corelaŃie liniară r (Pearson) pentru fiecare serie cronologică a indicatorilor, valorile acestui coeficient situându-se în intervalul +1 şi –1 astfel că valorile s-au considerat semnificative din punct de vedere statistic. S-a

Pag. 4

ataşat indicele (I) parametrilor statistici ai trendului calculat pe baza datelor empirice din perioada 1995 – 2004 cu calculul previzional al datelor teoretice pe perioada 2005-2015 şi indicele (II) parametrilor statistici ai trendului calculat pe baza datelor empirice din perioada 1995 – 2007 cu calculul previzional al datelor teoretice pe perioada 2008-2015.

Pentru determinarea parametrilor a şi b din ecuaŃia dreptei de regresie s-au aplicat formulele:

( ) ( )

( )∑

∑ •=

n

1

2

n

1

x -x

y -y x -x b

~

i

i i

şi xb~

-y a~ =

Unde:

a~ - ordonata la origine sau interceptul

b~

- coeficientul de regresie

A.1. Prelucrarea informaŃiilor

S-au calculat parametrii statistici ai celor 3 şiruri de date: datele real observate ale ratelor pe perioada 1995-2007 (abaterea standard şi eroarea standard) şi datele teoretice ale celor două trenduri (ecuaŃiile dreptelor de regresie, coeficienŃii de corelaŃie liniară rI şi rII, coeficienŃii de regresie bI şi bII şi diferenŃele dintre aceştia, interceptul aI şi aII). S-au tabelat informaŃiile şi s-au reprezentat grafic rezultatele.

A.2. Compararea rezultatelor

CoeficienŃii de regresie calculaŃi pentru cele două perioade considerate au fost diferiŃi astfel că, s-a procedat la calculul diferenŃei dintre coeficientul de regresie bII al trendulului determinat pentru perioada II şi coeficientul de regresie bI al trendulului determinat pentru perioada I. S-a notat cu semnul (+) cazurile în care s-a obŃinut o îmbunătăŃire a indicatorilor aşteptaŃi prin dezvoltarea asistenŃei medicale comunitare în perioada II faŃă pe perioada I şi cu semnul (–) celelalte cazuri.

A.3. Testarea semnificaŃiei statistice a diferenŃelor dintre cele două serii de valori teoretice relative ale celor două trenduri pentru fiecare indicator de sănătate.

Pentru decizia statistică privind diferenŃele dintre două serii de valori teoretice ale celor două trenduri calculate pentru fiecare indicator de sănătate s-a aplicat testul de comparare „U” Wicoxon calculându-se valoarea zu care s-a comparat apoi cu valoarea standard (z tabelar) având în vedere faptul că n1+n1>20 şi urmează legea de distribuŃie normală.

S-au parcurs etapele testului statistic după cum urmează:

a. Ipoteze

Ipoteza nulă �� H0: zu < z

Nu există diferenŃă semnificativă statistic între cele două serii de valori teoretice relative ale celor două trenduri pentru minim P=95% şi un risc maxim αααα=0.05 DiferenŃa observată se datoreşte numai variabilităŃii biologice a fenomenului.

Ipoteza alternativă 1 �� H1: zu ≥ z şi bII-bI=(+)

Există diferenŃă semnificativă statistic între cele două serii de valori teoretice relative ale celor două trenduri pentru minim P=95% şi un risc maxim αααα=0.05. DiferenŃa observată se datoreşte unor factori exogeni care au acŃionat favorabil.

Pag. 5

Ipoteza alternativă 2 �� H2: zu ≥ z şi bII-bI=(-)

Există diferenŃă semnificativă statistic între cele două serii de valori teoretice relative ale celor două trenduri pentru minim P=95% şi un risc maxim αααα=0.05. DiferenŃa observată se datoreşte unor factori exogeni care au acŃionat nefavorabil.

b. Statistica testului

Datele statistice necesare studiului au fost preluate şi centralizate din Anuarul de Statistică Sanitară 2007 atât pentru România cât şi pentru judeŃul Sibiu şi pe baza acestora s-au calculat trendurile pentru perioada I şi perioada II, limitele intervalului de încredere între care pot oscila valorile şi parametrii statistici ai şirului de valori real observate şi ai celor două trenduri.

S-a aplicat testul de comparare „U” Wicoxon. Pentru aceasta, din cele două şiruri de valori teoretice ale trendului I (n1=21) şi trendului II (n2=21) s-a alcătuit una singură ordonată crescător trecând în dreptul lor X pentru trendul I şi Y pentru trendul II în funcŃie de şirul iniŃial de valori din care au provenit. S-a numerotat de la 1 la 42 rangul fiecărei valori pe şirul rezultat de valori ordonat crescător, indiferent de şirul iniŃial din care au provenit valorile şi s-au însumat separat rangurile pentru X (R1) şi pentru Y (R2). S-au aplicat în continuare formulele de calcul ale testului „U” şi a valorii zu:

( )1ss21

-rU 1111 +××= ∑ şi ( )1ss21

-rU 2222 +××= ∑

( )12

1nnnn

2nn

-U

u2121

21obt

z++

×

=××

unde: U1 – valoarea calculată pentru X

U2 – valoarea calculată pentru Y

R1 – suma rangurilor pentru valorile care provin din şirul X al trendului I

R2 – suma rangurilor pentru valorile care provin din şirul Y al trendului II

n1 – lungimea şirului de valori ale trendului I

n2 – lungimea şirului de valori ale trendului II

zu – valoarea calculată a lui z pentru comparaŃie cu z tabelar.

c. Nivelul de semnificaŃie αααα=0.05 şi P=95%

d. Decizia asupra ipotezei nule:

Dacă:

zu < z se acceptă ipoteza nulă H0 nu există diferenŃă semnificativă statistic între cele două trenduri, diferenŃa observată se datoreşte numai variabilităŃii biologice a fenomenului, afirmaŃia fiind făcută cu o probabilitate minimă de 95% şi un risc α maxim de 0.05

zu ≥ z şi bII-bI=(+) se respinge ipoteza nulă şi se acceptă ipoteza alternativă H1 diferenŃa observată între cele două trenduri este semnificativă statistic şi se datoreşte unor factori exogeni care au acŃionat favorabil, afirmaŃia fiind făcută cu o probabilitate minimă de 95% şi un risc α maxim de 0.05.

zu ≥ z şi bII-bI=(-) se respinge ipoteza nulă şi se acceptă ipoteza alternativă H2 diferenŃa observată între cele două trenduri este semnificativă statistic şi se datoreşte unor factori exogeni care au acŃionat defavorabil

Pag. 6

B. Calculul intervalului de încredere pentru rate pe perioada 1995-2007 pentru a identifica limitele între care oscilaŃiile ratei RX, respectiv L.I. şi L.S. sunt explicate prin variabilitate biologică pe baza pe ipotezei că distribuŃia ratelor poate fi aproximată printr-o curbă de tip normal (Gauss-Laplace).

B.1. Prelucrarea informaŃiilor

S-au tabelat informaŃiile obŃinute pentru oscilaŃia ratei RX+1 între limitele intervalului de încredere ale ratei anului anterior RX, respectiv L.I. şi L.S. pe perioada 2005-2007, (în care a început dezvoltarea asistenŃei medicale comunitare), s-a efectuat calculul diferenŃei între rata anului respectiv şi limitele intervalului de încredere ale ratei anului anterior în vederea aplicării testului statistic de semnificaŃie.

S-au reprezentat grafic oscilaŃiile ratei RX+1 între limitele intervalului de încredere ale ratei anului anterior RX pentru indicatorii de sănătate pentru care:

� în etapa A s-a respins ipoteza H0 şi s-a acceptat una din ipotezele alternative H1 sau H1 respectiv, diferenŃa între cele două trenduri a fost semnificativă statistic.

� în etapa B diferenŃa între rata RX+1 şi limitele intervalului de încredere ale ratei RX a fost semnificativă statistic în perioada 2005-2007, respectiv cazurile în care s-a respins ipoteza nulă H0 şi s-a acceptat ipoteza alternativă H1 în toŃi cei trei ani luaŃi în considerare.

A.2. Compararea rezultatelor, respectiv rezultatul diferenŃelor: RX+1 – L.I. şi RX+1-L.S. pe cei 3 ani luaŃi în consideraŃie: 2005, 2006 şi 2007 (X+1).

A.3. Testarea semnificaŃiei statistice a diferenŃelor: aplicarea testului de semnificaŃie pentru a se stabili dacă, rata RX+1 a anului X+1 se găseşte sau nu în intervalul de încredere (I.I.) al ratei RX a anului anterior, respectiv 2004, 2005 şi 2006 (X)

Parcurgerea etapelor testului statistic este diferit pentru rata natalităŃii şi a sporului natural pentru care, o creştere a valorii reprezintă o îmbunătăŃire a stării de sănătate spre deosebire de ratele de morbiditate şi de mortalitate pentru care o scădere a valorilor este interpretată ca o îmbunătăŃire a stării de sănătate a populaŃiei.

B.3.a. Parcurgerea etapelor testului statistic pentru rata natalităŃii şi a sporului natural

01. Ipoteze

Ipoteza nulă �� H0: L.I. RX < RX+1<L.S. RX

Nu există diferenŃă semnificativă statistic între valoarea ratei anului X+1 şi rata anului X, valoarea ratei anului X+1 se găseşte în intervalul de încredere al ratei anului X, respectiv între limita inferioară (L.I.) şi limita superioară (L.S.). DiferenŃa observată se datoreşte numai variabilităŃii biologice a fenomenului.

Ipoteza alternativă 1 �� H1: RX+1>L.S. RX

Există diferenŃă semnificativă statistic între valoarea ratei anului X+1 şi rata anului X, valoarea ratei anului X+1 se găseşte în intervalul de respingere al ratei anului X, peste limita superioară (L.S.). DiferenŃa observată se datoreşte unor factori exogeni care au acŃionat favorabil.

Ipoteza alternativă 2 �� H2: RX+1<L.I. RX

Există diferenŃă semnificativă statistic între valoarea ratei anului X+1 şi rata anului X, valoarea ratei anului X+1 se găseşte în intervalul de respingere al ratei anului X, sub limita inferioară (L.I.). DiferenŃa observată se datoreşte unor factori exogeni care au acŃionat defavorabil.

02. Statistica testului

Datele statistice necesare studiului au fost preluate şi centralizate din Anuarul de Statistică Sanitară 2007 atât pentru România cât şi pentru judeŃul Sibiu şi pe baza acestora s-au calculat limitele intervalului de încredere pentru RX, respectiv L.I. şi

Pag. 7

L.S. pe perioada 1995-2007 din care s-au selectat în vederea aplicării testului statistic rezultatele obŃinute pentru anii 2004, 2005, 2006 şi 2007.

Limitele intervalului de încredere (I.I.) pentru RX s-au calculat după formulele:

( )e96.1e n

1000 (LS) superioară Limita +×= ( )e96.1e

n1000 (LI) inferioar ă Limita −×=

unde:

n = populaŃia de referinŃă pentru care s-a calculat rata;

1000 = valoarea pentru care se exprimă rata (la 1000 locuitori)

1.96 = coeficient din tabela de distribuŃie a legii normale pentru o probabilitate de 95% şi un risc de 5%

e = numărul de evenimente – valoarea care se găseşte la numărătorul ratei.

Dacă L.I. RX < RX+1<L.S. RX se acceptă ipoteza nulă H0

RX+1>L.S. RX+1 se respinge ipoteza nulă şi se acceptă ipoteza alternativă H1

RX+1<L.I. RX se respinge ipoteza nulă şi se acceptă ipoteza alternativă H2.

03. Nivelul de semnificaŃie αααα=0.05 şi P=95%

04. Calcularea valorilor pentru semnificaŃia statistică:

DistanŃa RX+1 faŃă de L.I. a I.I. al RX, respectiv diferenŃa dintre valorile RX+1 - L.I.

DistanŃa RX+1 faŃă de L.S. a I.I. al RX respectiv diferenŃa dintre valorile RX+1 - L.S.

05. Intervalul de acceptare / respingere a ipotezei nule

Intervalul de încredere al ratei anului X, respectiv limita inferioară (L.I.) şi limita superioară (L.S.) a acestui interval.

06. Decizia asupra ipotezei nule:

Dacă RX+1 - L.I. ≥0 şi RX+1 - L.S. ≤0 rata anului X+1 se află în intervalul de încredere al ratei anului precedent RX deci se acceptă ipoteza nulă. DiferenŃa observată se datoreşte numai variabilităŃii biologice a fenomenului, afirmaŃia fiind făcută cu o probabilitate de 95% şi un risc α de 0.05. S-a notat în tabel cu semnul zero (0).

Dacă RX+1 - L.S. >0 rata anului X+1 se află în intervalul de respingere al ratei anului precedent RX fiind peste limita superioară a acesteia deci se respinge ipoteza nulă şi se acceptă ipoteza alternativă 1. Aceasta indică faptul că diferenŃa observată se datoreşte unor factori exogeni care au acŃionat favorabil, afirmaŃia fiind făcută cu o probabilitate de 95% şi un risc α de 0.05. S-a notat în tabel cu semnul plus (+).

Dacă RX+1 - L.I. <0 rata anului X+1 se află în intervalul de respingere al ratei anului precedent RX fiind sub limita inferioară a acesteia deci se respinge ipoteza nulă şi se acceptă ipoteza alternativă 2. Aceasta indică faptul că diferenŃa observată se datoreşte unor factori exogeni care au acŃionat defavorabil, afirmaŃia fiind făcută cu o probabilitate de 95% şi un risc α de 0.05. S-a notat în tabel cu semnul minus (-)

B.3.b. Parcurgerea etapelor testului statistic pentru ratele de mortalitate şi ratele de morbiditate

Pag. 8

01. Ipoteze

Ipoteza nulă �� H0: L.I. RX < RX+1<L.S. RX

Nu există diferenŃă semnificativă statistic între valoarea ratei anului X+1 şi rata anului X, valoarea ratei anului X+1 se găseşte în intervalul de încredere al ratei anului X, respectiv între limita inferioară (L.I.) şi limita superioară (L.S.). DiferenŃa observată se datoreşte numai variabilităŃii biologice a fenomenului.

Ipoteza alternativă 1 �� H1: RX+1<L.I. RX

Există diferenŃă semnificativă statistic între valoarea ratei anului X+1 şi rata anului X, valoarea ratei anului X+1 se găseşte în intervalul de respingere al ratei anului X, sub limita inferioară (L.I.). DiferenŃa observată se datoreşte unor factori exogeni care au acŃionat favorabil.

