苍山县胃癌死亡率与年龄、时期和出生队列三因素关系的定量分析
数理医药学杂志 2000年第1期第13卷 统计分析
作者：聂洪洲 孙晋兰 李会庆 金世宽
单位：聂洪洲（临沂市卫生局 临沂276001）； 孙晋兰（临沂市卫生局 临沂276001 临沂市妇幼保健院）； 李会庆（临沂市卫生局 临沂276001 山东省医科院基础所）； 金世宽（临沂市卫生局 临沂276001 山东省医科院基础所）
关键词：胃癌死亡率；年龄、时期和出生队列；定量分析
摘 要：用年龄、时期和出生队列对疾病的效应的定量分析方法分析肿瘤低发区苍山县胃癌死亡率在近25年中的变化趋势。采用KUPPER数学模型，用矩阵的三角分解法求解，对三因素的各个亚层成分效应大小的定量进行了参数估计。结果表明，该县胃癌死亡率的上升趋势与1940年以后的出生队列因素有关。
中图分类号：R 735.2
文章编号：1004-4337(2000)01-0045-02▲
胃癌的发生或死亡与宿主的易感年龄、暴露于致病源的时间和剂量以及机体内外的环境有关。社会或自然环境意外地发生了大的变化，也会引起当时的暴露人群发生某种疾病。1970～1974年山东省全死因死亡回顾调查发现苍山县为长江以北胃癌低发县，从1975年开始该县被列为山东省医科院肿瘤低发县死亡情况的监测点，长期进行了胃癌死亡的登记和统计分析。1970～1994年中苍山县胃癌死亡率呈上升趋势，本文利用年龄、时期、出生队列对疾病发生效应分析(APC)方法对这种现象进行了分析，结果如下。
1 资料和方法
胃癌死亡资料系历年登记的死亡卡片，按5年间距进行统计，计算1970～1974、1975～1979、1980～1984、1985～1989和1990～1994年各个时期中的胃癌年龄组死亡率，以满足APC定量分析的需要。
APC分析采用KUPPER数学模型［1］，采用矩阵的三角分解法参数值，具体计算方法见文献［2］。求出的参数α*1…α*a-1为从小年龄组到达年龄组的参数估计值；β*1…β*p-1为时期从小到大的参数估计值；γ*1…γ*a+p-2为出生队列的参数估计值。
2 结果
苍山县1970～1994年胃癌死亡率(1/10万人口)见表1。从表中可以看出，1990～1994年该县胃癌的标化死亡率比1970～1974年上升了187.9%，而同期山东省胃癌高发区栖霞市1990～1994年胃癌的标化死亡率比1970～1974年上升了12.18%，虽然苍山县的增加幅度大，但胃癌死亡率仍然位于山东省的胃癌最低发地区。
表1 苍山县1970～1994不同时期年龄组胃癌死亡率(1/10万人口)
| 年龄组 |
1970～74 |
1975～79 |
1980～84 |
1985～89 |
1990～94 |
| 20～ |
0.00 |
0.24 |
0.24 |
0.00 |
0.43 |
| 25～ |
0.00 |
0.77 |
0.00 |
0.50 |
1.87 |
| 30～ |
1.82 |
0.77 |
1.28 |
0.98 |
1.79 |
| 35～ |
0.00 |
1.44 |
3.47 |
2.91 |
10.89 |
| 40～ |
7.95 |
3.71 |
8.79 |
5.89 |
6.67 |
| 45～ |
4.32 |
7.80 |
7.98 |
11.67 |
5.12 |
| 50～ |
7.67 |
20.07 |
20.40 |
13.69 |
11.03 |
| 55～ |
15.88 |
17.09 |
22.84 |
34.03 |
40.49 |
| 60～ |
35.47 |
28.86 |
41.03 |
40.75 |
48.07 |
| 65～ |
24.30 |
34.94 |
54.00 |
75.74 |
129.95 |
| 70～ |
23.19 |
40.52 |
69.14 |
101.34 |
92.85 |
| 75～ |
11.58 |
39.