Ipoteza alternativă 2 �� H2: RX+1>L.S. RX

Există diferenŃă semnificativă statistic între valoarea ratei anului X+1 şi rata anului X, valoarea ratei anului X+1 se găseşte în intervalul de respingere al ratei anului X, peste limita superioară (L.S.). DiferenŃa observată se datoreşte unor factori exogeni care au acŃionat defavorabil.


Datele statistice necesare studiului au fost preluate şi centralizate din Anuarul de Statistică Sanitară 2007 atât pentru România cât şi pentru judeŃul Sibiu şi pe baza acestora s-au calculat limitele intervalului de incredere pentru RX, respectiv L.I. şi L.S. pe perioada 1995-2007 din care s-au selectat în vederea aplicării testului statistic rezultatele obŃinute pentru anii 2004, 2005, 2006 şi 2007.

Limitele intervalului de încredere (I.I.) pentru RX s-au calculat după formulele:

( )e96.1e n

1000 (LS) superioară Limita +×= ( )e96.1e

n1000 (LI) inferioar ă Limita −×=

unde:

n = populaŃia de referinŃă pentru care s-a calculat rata;

1000 = valoarea pentru care se exprimă rata (la 1000 locuitori)

1.96 = coeficient din tabela de distribuŃie a legii normale pentru o probabilitate de 95% şi un risc de 5%

e = numărul de evenimente – valoarea care se găseşte la numărătorul ratei.

Dacă L.I. RX < RX+1<L.S. RX se acceptă ipoteza nulă H0

RX+1<L.I. RX se respinge ipoteza nulă şi se acceptă ipoteza alternativă H1

RX+1>L.S. RX+1 se respinge ipoteza nulă şi se acceptă ipoteza alternativă H2.


04. Calcularea valorilor pentru semnificaŃia statistică:

DistanŃa RX+1 faŃă de L.I. a I.I. al RX, respectiv diferenŃa dintre valorile RX+1 - L.I.

DistanŃa RX+1 faŃă de L.S. a I.I. al RX respectiv diferenŃa dintre valorile RX+1 - L.S.

05. Intervalul de acceptare / respingere a ipotezei nule

Intervalul de încredere al ratei anului X, respectiv limita inferioară (L.I.) şi limita superioară (L.S.) a acestui interval.

Pag. 9


Dacă RX+1 - L.I. ≥0 şi RX+1 - L.S. ≤0 rata anului X+1 se află în intervalul de încredere al ratei anului precedent RX deci se acceptă ipoteza nulă. DiferenŃa observată se datoreşte numai variabilităŃii biologice a fenomenului, afirmaŃia fiind făcută cu o probabilitate de 95% şi un risc α de 0.05. S-a notat în tabel cu semnul zero (0).

Dacă RX+1 - L.I. <0 rata anului X+1 se află în intervalul de respingere al ratei anului precedent RX fiind sub limita inferioară a acesteia deci se respinge ipoteza nulă şi se acceptă ipoteza alternativă 1. Aceasta indică faptul că diferenŃa observată se datoreşte unor factori exogeni care au acŃionat favorabil, afirmaŃia fiind făcută cu o probabilitate de 95% şi un risc α de 0.05. S-a notat în tabel cu semnul plus (+).

Dacă RX+1 - L.S. >0 rata anului X+1 se află în intervalul de respingere al ratei anului precedent RX fiind peste limita superioară a acesteia deci se respinge ipoteza nulă şi se acceptă ipoteza alternativă 2. Aceasta indică faptul că diferenŃa observată se datoreşte unor factori exogeni care au acŃionat defavorabil, afirmaŃia fiind făcută cu o probabilitate de 95% şi un risc α de 0.05. S-a notat în tabel cu semnul minus (-).

Colectivitatea statistică (populaŃia statistică) care reprezintă obiectul analizei statistice:

1. PopulaŃia României în perioada 1995-2007

2. PopulaŃia judeŃului Sibiu în perioada 1995-2007

Variabile:

- Variabile independente: ani calendaristici, grupe de vârstă.

- Variabile dependente cantitative continue: numărul populaŃiei, numărul de evenimente demografice, numărul de cazuri noi de îmbolnăvire, rate demografice şi rate de morbiditate, limite ale intervalului de încredere, diferenŃe calculate.

- Variabilă dependentă calitativă: semnul diferenŃei (+) pentru modificare în sens pozitiv, (-) pentru modificare în sens negativ.

Serii statistice

- bivariate: şirul de valori ale diferenŃei dintre trenduri şi semnul diferenŃei;

- multivariate: şirul de valori ale anilor calendaristici, nr. de evenimente, nr. cazuri noi de îmbolnăvire, rate anuale, valori teoretice ale trendului, limitele intervalului de încredere pentru trend, valori ale diferenŃei şi semnul diferenŃei.

Sursa datelor brute: Anuar de statistică sanitară 2007

Instrumente:

Software:

- Programul Microsoft Office Excel pentru înregistrarea, gruparea complexă şi prelucrarea datelor. S-au obŃinut tabele statistice simple, tabele de grupare şi tabele de corelaŃie şi s-au aplicat formule, funcŃii matematice şi statistice pentru calculul indicatorilor statistici analitici şi sintetici;

- Programul Microsoft Office Word pentru redactarea studiului, prezentarea informaŃiilor şi a rezultatelor, reprezentarea grafică a materialului rezultat din cercetare, analiză şi sinteză.

- Programul EpiInfo pentru procesarea unor rezultate.

- Programul STATISTICA pentru teste de semnificaŃie statistică a diferenŃelor.

Resurse: umane, materiale, informaŃionale, financiare, timp.

Pag. 10

Studiu II. Studiul poverii bolii în judeŃul Sibiu în anul 2008

Studiu II.1. Prezentarea studiului

Tipul studiului: studiu epidemiologic tranversal (cross-sectional study)

Premisele de pornire ale studiului: Verificarea ipotezelor conform cărora, în anul 2008, în judeŃul Sibiu există diferenŃe semnificative statistic în povara bolii măsurată în DALY între populaŃia beneficiară de servicii de asistenŃă medicală comunitară şi populaŃia din comunităŃile fără acoperire cu acest tip de servicii de sănătate. Modificările pozitive se datorează implementării şi dezvoltării asistenŃei medicale comunitare.

Obiectul studiului: Cuantificarea poverii bolii în judeŃul Sibiu pe anul 2008 şi analiza comparativă a problemelor de sănătate după mărimea „poverii” lor pe cele două populaŃii cu şi fără acoperire cu servicii de asistenŃă medicală comunitară.

Scopul studiului: AchiziŃia de informaŃii privind posibilul impact al asistenŃei medicale comunitare în starea de sănătate a populaŃiei judeŃului Sibiu, în sensul scăderii poverii bolii în comunităŃile asistate.

Metoda de cercetare:

A. Pentru calculul poverii judeŃene şi locale a bolii a fost aplicată metoda elaborată de experŃii O.M.S. şi ai Băncii Mondiale în studiul „Global Burden of Disease”. UnităŃile de bază ale studiului au fost cele 64 unităŃi administrativ-teritoriale din judeŃul Sibiu (municipii, oraşe şi comune).

Pentru măsurarea poverii locale a bolii, s-a utilizat indicatorul standardizat DALY (Disability Adjusted Life Year) care exprimă anii de viaŃă pierduŃi prin deces prematur YLL (Year of Life Lost) plus anii de viaŃă trăiŃi în incapacitate de o anumită severitate şi durată YLD (Year Lived with Disability).

În concordanŃă cu principiile egalitariste, s-a calculat DALY pe judeŃ, pe urban şi rural şi pe fiecare oraş şi comună din judeŃul Sibiu pe baza tabelei de mortalitate standard pentru populaŃia judeŃului Sibiu calculată pe anul 2008.

Formulele de calcul standard, fără depreciere sunt:

YLL = N x L

Unde:

N = număr decese

L = speranŃa de viaŃă standard la vârsta când a survenit decesul

YLD = I x DW x L

Unde:

I = număr cazuri noi de îmbolnăvire

DW = severitatea incapacităŃii (valori între 0 şi 1)

L = durata medie a incapacităŃii

În elaborarea modelului de calcul pentru DALY s-au avut în vedere patru aspecte sociale pentru cuantificarea impactului bolii:

a. anii de viaŃă pierduŃi ca urmare a decesului prematur; dintre tehnicile multiple existente pentru măsurarea decesului prematur s-a utilizat metoda anilor de viaŃă pierduŃi standardizaŃi; ca standard a fost utilizată tabela de viaŃă calculată pentru populaŃia judeŃului Sibiu pe anul 2008 cu o speranŃă de viaŃă la naştere pentru femei de 76.96 ani şi de 69.59 ani pentru bărbaŃi;

Pag. 11

b. valoarea timpului trăit la diferite vârste; deoarece rolurile şi pierderile sociale sunt diferite de-a lungul vieŃii, pentru a explicita acest aspect, în calcului DALY, a fost introdusă o funcŃie exponenŃială pentru ponderarea vârstei;

c. anii de viaŃă trăiŃi în incapacitate; în acest scop a fost luată în consideraŃie afirmaŃia experŃilor O.M.S. conform cărora, la nivel global, un procent de 60% din total DALY este reprezentat de YLL (World Health Organization “The global burden of disease: 2004 update”, Printed in Switzerland, 2008, pg.4) astfel că, s-a considerat că YLD reprezintă un procent de 40% din total DALY la nivel judeŃean, inclusiv pe fiecare localitate din judeŃ.

d. Ńinând seama de noŃiunea economică „de actualizare” în timp s-a aplicat un indice de discount de 3%.

Parametri DALY

1. S-a inclus în calcului DALY deprecierea în timp a valorii sănătăŃii întrucât, conform cercetătorilor, este preferat un an de viaŃă sănătos acum decât peste câŃiva ani.

� Rata de depreciere în timp pentru viitorii ani de viaŃă : r =0.03, respectiv 3% pe an

2. S-a inclus în calcului DALY, de asemenea, ponderarea după vârstă, respectiv s-a presupus că valoarea relativă a unui an de viaŃă creşte rapid de la zero la momentul naşterii către un vârf în jurul vârstei de 20 ani, după care descreşte mai puŃin accentuat (funcŃie exponenŃială în scădere).

� Ponderea standard după vârstă utilizând coeficientul β (beta) = 0.04

� Ponderea standard după vârstă utilizând constanta C = 0.01658

-(β+r) = -0.07

� Coeficientul K = ≥0 şi ≤1 unde K=0 fără ponderarea după vârstă şi K=1 ponderarea completă după vârstă.

3. Pentru calculul YLD s-a utilizat scala severităŃii incapacităŃii pe clase de incapacitate şi ponderi stabilite de GBD 1990 şi GBD 2004. De asemenea s-a utilizat programul DisMod pentru calculul duratei şi prevalenŃei bolilor (introducând în input rata incidenŃei şi RR).

S-a procedat la ierarhizarea localităŃilor după mărimea poverii lor, acordarea unui rang de la 1 la 64 şi încadrarea în cuartile Q1, Q2, Q3 şi Q4. LocalităŃile cuprinse în Q4 au cele mai mari probleme de sănătate.

B. Pentru compararea poverii bolii pe cele două populaŃii (asistată şi neasistată) s-a efectuat analiza dispersională aplicând formula lui R. Fisher pentru a se demonstra dacă, din punctul de vedere al structurii pe sexe şi grupe de vârstă, acestea fac parte din populaŃia judeŃului Sibiu astfel că, dacă există diferenŃe semnificative statistic în starea de sănătate a celor două populaŃii, acestea se datoresc impactului pozitiv al asistenŃei medicale comunitare.

Studiu II.2. Efectuarea studiului

Etapele cercetării

A.1. Calculul YLL (Years of Life Lost):

� s-a procedat la calculul tabelei de mortalitate pentru populaŃia judeŃului Sibiu pe anul de referinŃă 2008 cu structurarea populaŃiei şi a deceselor pe sexe şi 19 grupe de vârstă cincinale: 0-1 an, 1-4 ani, 5-9 ani, 10-14 ani, 15-19 ani, 20-24 ani, 25-29 ani, 30-35 ani, 40-44 ani, 45-49 ani, 50-54 ani, 55-59 ani, 60-64 ani, 65-69 ani, 70-74 ani, 75-79 ani, 80-84 ani şi 85+ ani;

� s-a aplicat macheta de calcul a YLL pentru toate localităŃile din judeŃul Sibiu;

Pag. 12

A.1.a. Prelucrarea informaŃiilor

� rezultatele obŃinute au fost:

- rata mortalităŃii pe sexe, grupe de vârstă şi cauze de deces pe judeŃul Sibiu şi pe fiecare din cele 64 localităŃi ale judeŃului

- rata YLL pe sexe, grupe de vârstă şi cauze de deces prematur pe judeŃul Sibiu şi pe fiecare din cele 64 localităŃi ale judeŃului.

� s-au centralizat rezultatele pe cele două populaŃii: asistată şi neasistată;

A.1.b. Compararea rezultatelor

� s-au tabelat informaŃiile pe cele două eşantioane şi:

- s-au ordonat descendent datele după valorile ratelor de mortalitate şi s-a acordat ranguri de la 1 la 64 în funcŃie de mărimea ratei;

- s-au ordonat descendent datele după valorile ratelor YLL şi s-a acordat ranguri de la 1 la 64 în funcŃie de mărimea ratei;

- s-au ordonat ascendent datele după vârsta medie la deces şi s-a acordat ranguri de la 1 la 64;

- s-a aplicat funcŃia statistică QUARTILE din programul Excel şi s-au încadrat localităŃile în cuartile în funcŃie de rata mortalităŃii, rata YLL, vârsta medie la deces;

A.1.c. Testarea semnificaŃiei statistice a diferenŃelor dintre rata YLL pe cele două populaŃii.

� analiza dispersională Fisher pe cele două eşantioane ale populaŃiei judeŃului Sibiu:

tabelar 2

1calculat:0 F

ss

F H ≤= tabelar 2

1calculat:a F

ss

F H >=

� pentru decizia statistică privind diferenŃele dintre rata YLL pe cele două eşantioane ale populaŃiei judeŃului Sibiu s-au tabelat informaŃiile privind ratele de mortalitate şi ratele şi s-au comparat cele două seturi de rate:

2

1

rr

R =

unde r1 = rata pe eşantionul asistaŃi şi r2= rata pe eşantionul neasistaŃi

21 e1

e1

R96.1R I.I. +×±= pentru P=95% şi risc α=0.05

Unde:

e1 - numărul de decese din eşantionul asistaŃi;

e2 - numărul de decese din eşantionul neasistaŃi;

1.96 - coeficientul pentru P=95%

01. Ipoteze

Ipoteza nulă �� H0: 1 valoarea include e1

e1

R96.1R I.I.21

+×±=

Nu există diferenŃă semnificativă statistic între valoarea ratei mortalităŃii şi YLL pentru populaŃia din localităŃile asistate r1 şi populaŃia din localităŃile neasistate r2, intervalul de încredere (I.I.) conŃine între limitele sale valoarea 1. DiferenŃa observată între cele două rate este nesemnificativă statistic pentru probabilitatea pentru care a fost calculat I.I. (P=95%).

Pag. 13

Ipoteza alternativă 1 valoarea include nu e1

e1

R96.1R I.I.21

+×±=

Există diferenŃă semnificativă statistic între valoarea ratei mortalităŃii şi YLL pentru populaŃia din localităŃile asistate r1 şi populaŃia din localităŃile neasistate r2, intervalul de încredere (I.I.) nu conŃine între limitele sale valoarea 1. DiferenŃa observată între cele două rate este semnificativă statistic pentru probabilitatea pentru care a fost calculat I.I. (P=95%).


Datele statistice necesare studiului privind numărul populaŃiei pe sexe, vârste şi localităŃi, decesele pe sexe, vârste, cauze şi localităŃi pe anul 2008, au fost preluate şi centralizate din situaŃiile statistice existente la Centrul JudeŃean de Statistică Sibiu şi Compartimentul de Informatică şi Statistică din cadrul D.S.P.J. Sibiu.



Dacă 1 valoarea include e1

e1

R96.1R I.I.21

+×±= între limitele sale se acceptă

ipoteza nulă. DiferenŃa observată se datoreşte numai variabilităŃii biologice a fenomenului, afirmaŃia fiind făcută cu o probabilitate de 95% şi un risc α de 0.05.

Dacă 1 valoarea include nu e1

e1

R96.1R I.I.21

+×±= între limitele sale se respinge

ipoteza nulă şi se acceptă ipoteza alternativă. DiferenŃa observată se datoreşte unor factori exogeni care au acŃionat favorabil, în acest caz asistenŃei medicale comunitare, afirmaŃia fiind făcută cu o probabilitate de 95% şi un risc α de 0.05.

A.2. Calculul YLD (Years of Life Lived with Disability):

Au fost luate ca referinŃă rezultatele cercetării GBD 2004 şi s-a aplicat pentru calculul YLD la nivel judeŃean şi la nivel local un procent de 40% din total DALY conform experŃilor O.M.S. care afirmă că, la nivel global, „un procent de 60% din total DALY este reprezentat de YLL” (World Health Organization “The global burden of disease: 2004 update”, Printed in Switzerland, 2008, pg.4), afirmaŃie valabilă şi pentru Regiunea Europeană.

S-a calculat rata incidenŃei pe 4 grupe de vârstă (0-1 an, 1-14 ani, 15-64 ani, 65+ ani) şi grupe de boli evidenŃiind codurile ICD şi codurile GBD corespondente, fracŃiunea incapacităŃii pe fiecare afecŃiune. S-a calculat indicele de evidenŃă pentru principalele 20 afecŃiuni cronice. S-au tabelat informaŃiile şi s-au reprezentat grafic modelele de morbiditate (cazuri noi de îmbolnăvire şi boli cronice) pe anul 2008 în judeŃul Sibiu.

A.3. Calculul DALY (Disability Adjusted Life Years):

S-a aplicat formula:

DALY = YLL + YLD

Pe total judeŃ Sibiu, pe fiecare localitate şi pe cele două eşantioane: comunităŃi beneficiare de servicii de asistenŃă medicală comunitară şi comunităŃi care nu beneficiau de astfel de tipuri de servicii şi pe 4 grupe de vârstă (0-1 an, 1-14 ani, 15-64 ani, 65+ ani).

Având în vedere faptul că, pentru calculul YLD la nivel judeŃean şi la nivel local s-a considerat că YLL reprezintă un procent de 60% din total DALY conform experŃilor O.M.S., modelul poverii bolii pe sexe, grupe de vârstă şi cauze este similar cu modelul YLL.

A.3.a. Prelucrarea informaŃiilor

� rezultatele obŃinute au fost rata DALY pe sexe şi 4 grupe de vârstă pe judeŃul Sibiu şi pe fiecare din cele 64 localităŃi ale judeŃului.

� s-au centralizat rezultatele pe cele două populaŃii: asistată şi neasistată;

Pag. 14

A.3.b. Compararea rezultatelor

� s-au comparat rezultatele obŃinute pe cele două populaŃii: asistată şi neasistată

- s-au ordonat descendent datele după valorile ratei DALY şi s-au acordat ranguri de la 1 la 64 în funcŃie de mărimea ratei;

- s-a aplicat funcŃia statistică QUARTILE din programul Excel şi s-au încadrat localităŃile în cuartile în funcŃie de rata DALY.

A.3.c. Testarea semnificaŃiei statistice a diferenŃelor dintre rata DALY pe cele două populaŃii.

Pentru decizia statistică privind diferenŃele dintre rata DALY pe cele două eşantioane ale populaŃiei judeŃului Sibiu s-au tabelat informaŃiile şi s-au comparat cele două seturi de rate DALY:

2

1

rr

R =

unde r1 = rata pe eşantionul asistaŃi şi r2= rata pe eşantionul neasistaŃi

21 e1

e1

R96.1R I.I. +×±= pentru P=95% şi risc α=0.05

Unde:

e1 - numărul DALY din eşantionul asistaŃi;

e2 - numărul DALY din eşantionul neasistaŃi;

1.96 - coeficientul pentru P=95%

01. Ipoteze

Ipoteza nulă �� H0: 1 valoarea include e1

e1

R96.1R I.I.21

+×±=

Nu există diferenŃă semnificativă statistic între valoarea ratei DALY pentru populaŃia din localităŃile asistate R1 şi populaŃia din localităŃile neasistate R2, intervalul de încredere (I.I.) conŃine între limitele sale valoarea 1. DiferenŃa observată între cele două rate este nesemnificativă statistic pentru probabilitatea pentru care a fost calculat I.I. (P=95%).

Ipoteza alternativă 1 valoarea include nu e1

e1

R96.1R I.I.21

+×±=

Există diferenŃă semnificativă statistic între valoarea ratei DALY pentru populaŃia din localităŃile asistate R1 şi populaŃia din localităŃile neasistate R2, intervalul de încredere (I.I.) nu conŃine între limitele sale valoarea 1. DiferenŃa observată între cele două rate este semnificativă statistic pentru probabilitatea pentru care a fost calculat I.I. (P=95%).


Datele statistice necesare studiului privind numărul populaŃiei pe sexe, vârste şi localităŃi, decesele pe sexe, vârste, cauze şi localităŃi pe anul 2008, cazurile noi şi vechi de îmbolnăvire au fost preluate şi centralizate din situaŃiile statistice existente la Centrul JudeŃean de Statistică Sibiu şi Compartimentul de Informatică şi Statistică din cadrul D.S.P.J. Sibiu.


Pag. 15


Dacă 1 valoarea include e1

e1

R96.1R I.I.21

+×±= între limitele sale se acceptă

ipoteza nulă. DiferenŃa observată se datoreşte numai variabilităŃii biologice a fenomenului, afirmaŃia fiind făcută cu o probabilitate de 95% şi un risc α de 0.05.

Dacă 1 valoarea include nu e1

e1

R96.1R I.I.21

+×±= între limitele sale se respinge

ipoteza nulă şi se acceptă ipoteza alternativă. DiferenŃa observată se datoreşte unor factori exogeni care au acŃionat favorabil, în acest caz asistenŃei medicale comunitare, afirmaŃia fiind făcută cu o probabilitate de 95% şi un risc α de 0.05.

B. Pentru a demonstra că nu există diferenŃe semnificative statistic între cele două populaŃii, respectiv între structura pe cele 18 grupe de vârstă, s-a procedat la analiza dispersională aplicând formula lui R. Fisher:

( )

( )∑

∑

−−

−−==

2

2

1

1

n

1

2ni

2

n

1

2ni

1

2

1

YY1n

1

XX1n

1

ss

F

Ipoteze:

tabelar 2

1calculat:0 F

ss

F H ≤= tabelar 2

1calculat:a F

ss

F H >=


1. PopulaŃia de referinŃă: populaŃia judeŃului Sibiu în anul 2008 total 424859 persoane din care: 206390 bărbaŃi şi 218469 femei;

2. Lotul de cercetat (populaŃia asistată) - populaŃia din comunităŃile judeŃului Sibiu beneficiare de servicii de asistenŃă medicală comunitară în anul 2008 total 270795 persoane din care 130393 bărbaŃi şi 140402 femei;

3. Lotul martor (populaŃia neasistată) - populaŃia din comunităŃile judeŃului Sibiu care nu au beneficiat de servicii de asistenŃă medicală comunitară în anul 2008 total 154064 persoane din care 75997 bărbaŃi şi 78067 femei.

Variabile:

- Variabile independente: 18 grupe de vârstă, gradele de incapacitate utilizate în GBD, codificarea ICD-10 şi codificarea GBD utilizată în GBD 2000.

- Variabile dependente cantitative continue: numărul populaŃiei, numărul de evenimente demografice, numărul de cazuri noi de îmbolnăvire, numărul bolnavilor cronici rămaşi în evidenŃa medicilor de familie, rate demografice şi rate de morbiditate, limite ale intervalului de încredere, diferenŃe calculate.

Serii statistice

- bivariate: şirul de valori ale diferenŃei dintre cele două populaŃii;

- multivariate: nr. de evenimente, nr. cazuri noi şi vechi de îmbolnăvire, rate anuale, limitele intervalului de încredere pentru rate, valori ale diferenŃei.

Instrumente:

Software:

- Programul Microsoft Office Excel pentru înregistrarea, gruparea complexă şi prelucrarea datelor. S-au obŃinut tabele statistice simple, tabele de grupare şi tabele de corelaŃie şi s-au aplicat formule, funcŃii matematice şi statistice pentru calculul indicatorilor statistici analitici şi sintetici;

Pag. 16

- Şabloane pentru calcule (tabela de mortalitate, YLL, YLD şi DALY cu formule pentru YLD şi YLL incluse);

- ExerciŃiu pentru aplicarea metodei de calcul a tabelei de mortalitate ajustată Brass Growth Balance şi şablon în Excel cu ilustrarea aplicaŃiei;

- Şablon în Excel pentru estimarea numărului de decese prin metoda Bennett-Horiuchi;

- Şablon în Excel pentru estimarea numărului de decese prin metoda Generalized Growth Balance.

- Setul standard de valori ale Lx pentru tabela de mortalitate.

- Table of F-statistics P=0.05

- Programul DisMod

- Programul Microsoft Office Word pentru redactarea studiului, prezentarea informaŃiilor şi a rezultatelor, reprezentarea grafică a materialului rezultat din cercetare, analiză şi sinteză.

- Programul EpiInfo pentru procesarea unor rezultate.

- Programul STATISTICA pentru teste de semnificaŃie statistică a diferenŃelor.


Studiu III. Studiul de analiză a cost-eficacităŃii serviciilor de asistenŃă medicală comunitară din comunităŃile asistate pe anul 2008

Studiu III.1. Prezentarea studiului

Analiza cost-eficacitate (cost-effectiveness analysis) este o evaluare economică care compară costurile şi consecinŃele a două sau mai multe alternative, în care unul dintre rezultate este exprimat in unităŃi naturale. Indicatorul utilizat este raportul dintre costurile totale actualizate şi efectele obŃinute C/E.

Tipul studiului: Cercetare ştiinŃifică aplicată (de intervenŃie)

Premisele de pornire ale studiului: Verificarea ipotezelor conform cărora, în anul 2008, în judeŃul Sibiu, intervenŃiile specifice asistenŃei medicale comunitare au fost cost-eficace aducând avantaje economice prin câştigul în sănătate datorat anilor de viaŃă trăiŃi în plus de populaŃia din comunităŃile beneficiare de acest tip de servicii (lotul de studiu) faŃă de populaŃia din celelalte comunităŃi (lotul martor).

Obiectul studiului: Analiza cost-eficacităŃii luându-se în calcul câştigul în sănătate datorat intervenŃiilor specifice asistenŃei medicale comunitare prin compararea nivelelor poverii bolii din comunităŃile asistate (lotul de studiu) cu nivelele poverii bolii din comunităŃile care nu beneficiază de aceste servicii (lotul martor).

Scopul studiului: Adaptarea serviciilor de asistenŃă medicală comunitară la problemele de sănătate specifice identificate la nivelul fiecărei zone şi comunităŃi pe baza criteriilor de cost-eficacitate.

Metoda de cercetare:

Metoda de estimare a anilor de viaŃă pierduŃi prin deces prematur (din modelul Cost-Efectiveness Analize propus de O.M.S.) pe populaŃia asistată (lotul de studiu) şi cea neasistată (lotul martor) de personalul comunitar în anul 2008, compararea rezultatelor obŃinute pe cele două loturi (curba de supravieŃuire) şi estimarea câştigului în sănătate prin intervenŃiile asistenŃei medicale comunitare: numărul de ani de viaŃă trăiŃi în plus, eficacitatea intervenŃiilor (metoda back-adjusting), costuri.

Pag. 17

Studiu III.2. Efectuarea studiului

Etapele cercetării

A. Analiza comparativă a anilor de viaŃă câştigaŃi în plus de populaŃia beneficiară de servicii de asistenŃă medicală comunitară (Curba de supravieŃuire)

A.1. Calculul tabelelor de mortalitate (Life table) pe cele două populaŃii (asistaŃi şi neasistaŃi), şi pe sexe, conform machetei O.M.S.

A.2. Prelucrarea informaŃiilor

� calculul diferenŃei dintre speranŃa de viaŃă la bărbaŃi şi la femei din comunităŃile asistate şi comunităŃile neasistate;

� calculul procentului de supravieŃuitorii din lx între vârsta exactă x şi x+1 pe cele două loturi;

� calculul diferenŃei dintre numărul total de ani trăiŃi pe cohorta asistaŃi şi pe cohorta neasistaŃi, respectiv Tx asistaŃi - Tx neasistaŃi.

A.3. Compararea rezultatelor

Tabelarea şi reprezentarea grafică a rezultatelor: speranŃa de viaŃă şi curba de supravieŃuire.

B. Calculul cost-eficacităŃii serviciilor de asistenŃă medicală comunitară

B.1. Aplicarea metodei back-adjusting

)(1 ecC

N×−

=λ

λ de unde rezultă că c

eN

CN

×−

=λ

λλ

Unde

λN = rata pentru situaŃia de null

λC = rata pentru situaŃia actuală

c = procentul de acoperire cu servicii

e = eficacitatea serviciilor

Se va lua în consideraŃie:

• λN = rata DALY pe comunităŃile neasistate pentru situaŃia de null (lotul martor);

• λC = rata DALY pe comunităŃile asistate pentru situaŃia actuală (lotul de studiu);

• c = procentul de acoperire al populaŃiei din lotul de studiu cu servicii de asistenŃă medicală comunitară în anul 2008

B2. Calculul raportului cost-efiacacitate (RCA)

Formula generală de calcul al raportului cost-eficacitate (RCE) este:

BeneficeEfectelor SumaCosturilor Suma

RCE =

Se va lua ca referinŃă pentru calcul suma de 1049000 lei cheltuiŃi în anul 2008 pentru finanŃarea serviciilor de asistenŃă medicală comunitară din judeŃul Sibiu.

Se va calcula cost-eficacitatea serviciilor pe baza datelor rezultate din etapa A şi etapa B.


Pag. 18

1. lotul de studiu - populaŃia din localităŃile judeŃului Sibiu beneficiare de servicii de asistenŃă medicală comunitară în anul 2008 = 269482 persoane din care 82791 persoane asistate;

2. lotul martor - populaŃia din localităŃile judeŃului Sibiu care NU a beneficiat de servicii de asistenŃă medicală comunitară în anul 2008.

Variabile:

� Variabile independente: sex, grupe de vârstă, numărul populaŃiei pe cele două loturi, număr decese, ratele DALY, procent de acoperire, buget 2008.

� Variabile dependente cantitative continue: speranŃa de viaŃă, curba de supravieŃuire, diferenŃe în ani de viaŃă trăiŃi, cost-eficacitatea serviciilor.

Serii statistice

� bivariate: şirul de valori ale diferenŃei dintre cele două populaŃii;

Instrumente:

Software:

• Programul Microsoft Office Excel pentru înregistrarea, gruparea complexă şi prelucrarea datelor. S-au obŃinut tabele statistice simple, tabele de grupare şi tabele de corelaŃie şi s-au aplicat formule, funcŃii matematice şi statistice pentru calculul indicatorilor statistici analitici şi sintetici;

• ExerciŃiu pentru aplicarea metodei de calcul a tabelei de mortalitate ajustată Brass Growth Balance şi şablon în Excel cu ilustrarea aplicaŃiei;

• Setul standard de valori ale Lx pentru tabela de mortalitate.

• Programul Microsoft Office Word pentru redactarea studiului, prezentarea informaŃiilor şi a rezultatelor, reprezentarea grafică a materialului rezultat din cercetare, analiză şi sinteză.


CONCLUZII FINALE

Problema de cercetat a fost determinarea impactului serviciilor de asistenŃă medicală comunitară în scăderea poverii bolii pentru populaŃia din comunităŃile beneficiare de servicii de sănătate comunitare şi eficacitatea acestui tip de servicii.

Concluziile au fost concordante cu scopul şi obiectivele cercetării. S-a demonstrat că, în perioada 2005-2007 au fost factori exogeni favorabili (inclusiv asistenŃa medicală comunitară) care au modificat semnificativ unele fenomene demografice şi de morbiditate din România şi din judeŃul Sibiu, starea de sănătate a populaŃiei beneficiare de servicii de asistenŃă medicală comunitară a fost semnificativ mai bună decât starea de sănătate a populaŃiei din comunităŃile neasistate şi serviciile de asistenŃă medicală comunitară sunt cost-eficace. Rezultatele au aplicabilitate practică şi sunt propuse metode de evaluare a necesarului de resurse umane pe baza indicelui de risc, metode de evaluare a serviciilor de asistenŃă medicală comunitară şi programe de promovare a sănătăŃii în comunităŃile defavorizate pentru a reduce povara bolii în special prin boli infecŃioase şi parazitare.

În urma realizării celor 3 studii de cercetare, s-au atins obiectivele propuse iar rezultatele obŃinute au confirmat ipotezele cercetării şi s-au desprins următoarele concluzii:

Pag. 19

Concluzia I - AsistenŃa medicală comunitară este unul din factorii externi care acŃionează favorabil asupra stării de sănătate a populaŃiei atât pe termen scurt cât şi pe termen lung.

Analiza principalelor fenomene demografice şi de morbiditate din România şi din judeŃul Sibiu pentru identificarea problemelor şi tendinŃelor în starea de sănătate a populaŃiei României şi judeŃului Sibiu a evidenŃiat modificări ale stării de sănătate a populaŃiei prin impactul unor factori externi care au acŃionat în perioada 2005-2007 cu următoarele particularităŃi:

� îmbunătăŃiri sau deprecieri semnificative statistic ale stării de sănătate atât pe termen scurt (rata anului următor s-a situat în intervalul de respingere al ratei anului anterior în toŃi cei trei ani luaŃi în consideraŃie 2005, 2006 şi 2007) şi cât şi pe termen lung (diferenŃe semnificative statistic dintre cele două trenduri calculate pe perioada 1995±2005-2007 până în anul 2015);

� îmbunătăŃiri sau deprecieri semnificative statistic ale stării de sănătate pe termen scurt (rata anului următor s-a situat în intervalul de respingere al ratei anului anterior în unul sau doi ani din cei trei ani luaŃi în consideraŃie 2005, 2006 şi 2007) care au modificat tendinŃa de evoluŃie a fenomenului pe termen lung (diferenŃe semnificative statistic dintre cele două trenduri calculate pe perioada 1995±2005-2007 până în anul 2015);

� îmbunătăŃiri sau deprecieri semnificative statistic ale stării de sănătate pe termen scurt (rata anului următor s-a situat în intervalul de respingere al ratei anului anterior în toŃi cei trei ani luaŃi în consideraŃie 2005, 2006 şi 2007) care nu au modificat tendinŃa de evoluŃie a fenomenului pe termen lung (diferenŃe nesemnificative statistic dintre cele două trenduri calculate pe perioada 1995±2005-2007 până în anul 2015).

Din analiză a reieşit că impactul pozitiv al factorilor externi care au acŃionat favorabil pe termen lung şi/sau scurt în perioada 2005-2007 a fost net superior impactului negativ.

A. ÎmbunătăŃiri semnificative statistic ale stării de sănătate atât pe termen scurt (rata anului următor s-a situat în intervalul de respingere al ratei anului anterior în toŃi cei trei ani luaŃi în consideraŃie 2005, 2006 şi 2007) şi cât şi pe termen lung (diferenŃe semnificative statistic dintre cele două trenduri calculate pe perioada 1995±2005-2007 până în anul 2015)

A.I. România

A.I.1. Impact pozitiv pe termen scurt şi lung al unor factori exogeni care au acŃionat în perioada 2005-2007, respectiv cazurile în care, prin ambele teste de semnificaŃie statistică a fost respinsă ipoteza nulă H0 pentru minim P=95% şi un risc maxim αααα=0.05 şi a fost acceptată ipoteza alternativă H1, a fost asupra următoarelor fenomene demografice şi de morbiditate:

� sporul natural al populaŃiei – rata s-a situat peste limita superioară a I.I. pentru rata anului anterior în perioada 2005-2007 şi se aşteaptă o creştere anuală a sporului natural cu 0.03040/00 mai mult pe trendul II faŃă de trendul I;

� mortalitatea fetală precoce - rata s-a situat sub limita inferioară a I.I. pentru rata anului anterior în perioada 2005-2007 şi se aşteaptă anual cu 0.06460/00 mai puŃini născuŃi morŃi pe trendul II faŃă de trendul I;

� mortalitatea specifică prin cauze perinatale - rata s-a situat sub limita inferioară a I.I. pentru rata anului anterior în perioada 2005-2007 şi se aşteaptă anual cu 0.00060/00 mai puŃine decese prin cauze perinatale pe trendul II faŃă de trendul I;

� incidenŃa specifică prin rubeolă - rata s-a situat sub limita inferioară a I.I. pentru rata anului anterior în perioada 2005-2007 şi se aşteaptă anual cu 0.16860/00 mai puŃine cazuri noi de îmbolnăvire prin rubeolă pe trendul II faŃă de trendul I;

Pag. 20

� incidenŃa specifică prin sifilis - rata s-a situat sub limita inferioară a I.I. pentru rata anului anterior în perioada 2005-2007 şi se aşteaptă anual cu 0.02370/00 mai puŃine cazuri noi de îmbolnăvire prin sifilis pe trendul II faŃă de trendul I;

� incidenŃa specifică prin tuberculoză - rata s-a situat sub limita inferioară a I.I. pentru rata anului anterior în perioada 2005-2007 şi se aşteaptă anual cu 0.02490/00 mai puŃine cazuri noi de îmbolnăvire prin tuberculoză pe trendul II faŃă de trendul I.

A.II. JudeŃul Sibiu:

A.II.1. Nu au fost evidenŃiate cazuri de impact pozitiv pe termen scurt şi lung al unor factori exogeni care au acŃionat în perioada 2005-2007, respectiv cazurile în care, prin ambele teste de semnificaŃie statistică a fost respinsă ipoteza nulă H0 pentru minim P=95% şi un risc maxim αααα=0.05 şi a fost acceptată ipoteza alternativă H1.

B. ÎmbunătăŃiri semnificative statistic ale stării de sănătate pe termen scurt (rata anului următor s-a situat în intervalul de respingere al ratei anului anterior în unul sau doi ani din cei trei ani luaŃi în consideraŃie 2005, 2006 şi 2007) care au modificat tendinŃa de evoluŃie a fenomenului pe termen lung (diferenŃe semnificative statistic dintre cele două trenduri calculate pe perioada 1995±2005-2007 până în anul 2015).

B.I. România

B.I.1. Impact pozitiv pe termen lung al unor factori exogeni care au acŃionat în perioada 2005-2007, respectiv cazurile în care, prin testul Wilcoxon au rezultat diferenŃe semnificative statistic între cele două trenduri calculate pe perioada 1995±2005-2007 până în anul 2015 fiind respinsă ipoteza nulă H0 şi acceptată ipoteza alternativă H1 pentru minim P=95% şi un risc maxim αααα=0.05, (deşi diferenŃa observată prin compararea ratelor RX şi RX+1 a fost semnificativă statistic numai în 1 sau 2 ani din cei trei ani luaŃi în considerare), a fost asupra următoarelor fenomene demografice şi de morbiditate:

� natalitatea - se aşteaptă anual cu 0.03620/00 mai multe naşteri pe trendul II faŃă de trendul I;

� mortalitatea specifică prin boli ale aparatului digestiv - se aşteaptă anual cu 0.00260/00 mai puŃine decese prin boli ale aparatului digestiv pe trendul II faŃă de trendul I

� mortalitatea specifică pe grupa de vârstă 10-14 ani - se aşteaptă anual cu 0.01440/00 mai puŃine decese pe grupa de vârstă 10-14 ani pe trendul II faŃă de trendul I;

� incidenŃa specifică prin tuberculoză la copii 0-14 ani - se aşteaptă anual cu 0.01950/00 mai puŃine cazuri noi de îmbolnăvire prin tuberculoză la copii 0-14 ani pe trendul II faŃă de trendul I.

� incidenŃa specifică prin boli infecŃioase şi parazitare - se aşteaptă anual cu 2.47820/00 mai puŃine cazuri noi de îmbolnăvire prin boli infecŃioase şi parazitare pe trendul II faŃă de trendul I;

� incidenŃa specifică prin boli ale aparatului respirator – se aşteaptă anual cu 1.60030/00 mai puŃine cazuri noi de îmbolnăvire prin boli ale aparatului respirator pe trendul II faŃă de trendul I;

� incidenŃa specifică prin anomalii congenitale - se aşteaptă anual cu 0.01020/00 mai puŃine cazuri noi de îmbolnăvire prin anomalii congenitale pe trendul II faŃă de trendul I.

B.II. JudeŃul Sibiu

B.II.1. Impact pozitiv pe termen lung al unor factori exogeni care au acŃionat în perioada 2005-2007, respectiv cazurile în care, prin testul Wilcoxon au rezultat diferenŃe semnificative statistic dintre cele două trenduri calculate pe perioada 1995±2005-2007

Pag. 21

până în anul 2015 fiind respinsă ipoteza nulă H0 şi acceptată ipoteza alternativă H1 pentru minim P=95% şi un risc maxim αααα=0.05, (deşi diferenŃa observată prin compararea ratelor RX şi RX+1 a fost semnificativă statistic numai în 1 sau 2 ani din cei trei ani luaŃi în considerare), a fost asupra următoarelor fenomene demografice şi de morbiditate:

� sporul natural - se aşteaptă o creştere anuală a sporului natural cu 0.01830/00 mai mult pe trendul II faŃă de trendul I

� mortalitatea generală - se aşteaptă anual cu 0.01640/00 mai puŃine decese pe trendul II faŃă de trendul I;

� incidenŃa specifică prin hepatită virală – total - se aşteaptă anual cu 0.05300/00 mai puŃine cazuri noi de îmbolnăvire prin hepatită virală pe trendul II faŃă de trendul I;

� incidenŃa specifică prin hepatită virală A - se aşteaptă anual cu 0.04570/00 mai puŃine cazuri noi de îmbolnăvire prin hepatită virală A pe trendul II faŃă de trendul I;

� incidenŃa specifică prin rubeolă - se aşteaptă anual cu 0.15430/00 mai puŃine cazuri noi de îmbolnăvire prin rubeolă pe trendul II faŃă de trendul I;

� incidenŃa specifică prin scarlatină - se aşteaptă anual cu 0.02710/00 mai puŃine cazuri noi de îmbolnăvire prin scarlatină pe trendul II faŃă de trendul I.

C. ÎmbunătăŃiri semnificative statistic ale stării de sănătate pe termen scurt (rata anului următor s-a situat în intervalul de respingere al ratei anului anterior în toŃi cei trei ani luaŃi în consideraŃie 2005, 2006 şi 2007), care nu au modificat tendinŃa de evoluŃie a fenomenului pe termen lung (diferenŃe nesemnificative statistic dintre cele două trenduri calculate pe perioada 1995±2005-2007 până în anul 2015).

C.I. România

C.I.1. Impact pozitiv pe termen scurt al unor factori exogeni care au acŃionat în perioada 2005-2007, respectiv cazurile în care, diferenŃa observată prin compararea ratelor RX şi RX+1 a fost semnificativă statistic în toŃi cei trei ani luaŃi în considerare fiind respinsă ipoteza nulă H0 şi acceptată ipoteza alternativă H1 pentru P=95% şi un risc αααα=0.05, (deşi prin testul Wilcoxon nu au rezultat diferenŃe semnificative statistic între cele două trenduri calculate pe perioada 1995±2005-2007 până în anul 2015), a fost asupra următoarelor fenomene demografice şi de morbiditate:

� mortalitatea infantilă

� mortalitatea specifică prin accidente, otrăviri, traumatisme;

� mortalitatea specifică pe grupa de vârstă 0- 4 ani;

� mortalitatea specifică pe grupa de vârstă 65-69 ani;

� mortalitatea specifică pe grupa de vârstă 75-79 ani;

� incidenŃa specifică prin gonoree;

� incidenŃa specifică prin hepatită virală B;

� incidenŃa specifică prin boli ale pielii şi Ńesutului subcutanat;

� incidenŃa specifică prin otrăviri, traumatisme.

C.II JudeŃul Sibiu - nu au fost cazuri de impact pozitiv pe termen scurt respectiv, diferenŃa observată prin compararea ratelor RX şi RX+1 nu a fost semnificativă statistic toŃi cei trei ani luaŃi în considerare.

Pag. 22

Concluzia II - Dezvoltarea serviciilor de asistenŃă medicală comunitară determină scăderea poverii bolii contribuind la îmbunătăŃirea stării de sănătate a populaŃiei beneficiare.

Pentru compararea poverii bolii pe cele două populaŃii (asistată şi neasistată) s-a efectuat analiza dispersională aplicând formula lui R. Fisher demonstrându-se că, din punct de vedere al structurii pe sexe şi grupe de vârstă, acestea fac parte din populaŃia judeŃului Sibiu astfel că, dacă există diferenŃe semnificative statistic în starea de sănătate a celor două populaŃii, acestea se datoresc impactului pozitiv al asistenŃei medicale comunitare.

Cuantificarea poverii bolii în judeŃul Sibiu pe anul 2008 şi analiza comparativă a problemelor de sănătate după mărimea „poverii” lor pe cele două populaŃii cu şi fără acoperire cu servicii de asistenŃă medicală comunitară a condus la următoarele rezultate:

• Identificarea comunităŃilor defavorizate din judeŃul Sibiu prin cuantificarea poverii judeŃene şi locale a bolii pe anul 2008, pe cele 64 unităŃi administrativ-teritoriale din judeŃul Sibiu (municipii, oraşe şi comune):

1. DiferenŃa dintre speranŃa de viaŃă la naştere la femei şi bărbaŃi era de 7.37 ani, spre deosebire de populaŃia standard, unde diferenŃa calculată era de numai 2.50 ani.

2. Numărul anilor de viaŃă sănătoşi pierduŃi prin deces prematur şi prin incapacitate la nivelul judeŃului Sibiu a fost de 68988 DALY pe total populaŃie, înregistrându-se o rată de 162.40/00, respectiv:

• 39070 DALY bărbaŃi cu o rată de 189.30/00

• 29918 DALY femei cu o rată de 136.90/00

3. Numărul anilor de viaŃă sănătoşi pierduŃi prin deces prematur şi prin incapacitate, pe cele două loturi de populaŃie a fost:

a. Lotul de cercetat 42050 DALY pe total populaŃie (270795 persoane), înregistrându-se o rată de 155.30/00, respectiv:

• 23501 DALY bărbaŃi cu o rată de 180.20/00


b. Lotul martor 26938 DALY pe total populaŃie (154064 persoane), înregistrându-se o rată de 174.80/00, respectiv:

• 174.8 DALY bărbaŃi cu o rată de 204.90/00


• Cea mai mare rată a mortalităŃii specifice pe clase de boli GBD în judeŃul Sibiu în anul 2008 a fost prin boli ale aparatului circulator, reprezentând 59.91% din totalul cauzelor de deces, mortalitatea specifică prin boli netransmisibile reprezentând 91.60% din totalul cauzelor de deces.

• Mortalitatea masculină, pe grupe de vârstă, în judeŃul Sibiu în anul 2008:

1. Principalele cauze de deces 0-1 an la sexul masculin au fost bolile originare în perioada perinatală cu o pondere de 40.91% din totalul deceselor 0-1 an băieŃi şi anomaliile congenitale reprezentând 22.73%; pe total, decesele prin cauze evitabile au reprezentat 36.36%.

2. Principalele cauze de deces 1-14 ani la sexul masculin au fost accidente, traumatisme, otrăviri (66.67%) şi anomaliile congenitale (16.67%).

3. Principala cauză de deces 15-64 ani la sexul masculin au fost bolile aparatului circulator (38.01% din totalul deceselor 15-64 ani).

4. Principalele cauze de deces 65+ ani la sexul masculin au fost bolile aparatului circulator (63.79% din totalul deceselor 65+ ani).

Pag. 23

• Mortalitatea feminină, pe grupe de vârstă, în judeŃul Sibiu în anul 2008:

1. Principalele cauze de deces 0-1 an la sexul feminin au fost bolile originare în perioada perinatală cu o pondere de 38.10% din totalul deceselor 0-1 an fetiŃe şi anomaliile congenitale reprezentând 28.57%; pe total, decesele prin cauze evitabile au reprezentat 28.57%.

2. Principalele 3 cauze de deces 1-14 ani la sexul feminin cu o pondere egală de 28.57% au fost boli ale aparatului respirator, accidente, traumatisme, otrăviri şi tumori.

3. Principala cauză de deces 15-64 ani la sexul feminin au fost bolile aparatului circulator (31.02% din totalul deceselor 15-64 ani).

4. Principalele cauze de deces 65+ ani la sexul feminin au fost bolile aparatului circulator (74.06% din totalul deceselor 65+ ani).

• Morbiditatea, pe sexe şi pe grupe de vârstă, în judeŃul Sibiu în anul 2008:

1. Cea mai mare rată a incidenŃei specifice pe grupe de vârstă s-a înregistrat în anul 2008, în judeŃul Sibiu, la grupa de vârstă 0-1 an, atât pe populaŃia generală (65.050/0000), cât şi pe sexe, fiind mai mare pentru sexul feminin (67.530/0000), decât pe sexul masculin (62.660/0000);

2. La mare diferenŃă, pe locul al 2-lea este rata incidenŃei specifice pe grupa de vârstă 1-14 ani (21.200/0000), urmată de grupa 65+ ani pe locul al 3-lea (9.740/0000), şi 15-64 ani pe ultimul loc (6.860/0000) unde rata este mai mare la sexul masculin.

3. Cea mai mare rată a incidenŃei specifice pe grupe de boli, conform codificării ICD 10, s-a înregistrat în anul 2008, în judeŃul Sibiu, prin boli ale aparatului respirator (480.610/00), cazurile noi de îmbolnăvire prin afecŃiuni respiratorii reprezentând 48.36% din totalul cazurilor de îmbolnăvire.

4. Pe locul al 2-lea se situează rata incidenŃei specifice prin boli ale aparatului digestiv (76.800/00) cu o pondere de 7.73% şi pe locul al 3-lea incidenŃa prin boli ale sistemului osteo-muscular (68.030/00) cu o pondere de 6.84% din total.

5. Ierarhia cazurilor noi de îmbolnăvire din judeŃul Sibiu în anul 2008, pe grupele de boli conform codificării OMS – Programul GBD, este următoarea:

a. InfecŃii respiratorii – pondere 47.27% - rata incidenŃei 469.810/00

b. Boli ale sistemului osteo-muscular - pondere 6.84% - rata incidenŃei 68.030/00

c. Boli ale aparatului digestiv - pondere 5.95% - rata incidenŃei 59.170/00

d. Boli ale organelor genito-urinare - pondere 5.30% - rata incidenŃei 52.710/00

e. Boli ale pielii şi Ńesutului subcutanat - pondere 5.07% - rata incidenŃei 50.380/00

6. Morbiditatea prin boli cronice în anul 2008, în judeŃul Sibiu, s-a caracterizat prin ponderea mare a bolii hipertensive 38.23% şi a cardiopatiei ischemice 22.43% urmate pe locul al 3-lea, la mare distanŃă, de diabetul zaharat cu o pondere de 8.10% din totalul bolilor aflate în evidenŃa medicilor de familie.

• Ierarhizarea problemelor de sănătate prin alocarea rangului şi încadrarea în cuartile a celor 64 localităŃi ale judeŃului Sibiu, pe sexe şi grupe de vârstă:

1. Probleme majore de sănătate au fost şi în comunităŃile asistate;

2. Ponderea comunităŃilor din lotul de cercetare aflate în cuartilele Q4 şi Q3 este mai mică atât pe populaŃia totală cât şi pe sexe, fiind mai mare procentul comunităŃilor încadrate în cuartilele Q1 şi Q2; situaŃia comunităŃilor asistate de personalul comunitar care au fost încadrate în Q4 este următoarea:

Pag. 24

a. în cuartila Q4 – după rata DALY bărbaŃi, ierarhizate după mărimea poverii bolii, au fost 6 comunităŃi: Apoldu de Jos, Răşinari, Păuca, Mihăileni, Roşia şi Hoghilag.

b. în cuartila Q4 – după rata DALY femei, ierarhizate după mărimea poverii bolii, au fost 5 comunităŃi: Bruiu, Roşia, Porumbacu de Jos, Brădeni şi Nocrich.

c. în cuartila Q4 – după rata DALY pe total populaŃie, ierarhizate după mărimea poverii bolii, au fost 6 comunităŃi: Apoldu de Jos, Roşia, Răşinari, Păuca, Mihăileni şi Porumbacu de Jos.

3. Identificarea problemelor de sănătate din comunităŃile asistate va ajuta la stabilirea priorităŃilor de intervenŃie ale asistenŃei medicale comunitare.

• Prin aplicarea testelor de semnificaŃie statistică a diferenŃei dintre starea de sănătate a celor două loturi a rezultat că, în anul 2008, în judeŃul Sibiu au existat diferenŃe semnificative statistic în povara bolii măsurată în DALY între populaŃia beneficiară de servicii de asistenŃă medicală comunitară (lotul de cercetat) şi populaŃia din comunităŃile fără acoperire cu acest tip de servicii (lotul martor). Povara bolii în lotul de cercetat a fost semnificativ mai mică decât în lotul martor deşi, prin aplicarea testului statistic de analiză dispersională Fisher, a fost acceptată ipoteza nulă conform căreia cele două eşantioane fac parte din populaŃia judeŃului Sibiu. ÎmbunătăŃirea stării de sănătate a populaŃiei din comunităŃile asistate se datorează serviciilor de asistenŃă medicale comunitară. S-au obŃinut următoarele rezultate:

1. Rata mortalităŃii pe total bărbaŃi din comunităŃile asistate (10.60/00) este semnificativ mai mică decât rata mortalităŃii pe total bărbaŃi din comunităŃile neasistate (12.10/00), afirmaŃia fiind făcută cu o probabilitate P=95% şi un risc α=0.05, şi se datorează asistenŃei medicale comunitare care a acŃionat favorabil;

2. Rata mortalităŃii pe total femei din comunităŃile asistate (8.90/00) este semnificativ mai mică decât rata mortalităŃii pe total femei din comunităŃile neasistate (9.80/00), afirmaŃia fiind făcută cu o probabilitate P=95% şi un risc α=0.05.

3. Rata anilor de viaŃă pierduŃi prin deces prematur (YLL) pe total populaŃie din comunităŃile asistate (93.20/00) este semnificativ mai mică decât rata anilor de viaŃă pierduŃi prin deces prematur (YLL) pe total populaŃie din comunităŃile neasistate (104.90/00), afirmaŃia fiind făcută cu o probabilitate P=95% şi un risc α=0.05;

4. Rata anilor de viaŃă pierduŃi prin deces prematur (YLL) pe total bărbaŃi din comunităŃile asistate (108.10/00) este semnificativ mai mică decât rata anilor de viaŃă pierduŃi prin deces prematur (YLL) pe total bărbaŃi din comunităŃile neasistate (122.90/00), afirmaŃia fiind făcută cu o probabilitate P=95% şi un risc α=0.05;

5. Rata anilor de viaŃă pierduŃi prin deces prematur (YLL) pe total femei din comunităŃile asistate (79.30/00) este semnificativ mai mică decât rata anilor de viaŃă pierduŃi prin deces prematur (YLL) pe total femei din comunităŃile neasistate (87.40/00), afirmaŃia fiind făcută cu o probabilitate P=95% şi un risc α=0.05.

6. DiferenŃe semnificativ mai mici s-au obŃinut şi pentru ratele YLL pe total populaŃie, pe bărbaŃi şi pe femei pe grupele de vârstă 15-64 ani şi 65+ ani pentru populaŃia asistată faŃă de populaŃia neasistată.

7. Rata DALY pe total populaŃie din comunităŃile asistate (155.30/00) este semnificativ mai mică decât rata DALY pe total populaŃie din comunităŃile neasistate (174.80/00), afirmaŃia fiind făcută cu o probabilitate P=95% şi un risc α=0.05;

Pag. 25

8. Rata DALY pe total bărbaŃi din comunităŃile asistate (180.20/00) este semnificativ mai mică decât rata DALY pe total bărbaŃi din comunităŃile neasistate (204.90/00), afirmaŃia fiind făcută cu o probabilitate P=95% şi un risc α=0.05;

9. Rata DALY pe total femei din comunităŃile asistate (132.10/00) este semnificativ mai mică decât rata DALY pe total femei din comunităŃile neasistate (145.60/00), afirmaŃia fiind făcută cu o probabilitate P=95% şi un risc α=0.05.

10. DiferenŃe semnificativ mai mici s-au obŃinut şi pentru ratele DALY pe total populaŃie, pe bărbaŃi şi pe femei pe grupele de vârstă 15-64 ani şi 65+ ani pentru populaŃia asistată faŃă de populaŃia neasistată.

Concluzia III - IntervenŃiile specifice asistenŃei medicale comunitare sunt cost-eficace.

Povara bolii poate fi redusă prin diferite intervenŃii. Pentru a stabili intervenŃia optimă dintr-o serie de alternative trebuie să se Ńină cont de anumiŃi factori cum ar fi cost-eficacitatea acestei intervenŃii. IntervenŃiile asistenŃei medicale comunitare sunt furnizate la nivelul primar al sistemului de sănătate şi au ca scop principal promovarea sănătăŃii (educaŃie pentru sănătate, prevenire şi menŃinerea sănătăŃii) oferind avantaje economice considerabile prin câştigul în sănătate, reducerea inegalităŃilor şi reducerea costurilor pentru asistenŃa medicală secundară (spital). Aceste intervenŃii pot fi generalizate şi pot fi susŃinute pe termen lung cu costuri minime generând beneficii importante pentru întreaga populaŃie.

Pentru a face faŃă poverii bolilor şi a factorilor de risc, majoritatea fondurilor necesare pentru finanŃarea unui sistem de sănătate performant depind de o gamă largă de variabile. Nu este o relaŃie liniară între indicatorii convenŃionali ai poverii bolii şi nevoia de resurse: unele afecŃiuni pot fi tratate simplu cu costuri reduse în timp ce altele necesită tratament şi îngrijiri de sănătate cu preŃuri foarte ridicate. Profilul cheltuielilor pentru sănătate variază atât în funcŃie de vârsta beneficiarilor cât şi în funcŃie de apropierea decesului.

Furnizarea de criterii pentru evaluarea economică a intervenŃiilor de asistenŃă medicală comunitară şi verificarea ipotezei conform cărora, în anul 2008, în judeŃul Sibiu, intervenŃiile specifice asistenŃei medicale comunitare au fost cost-eficace aducând avantaje economice prin câştigul în sănătate datorat anilor de viaŃă trăiŃi în plus de populaŃia din comunităŃile beneficiare de acest tip de servicii (lotul de studiu) faŃă de populaŃia din celelalte comunităŃi (lotul martor) au condus la următoarele rezultate:

� DiferenŃa dintre speranŃa de viaŃă la naştere pe cele două loturi este, evident, în favoarea populaŃiei masculine din lotul de studiat, cea mai mare diferenŃă fiind la grupele de vârstă 15-19 ani = 1.98 ani, 10-14 ani = 1.93 ani şi 20-24 ani = 1.83 ani.

� DiferenŃa dintre numărul total de ani trăiŃi pe cohorta bărbaŃi asistaŃi şi pe cohorta bărbaŃi neasistaŃi Tx asistaŃi - Tx neasistaŃi, respectiv 7147635-6995885=151750 ani trăiŃi în plus de către populaŃia masculină din lotul de cercetat.

� De asemenea, diferenŃa dintre speranŃa de viaŃă la naştere pe cele două loturi este în favoarea populaŃiei feminine din lotul de studiat, cea mai mare diferenŃă fiind la grupele de vârstă 35-39 ani = 1.06 ani, 15-19 ani = 1.03 ani şi 45-49 ani = 1.00 ani.

� DiferenŃa dintre numărul total de ani trăiŃi pe cohorta femei asistate şi pe cohorta femei neasistate Tx asistaŃi - Tx neasistaŃi, respectiv 7825011-7758635=66376 ani trăiŃi în plus de către populaŃia masculină din lotul de cercetat.

� S-a înregistrat un câştig de 218126 ani de viaŃă trăiŃi în plus de populaŃia asistată faŃă de anii de viaŃă trăiŃi de populaŃia neasistată, mai mulŃi ani trăiŃi în plus de bărbaŃi (151750) faŃă de anii de viaŃă trăiŃi în plus de către femei (66376).

� Bugetul alocat de către Ministerul SănătăŃii judeŃului Sibiu pentru Programul NaŃional VI - AsistenŃă Comunitară şi AcŃiuni pentru Sănătate a fost de 1049000 lei;

� Costurile pe 1 an de viaŃă trăit în plus au fost de 4.81 lei.

Pag. 26

� În anul 2008 un număr de 82791 persoane din judeŃul Sibiu (lotul martor) au beneficiat de servicii de asistenŃă medicală comunitară, reprezentând 19.54% din totalul populaŃiei judeŃului Sibiu şi 30.72% din totalul populaŃiei din comunităŃile asistate în condiŃiile în care, normativul de personal a fost 2500 persoane/asistent medical comunitar şi 500-750 persoane de etnie romă/mediator sanitar;

� Eficacitatea serviciilor de asistenŃă medicală comunitară în judeŃul Sibiu a fost de 0.3631, respectiv 36.31%, la un procent de acoperire a populaŃiei de 30.72%.

� Costul mediu/persoană asistată/an 2008 a fost de 12.67 lei.

� Raportul cost-eficacitate a serviciilor a fost de 2888707.

Concluzia IV - Cercetarea în domeniul asistenŃei medicale comunitare trebuie să fie orientată pe adaptarea permanentă a serviciilor la nevoile de sănătate în continuă schimbare ale populaŃiei, prin managementul sănătăŃii publice.

Studiile vor aborda povara locală a bolii cu trei scopuri explicite:

� incorporarea situaŃiilor non-fatale în evaluarea stării de sănătate a populaŃiei din comunităŃile judeŃului Sibiu;

� evaluarea obiectivă a poverii bolii, independente şi demografic plauzibile;

� transformarea poverii bolii în valoare monetară pentru a se putea evalua cost-eficacitatea intervenŃiilor de asistenŃă medicală comunitară.

Se va Ńine cont de cele patru elemente fundamentale:

� orice afectare a sănătăŃii, orice pierdere de bunăstare, trebuie să fie inclusă într-un indicator de evaluare a stării de sănătate;

� impactul bolii asupra individului este condiŃionat de o serie de caracteristici de persoană: sex, vârstă, venit, nivel educaŃional, religie, etnie, ocupaŃie, etc;

� evenimentele identice (decesul, invaliditatea, incapacitatea) sunt considerate într-o manieră identică indiferent de locul geografic al producerii lor;

� timpul este utilizat ca o unitate de măsură comună pentru evaluarea impactului poverii, datorate decesului prematur şi incapacităŃii; în calcule sunt utilizate incidenŃa evenimentelor şi durata lor.

Se va efectua un studiu epidemiologic pe eşantion reprezentativ pentru evaluarea poverii bolii atribuibilă mediului şi aflarea fracŃiunii totale atribuibile mediului (procentul problemelor de sănătate şi deceselor care sunt determinate de expunerea la factorii de risc din mediul înconjurător). Pentru aceasta se vor alege un set de 6 factori de risc pe baza ponderii acestora în povara bolii şi importanŃei lor în sănătatea publică (fracŃiunea atribuibilă calculată prin riscul relativ asociat cu expunerea).

Pentru a stabili tipul de servicii care sunt necesare pentru rezolvarea problemelor de sănătate se va Ńine cont de cost-eficacitatea acestor servicii comparându-se nivelele actuale şi viitoare ale poverii bolii cu nivelele care ar fi de aşteptat în cazul aplicării unui pachet de intervenŃii specifice asistenŃei medicale comunitare.

PROPUNERI

Rezultatele obŃinute au aplicabilitate practică şi am propus metode de evaluare a necesarului de resurse umane pe baza indicelui de risc, metode de evaluare a serviciilor de asistenŃă medicală comunitară şi programe de promovare a sănătăŃii în comunităŃile defavorizate pentru a reduce povara bolii în special prin boli infecŃioase şi parazitare:

1. Evaluarea stării de sănătate a populaŃiei (judeŃ şi comunitate) pe baza indicatorilor de sănătate (inclusiv DALY) construiŃi din date primare: număr populaŃie (pe sexe, grupe de vârstă, ş.a.) şi număr de evenimente – am realizat machete în Excel pentru

Pag. 27

calculul speranŃei de viaŃă la naştere şi la diferite vârste, compararea ratelor şi evaluarea tendinŃei de evoluŃie a fenomenelor demografice şi de morbiditate.

2. Metodă de calcul a indicelui de risc pentru a stabili necesarul de resurse umane (normativ de personal) în asistenŃă medicală comunitară. Se propune ierarhizarea indiciilor de risc pe 5 trepte: risc 0 – fără risc asociat, normativ 1 la 500 persoane; risc 1, 2, 3, 4 – cu risc asociat, se vor analiza şi alte variabile: distanŃe între sate, existenŃa unui drum de acces, existenŃa medicului de familie, număr de neasiguraŃi, indicatori de sănătate, ş.a.

3. Program de educaŃie pentru sănătate pentru populaŃia romă din comunitatea Tîrnăvioara – Copşa Mică cu scopul de a scădea povara bolii prin boli infecŃioase şi parazitare în comunitatea de romi prin însuşirea, de către populaŃia la risc, de comportamente sanogene. Programul a fost conceput în 3 faze: Cursuri de educaŃie pentru sănătate pe trei categorii de beneficiari: copii 6-14 ani, tineri 15-25 ani şi femei, Campanie de educaŃie pentru sănătate în comunitate pentru toŃi beneficiarii programului (direcŃi şi indirecŃi), Evaluarea impactului programului de educaŃie pentru sănătate.

4. Program de dezvoltare a asistenŃei medicale comunitare, în planul de acŃiuni fiind cuprinse ca activităŃi prioritare:

• Elaborarea strategiei naŃionale de asistenŃă medicală comunitară şi a planului de acŃiuni.

• Elaborarea unei strategii de dezvoltare în domeniul resurselor umane: standardele ocupaŃionale pentru asistentul medical comunitar şi mediatorul sanitar, statutul profesiilor, sistemul de indicatori de evaluare a performanŃelor, plan naŃional de formare în domeniu şi criterii de repartizare a resurselor umane în comunităŃi.

• Întocmirea planului de activităŃi specifice de asistenŃă medicală comunitară, definirea modalităŃii de evaluare şi monitorizare a activităŃilor propuse în plan pe baza unor indicatori, elaborarea unui sistem centralizat de raportare a activităŃilor.

• Formarea resurselor umane din asistenŃa medicală comunitară, elaborarea curriculei de curs şi a manualului de practică.

• Organizarea şi punerea în funcŃiune de centre pilot de asistenŃă medicală comunitară în colaborare cu autorităŃile administraŃiei publice locale.

Pag. 28

BIBLIOGRAFIE SELECTIVĂ

1. Adam, Taghreed; Aikins, Moses; Evans, David – „CostIt Software (Costing Interventions template) Version 4.4, Short user’s notes” - Evidence and Information for Policy, Costs, Effectiveness, Expenditure and Priority Setting, O.M.S. 2005;

2. AsociaŃia EpiData - “Gestionarea datelor pentru studii populaŃionale şi studii clinice Ghid EpiData pentru începători” - Proiectul documentaŃiei EpiData, 2001;

3. Beldean L, Merla, D. - "Nursing Comunitar - Parte integrantă a îngrijirilor de sănătate" - Editura ULBS, 2003;

4. Beldean L, Merla, D. - "Nursing Comunitar - ProtecŃie materno-infantilă" - Editura ULBS, 2002;

5. Beldean L, Merla, D. - "Nursing Comunitar - Teorii, concepte şi metode" - Editura ULBS, 2003;

6. Bloom, David E.; Canning, David; Jamison, Dean T – „Health, Wealth and Welfare” – Finance & Development, Martie 2004;

7. Blössner, Monika de Onis, Mercedes – „Environmental burden of diseases series, No. 12” - ISBN 92 4 159187 0, World Health Organization, 2005;

8. Bogdan Ioan (coord.), Smedescu Ion, Munteanu Victor – „Tratat de management financiar-bancar”, Editura Economică, Bucureşti, 2002;

9. Cadariu, Andrei-Achimas - "Metodologia Cercetării ŞtiinŃifice Medicale" - Editura Universitară "Iuliu HaŃieganu", Cluj-Napoca, 1998;

10. Centrul de Sănătate Publică Sibiu – „Starea de sănătate a populaŃiei judeŃului Sibiu – 2005” – Cercetare medicală, Programul Comunitar de Sănătate Publică nr. 1 – Subprogramul 1.4., 2006;

11. Centrul NaŃional pentru Organizarea şi Asigurarea Sistemului InformaŃional şi Informatic în Domeniul SănătăŃii Bucureşti (vechea denumire: Centrul de Calcul şi Statistică Sanitară) – Breviare de Statistică Sanitară (2005, 2006, 2007, 2008);

12. Chisholm, Dan; Evans, David B. – „Economic evaluation in health: saving money or improving care?” – Journal of Medical Economics 2007; 10: 325-337;

13. Clarence King - “Woking with People in Community Action” - Association Press, New York, 1965;

14. Lopez Alan D., Mathers Colin D., Ezzati Majid, Jamison Dean T., Murray Christopher J. L. (editori) – „Global Burden of Disease and Risk Factors” - Oxford University Press şi Banca Mondială, 2006;

15. Lopez, Alan D.; Salomon, Joshua A.; Ahmad, Omar; Murray, Christopher J.L.; Mafat, Doris – „Life tables for 191 countries: data, methods and results” - GPE Discussion Paper Series: No. 9, O.M.S. EIP/GPE/EBD;

16. Mann, H. B., & Whitney, D. R. - "On a test of whether one of two random variables is stochastically larger than the other" - Annals of Mathematical Statistics, 18, 50–60, 1947;

17. Marcu, Aurelia (coord.); Marcu Gr. M.; Vitcu, LuminiŃa; Scîntee, Silvia G; Galan, Adriana; Vitcu, Anca G.; Popa, Ion; Florescu, Irina – „Metode utilizate în monitorizarea stării de sănătate” – Editura Institutului de Sănătate Publică Bucureşti, 2002;

18. Marcu, Aurelia; Galan, Adriana; Rădulescu, Silviu – „Anii de viaŃă potenŃial ajustaŃi pentru incapacitate (DALY) – criteriu de identificare a problemelor de sănătate la nivel de judeŃ” – Revista „Management în Sănătate” nr. 3/2000, pag. 21-25;

19. Mathers CD, Salomon JA, Ezzati M, Begg S, Lopez AD. – „Sensitivity and uncertainty analyses for burden of disease and risk factor estimates” - (In Global burden of disease and risk factors), New York, Oxford University Press, 2006;

20. Mathers Colin D., Bernard Christina, Iburg Kim Moesgaard, Inoue Mie, Fat Doris Ma, Shibuya Kenji, Stein Claudia, Tomijima Niels, Xu Hongyi - „Global Burden of Disease in 2002: data sources, methods and results” - - Global Programme on Evidence for Health Policy Discussion Paper No. 54, World Health Organization, December 2003, (revised February 2004);

21. Mathers Colin, Vos Theo, Lopez Alan, Salomon Josh şi Ezzati Majid „National Burden Of Disease Studies: A Practical Guide - Edition 2.0”, October 2001, World Health Organization, Global Program on Evidence for Health Policy, WHO, Geneva, 2001;

Pag. 29

22. Mathers, Colin D., Dejan Loncar – „Updated projections of global mortality and burden of disease, 2002-2030: data sources, methods and results” - Evidence and Information for Policy Working Paper, Evidence and Information for Policy, World Health Organization, October 2005, Revised November 2006;

23. Mureşan, Petru - “Manual de metode matematice în analiza stării de sănătate” - Editura Medicală Bucureşti, 1989;

24. Murray, C.J.L.; Frenk, J. – “A framework for health system performance assessment” - Evidence and Information for Policy, World Health Organization, 2004;

25. OMS - "Global Strategy for health for All by the XXI-th cent" - Geneva – 2000;

26. OMS - “Practical guidance for assessment of disease burden at national and local levels”, Geneva, 2006;

27. OMS - „Introduction and methods: Assessing the environmental burden of disease at national and local levels”, Geneva, 2004;

28. OMS – „The National Burden of Disease (NBD) toolkit” - http://www.who.int/healthinfo/ global_burden_disease/tools_national/en/index.html;

29. OMS – „World Health Report 2007: „A safer future. Global public security in the 21st century” - Geneva, 2007;

30. Oprean, Constantin (coord) - "Metode şi tehnici ale cunoaşterii ştiinŃifice" - Editura U.L.B.S., 2006;

31. Pruss-Ustun A., Corvalan C.– „Preventing disease through healthy environments: towards an estimate of the global burden of disease” – World Health Organization, 2006;

32. Tan-Torres Edejer, T.; Baltussen, R.; Adam, T.; Hutubessy, R.; Acharya, A.; Evans, D.B.; Murray, C.J.L. – “Making choices in health: WHO guide to cost-effectiveness analysis” – World Health Organization, Geneva, 2003;

33. Vlădescu, Cristian - "Managementul Serviciilor de Sănătate" - Editura "Expert", Bucureşti, 2000

34. Vulcu, Liviu - "Sănătate publică" - vol. I, II şi III - Ed. U.L.B.S., Sibiu, 2005;

35. Vulcu, Liviu – „Economia sănătăŃii” - Ed. U.L.B.S., Sibiu, 2006;

36. Vulcu, Liviu şi colab. - “Metodologia cercetării ştiinŃifice medicale – Curs universitar” - Editura U.L.B.S., 2003;

37. Vulcu, Liviu; Bardac, Dorin; Resiga, Elena - "Tratat de sănătate publică" Vol. IV - Ed. U.L.B.S., Sibiu, 2006;

38. Wilcoxon, F. - "Individual comparisons by ranking methods" - Biometrics Bulletin, 1, 80–83, 1945;

39. World Health Organization, Harvard Initiative for Global Health, Institute for Health Metrics and Evaluation at the University of Washington, Johns Hopkins University, University of Queensland – “The Global Burden of Diseases, Injuries, and Risk Factors Study - Operations Manual Final Draft 31 Jan 2008”, Geneva, 2009;

Pag. 30

ANEXE I. Exemplu de îmbunătăŃire semnificativă statistic atât pe termen scurt şi cât şi pe termen lung:

Rata incidenŃei specifice prin tuberculoză în România

1.2

19

1.1

61

1.0

33

1.1

43

1.0

55

0.9

83

0.9

86

0.9

50

0.9

05

0.9

45

1.1

54

1.0

41

1.0

12

0.500

0.700

0.900

1.100

1.300

1.500

1.700

1995

1996

1997

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

2012

2013

2014

2015

Valori real observate pe perioada 1995-2004-2007

Valori aşteptate – trendul pe perioada 1995-2004-2015


Grafic 1 – SituaŃia cazurilor noi de îmbolnăvire prin tuberculoză în România (la 1000 locuitori) în perioada 1995-2004-2007 şi evaluarea tendinŃei de evoluŃie până în anul 2015

Rezultate: Parametri statistici ai şirului Valori real observate pe perioada 1995-2004-2007: Abaterea standard = 0.093 Eroarea standard: 0.100

TendinŃa de evoluŃie a ratei incidenŃei specifice prin TBC (la

1000 locuitori) în România până în anul 2015.

(Extrapolare matematică prin regresie liniară)

Trend calculat pe baza datelor empirice din perioada 1995 – 2004

cu calculul previzional al datelor teoretice pe perioada 2005-2015 (I)


cu calculul previzional al datelor teoretice pe perioada 2008-2015

(II)

EcuaŃia dreptei de regresie y = 0.0278x + 0.9177 y = 0.0029x + 1.0251

Coeficientul de corelaŃie liniară Pearson

rI= 0.9130 corelaŃie liniară pozitivă

rII= 0.1150 corelaŃie liniară pozitivă foarte slabă

Abaterea pătratică medie R2 = 1.00 R2 = 1.00

Ordonata la origine (interceptul)

aI= 0.9177 aII= 1.0251

Culoarul de încredere pentru valorile trendului pentru P=95% şi α=0.05

±0.0217 ±0.0546

Coeficientul de regresie bI= 0.0278 bII= 0.0029

Interpretarea rezultatelor: Trendul calculat pe cele două perioade se menŃine ascendent şi se aşteaptă o încetinire a regresiei ratei incidenŃei specifice prin tuberculoză cu un minus anual de 0.0249 cazuri noi de îmbolnăvire (la 1000 locuitori) pe trendul II faŃă de trendul I, afirmaŃia fiind făcută cu o probabilitate P=99.91% şi un risc αααα=0.09%.

Pag. 31

Tabel 1 - Rezultatele testului de semnificaŃie statistică a oscilaŃiei ratei incidenŃei specifice prin tuberculoză (la 1000 locuitori) în perioada 2005-2007, în România, între limitele intervalului de încredere ale ratei anului anterior pentru o probabilitate P=95% şi un risc αααα=5%.

Anul X+1

RX+1 L.I. a

I.I. a RX L.S. a

I.I. a RX

DistanŃa RX+1 faŃă de L.I. a I.I. a RX

DistanŃa RX+1 faŃă de L.S. a I.I. a RX

Rezultatul testului

Ipoteza acceptată

Semnul

2005 1.0330 1.1289 1.1574 -0.0959 -0.1244 RX+1 <L.I. RX

H1 +

2006 0.9450 1.0199 1.0470 -0.0749 -0.1020 RX+1 <L.I. RX

H1 +

2007 0.9050 0.9320 0.9580 -0.0270 -0.0530 RX+1 <L.I. RX

H1 +

1.0

6 1.1

6

1.1

4

1.0

1

0.9

5

1.0

30.9

9

0.9

8 1.0

4

1.1

5

1.2

2

0.9

1

0.9

5

0.80

1.05

1.30

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008

Limita inferioară a intervalului de încredere a ratei anului anterior

Rata anului curent (la 1000)

Limita superioară a intervalului de încredere a ratei anului anterior

Grafic 2 - OscilaŃia ratei incidenŃei prin tuberculoză în România, în perioada 1995-2007, între limitele intervalului de încredere ale ratei anului anterior

Interpretarea rezultatelor În analiza tendinŃei de evoluŃie a ratei incidenŃei specifice prin tuberculoză (la 1000 locuitori), în România, s-a respins ipoteza nulă (H0) şi s-a acceptat ipoteza alternativă H1 întrucât zu ≥ z şi bII-bI=(+), probabilitatea de modificare pozitivă a tendinŃei de evoluŃie a ratei incidenŃei specifice prin tuberculoză în România fiind de peste P=95% şi sub riscul α=0.05 ales. Prin aplicarea testului de semnificaŃie statistică de comparare a ratelor incidenŃei specifice prin tuberculoză în România RX şi RX+1, s-a respins ipoteza H0 şi s-a acceptat ipoteza alternativă H1, diferenŃa observată între cele două rate a fost semnificativă statistic în toŃi cei trei ani luaŃi în considerare şi se datoreşte acŃiunii unor factori externi care au acŃionat favorabil.

Pag. 32

Rata incidenŃei specifice prin sifilis în România

0.4

46

0.3

50

0.3

17

0.4

08

0.5

83

0.4

52

0.3

42

0.3

22

0.2

27

0.2

62

0.5

60

0.3

69

0.3

45

0.000

0.100

0.200

0.300

0.400

0.500

0.600

0.700

0.800

1995

1996

1997

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

2012

2013

2014

2015




Grafic 3 – SituaŃia cazurilor noi de îmbonăvire prin sifilis în România (la 1000 locuitori) în perioada 1995-2004-2007 şi evaluarea tendinŃei de evoluŃie până în anul 2015


TendinŃa de evoluŃie a ratei incidenŃei specifice prin sifilis (la 1000 locuitori) în România

până în anul 2015. (Extrapolare matematică prin

regresie liniară)


cu calculul previzional al datelor teoretice pe perioada 2005-2015 (I)


cu calculul previzional al datelor teoretice pe perioada 2008-2015

(II)

EcuaŃia dreptei de regresie y = 0.0201x + 0.3069 y = -0.0036x + 0.4089


rI= 0.6602 corelaŃie liniară pozitivă

rII= -0.1350 corelaŃie liniară negativă slabă


Ordonata la origine (interceptul)

aI= 0.3069 aII= 0.4089


±0.0400 ±0.0590

Coeficientul de regresie bI= 0.0201 bII= -0.0036

Interpretarea rezultatelor: Trendul calculat pe cele două perioade este diferit respectiv, ascendent pe perioada I şi descendent pe perioada II pe care se aşteaptă o regresie a ratei incidenŃei specifice prin sifilis cu un minus anual de 0.0237 cazuri noi de îmbolnăvire (la 1000 locuitori) pe trendul II faŃă de trendul I, afirmaŃia fiind făcută cu o probabilitate P=99.97% şi un risc αααα=0.03%.

Pag. 33

Tabel 2 - Rezultatele testului de semnificaŃie statistică a oscilaŃiei ratei incidenŃei specifice prin sifilis (la 1000 locuitori) în perioada 2005-2007, în România, între limitele intervalului de încredere ale ratei anului anterior pentru o probabilitate P=95% şi un risc αααα=5%.

Anul X+1

RX+1 L.I. a

I.I. a RX L.S. a

I.I. a RX



Rezultatul testului

Ipoteza acceptată

Semnul

2005 0.3170 0.3993 0.4163 -0.0823 -0.0993 RX+1 <L.I. RX

H1 +

2006 0.2620 0.3098 0.3248 -0.0478 -0.0628 RX+1 <L.I. RX

H1 +

2007 0.2270 0.2554 0.2691 -0.0284 -0.0421 RX+1 <L.I. RX

H1 +

0.4

5

0.4

5

0.4

1

0.3

5

0.3

5

0.3

2

0.3

2

0.3

4 0.3

7

0.5

6 0.5

8

0.2

3

0.2

6

0.20

0.30

0.40

0.50

0.60

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008




Grafic 4 - OscilaŃia ratei incidenŃei prin sifilis în România, în perioada 1995-2007, între limitele intervalului de încredere ale ratei anului anterior

Interpretarea rezultatelor În analiza tendinŃei de evoluŃie a ratei incidenŃei specifice prin sifilis (la 1000 locuitori), în România, s-a respins ipoteza nulă (H0) şi s-a acceptat ipoteza alternativă H1 întrucât zu ≥ z şi bII-bI=(+), probabilitatea de modificare pozitivă a tendinŃei de evoluŃie a ratei incidenŃei specifice prin sifilis în România fiind de peste P=95% şi sub riscul α=0.05 ales. Prin aplicarea testului de semnificaŃie statistică de comparare a ratelor incidenŃei specifice prin sifilis în România RX şi RX+1, s-a respins ipoteza H0 şi s-a acceptat ipoteza alternativă H1, diferenŃa observată între cele două rate a fost semnificativă statistic în toŃi cei trei ani luaŃi în considerare şi se datoreşte acŃiunii unor factori externi care au acŃionat favorabil.

Pag. 34

II. Exemplu de îmbunătăŃire semnificativă statistic pe termen scurt:

Rata mortalităŃii infantile în România

16.7

00

21.2

00

15.0

00

16.8

00

17.3

00

18.6

00

22.0

00

22.3

00

12.0

00

13.9

00

18.4

00

18.6

00

20.5

00

4

9

14

19

24

1995

1996

1997

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

2012

2013

2014

2015




Grafic 5 - SituaŃia deceselor 0-1 an în România (la 1000 născuŃi vii) în perioada 1995-2004-2007 şi evaluarea tendinŃei de evoluŃie până în anul 2015

Rezultate: Parametri statistici ai şirului Valori real observate pe perioada 1995-2004-2007: Abaterea standard = 3.00 Eroarea standard: 0.82 TendinŃa de evoluŃie a ratei mortalităŃii infantile (la 1000 născuŃi vii) în România până în anul 2015.

(Extrapolare matematică prin regresie liniară)

Trend calculat pe baza datelor empirice din perioada 1995 – 2004 cu calculul previzional al datelor teoretice pe perioada

2005-2015 (I)


2008-2015 (II)

EcuaŃia dreptei de regresie y = -0.6582x + 22.860 y = -0.7769x + 23.385


rI= -0.9440 corelaŃie liniară negativă

rII= -0.9680 corelaŃie liniară negativă


Ordonata la origine (interceptul) aI= 22.860 aII= 23.385


±0.4015 ±0.4457

Coeficientul de regresie bI= -0.6582 bII= -0.7769

Interpretarea rezultatelor: Trendul calculat pe cele două perioade se menŃine descendent şi se aşteaptă o accelerare a regresiei ratei mortalităŃii infantile cu un minus anual de 0.1187 decese 0-1 an (la 1000 născuŃi vii) pe trendul II faŃă de trendul I, afirmaŃia fiind făcută cu o probabilitate P=70.54%.

Pag. 35

Tabel 3 – Rezultatele testului de semnificaŃie statistică a oscilaŃiei ratei mortalităŃii infantile în România în perioada 2005-2007, între limitele intervalului de încredere

Anul X+1

RX+1 L.I. a I.I.

a RX L.S. a I.I.

a RX



Rezultatul testului

Ipoteza acceptată

Semnul

2005 15.00 16.2900 17.3830 -1.2900 -2.3830 RX+1<L.I. RX

H1 +

2006 13.90 14.4700 15.4862 -0.5700 -1.5862 RX+1<L.I. RX

H1 +

2007 12.00 13.4100 14.3987 -1.4100 -2.3987 RX+1<L.I. RX

H1 +

18

.60

16

.70

16

.80

20

.50

21

.20

15

.00

22

.30

22

.00

18

.60

18

.40

17

.30

12

.00

13

.90

10.00

12.00

14.00

16.00

18.00

20.00

22.00

24.00

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008




Grafic 6 - OscilaŃia ratei mortalităŃii infantile, în România, în perioada 1995-2007, între limitele intervalului de încredere ale ratei anului anterior

Interpretarea rezultatelor: Prin aplicarea testului de semnificaŃie Wilcoxon s-a acceptat ipoteza nulă (H0) pentru rata mortalităŃii infantile (la 1000 născuŃi vii) rezultând faptul că nu există diferenŃă semnificativă statistic între cele două serii de valori teoretice relative ale celor două trenduri, diferenŃa observată între coeficientul de regresie bII al trendulului determinat pentru perioada II şi coeficientul de regresie bI al trendulului determinat pentru perioada I datorându-se numai variabilităŃii biologice a fenomenului. Pin aplicarea testului de semnificaŃie statistică de comparare a ratelor mortalităŃii infantile în România RX şi RX+1, s-a respins ipoteza H0 şi s-a acceptat ipoteza alternativă H1, diferenŃa observată între cele două rate a fost semnificativă statistic în toŃi cei trei ani luaŃi în considerare şi se datoreşte acŃiunii unor factori externi care au acŃionat favorabil.

Pag. 36

III. Exemplu de îmbunătăŃire semnificativă statistic pe termen lung:

Rata brută de mortalitate în judeŃul Sibiu

10.8

00

10.4

00 1

0.7

00

10.8

00

11.2

00

9.9

00

11.0

00

10.6

00

10.4

00

10.7

00

10.2

00

10.6

00

10.4

00

9.5

10

10.5

11

11.5

12

1995

1996

1997

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

2012

2013

2014

2015




Grafic 7 – SituaŃia deceselor în judeŃul Sibiu (la 1000 locuitori) în perioada 1995-2004-2007 şi evaluarea tendinŃei de evoluŃie până în anul 2015


TendinŃa de evoluŃie a ratei brute de mortalitate (la 1000 locuitori) în

judeŃul Sibiu până în anul 2015. (Extrapolare matematică prin

regresie liniară)


2005-2015 (I)


2008-2015 (II)

EcuaŃia dreptei de regresie y = 0.0285x + 10.433 y = 0.0121x + 10.508


rI= 0.2244 corelaŃie liniară pozitivă slabă

rII= 0.1384 corelaŃie liniară pozitivă foarte

slabă


Ordonata la origine (interceptul) aI= 10.433 aII= 10.508


±0.2159 ±0.1913

Coeficientul de regresie bI= 0.0285 bII= 0.0121

Interpretarea rezultatelor: Trendul calculat pe cele două perioade se menŃine ascendent şi se aşteaptă o încetinire a regresiei ratei brute de mortalitate în judeŃul Sibiu cu un minus anual de 0.0164 decese (la 1000 locuitori) pe trendul II faŃă de trendul I, afirmaŃia fiind făcută cu o probabilitate P=97.44% şi un risc αααα=2.56%.

Pag. 37

Tabel 4 - Rezultatele testului de semnificaŃie statistică a oscilaŃiei ratei brute de mortalitate, în judeŃul Sibiu în perioada 2005-2007, între limitele intervalului de încredere

Anul X+1

RX+1 L.I. a I.I.

a RX L.S. a

I.I. a RX



Rezultatul testului

Ipoteza acceptată

Semnul

2005 10.7000 10.4100 11.0383 0.2900 -0.3383 L.I. RX< RX+1 < L.S. RX

H0 0

2006 10.7000 10.3300 10.9515 0.3700 -0.2515 L.I. RX< RX+1 < L.S. RX

H0 0

2007 10.4000 10.3300 10.9532 0.0700 -0.5532 L.I. RX< RX+1 < L.S. RX

H0 0

9.9

0

10.8

0

10.8

0

10.4

0

10.4

0

10.7

0

10.6

0

11.0

0

10.6

0

10.2

0

11.2

0

10.4

0

10.7

0

9.00

10.00

11.00

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008




Grafic 8 - EvoluŃia ratei brute de mortalitate, în judeŃul Sibiu, în perioada 2005-2007, între limitele intervalului de încredere ale ratei anului anterior

Interpretarea rezultatelor: În analiza tendinŃei de evoluŃie a ratei mortalităŃii brute (la 1000 locuitori) în judeŃul Sibiu, s-a respins ipoteza nulă (H0) şi s-a acceptat ipoteza alternativă H1 întrucât zu ≥ z şi bII-bI=(+), probabilitatea de modificare pozitivă a tendinŃei de evoluŃie a ratei mortalităŃii brute în judeŃul Sibiu fiind de peste P=95% şi sub riscul α=0.05 ales. Prin aplicarea testului de semnificaŃie statistică de comparare a ratelor mortalităŃii brute în judeŃul Sibiu RX şi RX+1, s-a acceptat ipoteza nulă H0, diferenŃa observată între cele două rate a fost nesemnificativă statistic în toŃi cei trei ani luaŃi în considerare şi se datoreşte numai variabilităŃii biologice a fenomenului.

Pag. 38

IV. Povara bolii exprimată în DALY în judeŃul Sibiu, pe sexe şi grupe de vârstă, în anul 2008

Tabel 5 - Mortalitatea specifică şi anii de viaŃă pierduŃi prin deces prematur (YLL) calculaŃi pentru sexul masculin, pe grupe de vârstă cincinale – total judeŃ Sibiu, anul 2008

Grupa de

vârstă

Nr. bărbaŃi

Nr. Decese

Rata mortalităŃii (la

0/00)

Vârsta medie la

deces

LE standard

Sibiu

Nr. YLL

Rata YLL (la 0/00)

0 2418 22 9.10 0.1 69.6 642 265.7

1-4 9214 5 0.54 2.6 67.8 145 15.7

5-9 11303 4 0.35 7.3 63.3 113 10.0

10-14 11390 1 0.09 12.9 57.7 27 2.4

15-19 14283 8 0.56 18.1 52.7 212 14.8

20-24 18076 18 1.00 22.5 48.4 460 25.4

25-29 18288 10 0.55 27.5 43.7 243 13.3

30-34 18553 18 0.97 32.6 38.8 413 22.2

35-39 17002 37 2.18 37.5 34.2 791 46.5

40-44 14383 52 3.62 42.6 29.6 1021 71.0

45-49 12591 90 7.15 47.7 25.4 1600 127.1

50-54 14856 168 11.31 52.6 21.6 2669 179.7

55-59 13211 213 16.12 57.6 18.0 2967 224.6

60-64 9413 183 19.44 62.7 14.7 2175 231.1

65-69 7035 281 39.94 67.7 11.7 2772 394.0

70-74 6217 341 54.85 72.6 9.3 2760 444.0

75-79 4505 378 83.91 77.5 7.3 2489 552.6

80-84 2521 306 121.38 82.4 5.9 1647 653.5

85+ 1131 165 145.89 95.0 1.8 293 259.5

Total 206390 2300 11.14 67.8 13.6 23442 113.6

26

5.7

10

.0

2.4 14

.8

25

.4

13

.3

22

.2

46

.5

71

.0 12

7.1

17

9.7

22

4.6

39

4.0

44

4.0

55

2.6 6

53

.5

25

9.5

23

1.1

15

.7

0

100

200

300

400

500

600

0

1-4

5-9

10

-14

15

-19

20

-24

25

-29

30

-34

35

-39

40

-44

45

-49

50

-54

55

-59

60

-64

65

-69

70

-74

75

-79

80

-84

85

+

0

20

40

60

80

100

120

140

160

Rata YLL (la 0/00) Rata mortalităŃii (la 0/00)

Grafic 9 - Mortalitatea specifică şi anii de viaŃă pierduŃi prin deces prematur (YLL) calculaŃi pentru sexul masculin, pe grupe de vârstă cincinale – total judeŃ Sibiu, anul 2008

Pag. 39

Tabel 6 - Mortalitatea specifică şi anii de viaŃă pierduŃi prin deces prematur (YLL) calculaŃi pentru sexul feminin, pe grupe de vârstă cincinale – total judeŃ Sibiu, anul 2008

Grupa de vârstă

Nr. femei

Nr. Decese

Rata mortalităŃii (la

0/00)

Vârsta medie la

deces

LE standard

Sibiu

Nr. YLL

Rata YLL (la 0/00)

0 2287 21 9.18 0.1 76.9 630 275.6

1-4 8790 2 0.23 2.6 75.2 60 6.8

5-9 10849 4 0.37 7.4 70.5 117 10.8

10-14 10760 5 0.46 12.6 65.5 143 13.3

15-19 13840 3 0.22 17.9 60.3 84 6.0

20-24 17998 6 0.33 22.6 55.7 162 9.0

25-29 17516 5 0.29 27.5 50.9 130 7.4

30-34 16942 6 0.35 32.6 45.8 149 8.8

35-39 16464 14 0.85 37.5 41.0 330 20.1

40-44 14726 21 1.43 42.7 36.2 464 31.5

45-49 13255 42 3.17 47.7 31.6 858 64.7

50-54 16920 50 2.96 52.6 27.2 929 54.9

55-59 14615 92 6.29 57.7 22.7 1515 103.7

60-64 10456 85 8.13 62.6 18.7 1215 116.2

65-69 9429 154 16.33 67.6 14.7 1829 194.0

70-74 9338 267 28.59 72.6 11.1 2525 270.4

75-79 7284 375 51.48 77.6 8.1 2710 372.1

80-84 4538 447 98.50 82.6 5.9 2418 532.8

85+ 2462 421 171.00 90.0 4.3 1680 682.3

Total 218469 2020 9.25 74.8 11.8 17951 82.2

27

5.6

10

.8

13

.3

6.0

9.0

7.4

8.8 20

.1

31

.5 64

.7

54

.9 10

3.7

19

4.0 2

70

.4

37

2.1

53

2.8

6.8

11

6.2

68

2.3

0

100

200

300

400

500

600

700

0

1-4

5-9

10

-14

15

-19

20

-24

25

-29

30

-34

35

-39

40

-44

45

-49

50

-54

55

-59

60

-64

65

-69

70

-74

75

-79

80

-84

85

+

0

20

40

60

80

100

120

140

160

180

Rata YLL (la 0/00) Rata mortalităŃii (la 0/00)

Grafic 10 - Mortalitatea specifică şi anii de viaŃă pierduŃi prin deces prematur (YLL) calculaŃi pentru sexul feminin, pe grupe de vârstă cincinale – total judeŃ Sibiu, anul 2008

Pag. 40

Cartograma 1 – DistribuŃia poverii bolii măsurată în DALY pe cele 64 unităŃi administrativ-teritoriale

ale judeŃului Sibiu în anul 2008, total populaŃie

V. Cost-eficacitatea serviciilor de asistenŃă medicală comunitară - diferenŃa dintre numărul total de ani trăiŃi de populaŃia din lotul de cercetat faŃă de populaŃia din lotul martor: Tx asistaŃi - Tx neasistaŃi Tabel 7 - Tabela de mortalitate (Life table) bărbaŃi cu şi fără servicii de asistenŃă medicală comunitară, 2008

Grupa de vârstă BărbaŃi din lotul de cercetat BărbaŃi din lotul martor

x lx ndx Tx ex lx ndx Tx ex

0-1 100000 891 7147635 71.48 100000 924 6995885 69.96

1-4 99109 341 7048436 71.12 99076 0 6896716 69.61

5-9 98768 283 6652819 67.36 99076 0 6500411 65.61

10-14 98485 73 6159688 62.54 99076 0 6005028 60.61

15-19 98412 169 5667446 57.59 99076 445 5509646 55.61

20-24 98243 466 5175809 52.68 98631 530 5015378 50.85

25-29 97777 202 4685758 47.92 98101 393 4523547 46.11

30-34 97575 492 4197377 43.02 97708 438 4034024 41.29

35-39 97083 874 3710732 38.22 97270 1338 3546579 36.46

40-44 96209 1544 3227501 33.55 95932 2014 3063573 31.93

45-49 94665 2975 2750315 29.05 93918 3895 2588946 27.57

50-54 91690 4964 2284428 24.91 90024 5095 2129091 23.65

55-59 86726 6135 1838388 21.20 84929 7614 1691709 19.92

60-64 80591 6858 1420094 17.62 77315 8147 1286098 16.63

Pag. 41

Grupa de vârstă BărbaŃi din lotul de cercetat BărbaŃi din lotul martor

65-69 73733 13486 1034282 14.03 69168 12405 919891 13.30

70-74 60247 14304 699330 11.61 56763 14042 605064 10.66

75-79 45944 15529 433852 9.44 42721 15431 356354 8.34

80-84 30414 12499 242958 7.99 27290 15280 181328 6.64

85+ 17915 17915 122134 6.82 12009 12009 83080 6.92

0%

10%

20%

30%

40%

50%

60%

70%

80%

90%

100%

0 1 5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80 85

% bărbaŃi supravieŃuitori lot de cercetat % bărbaŃi supravieŃuitori lot martor

Grafic 11- Procentul de supravieŃuitori bărbaŃi din lx între vârsta exactă x şi x+1 pe cele două loturi

(Curba de supravieŃuire)

Interpretare rezultate: DiferenŃa dintre numărul total de ani trăiŃi pe cohorta bărbaŃi asistaŃi şi pe cohorta bărbaŃi neasistaŃi Tx asistaŃi - Tx neasistaŃi, respectiv 7147635-6995885=151750 ani trăiŃi în plus de către populaŃia masculină din lotul de cercetat. Tabel 8 - Tabela de mortalitate (Life table) femei cu şi fără servicii de asistenŃă medicală comunitară, 2008

Grupa de vârstă

Femei din lotul de cercetat Femei din lotul martor


0-1 100000 929 7825011 78.25 100000 876 7758635 77.59

1-4 99071 142 7725847 77.98 99124 0 7659423 77.27

5-9 98929 224 7329905 74.09 99124 117 7262926 73.27

10-14 98705 307 6835820 69.26 99007 114 6767597 68.35

15-19 98398 57 6343063 64.46 98893 188 6272846 63.43

20-24 98341 125 5851216 59.50 98705 239 5778851 58.55

25-29 98216 164 5359824 54.57 98466 89 5285924 53.68

30-34 98052 263 4869152 49.66 98377 0 4793818 48.73

35-39 97790 237 4379548 44.79 98377 715 4301934 43.73

40-44 97552 820 3891193 39.89 97662 464 3811838 39.03

45-49 96732 1321 3405482 35.21 97198 1913 3324688 34.21

50-54 95411 1270 2925125 30.66 95285 1651 2843480 29.84

55-59 94141 3208 2451244 26.04 93635 2359 2371180 25.32

60-64 90933 3528 1988557 21.87 91276 3796 1908903 20.91

Pag. 42

Grupa de vârstă

Femei din lotul de cercetat Femei din lotul martor


65-69 87405 5881 1542712 17.65 87480 8517 1462013 16.71

70-74 81524 10559 1120390 13.74 78964 11042 1045904 13.25

75-79 70965 15457 739167 10.42 67921 16710 678692 9.99

80-84 55508 21044 422983 7.62 51211 21638 380861 7.44

85+ 34465 34465 198050 5.75 29572 29572 178903 6.05

0%

10%

20%

30%

40%

50%

60%

70%

80%

90%

100%

0 1 5

10

15

20

25

30

35

40

45

50

55

60

65

70

75

80

85

% femei supravieŃuitoare lot de cercetat % femei supravieŃuitoare lot martor

Grafic 12 - Procentul de supravieŃuitori femei din lx între vârsta exactă x şi x+1 pe cele două loturi (Curba de supravieŃuire)

Interpretare rezultate: DiferenŃa dintre numărul total de ani trăiŃi pe cohorta femei asistate şi pe cohorta femei neasistate Tx asistaŃi - Tx neasistaŃi, respectiv 7825011-7758635=66376 ani trăiŃi în plus de către populaŃia feminină din lotul de cercetat.

Ani trăiŃi în plus total populatie

Ani trăiŃi în plus bărbaŃi

Ani trăiŃi în plus femei

Buget AMC 2008

Costuri/1 an de viaŃă trăit

în plus

218126 151750 66376 1049000 4.81 lei

REZUMAT TEZĂ DE DOCTORAT -...

Documents

Transcript of REZUMAT TEZĂ DE DOCTORAT -...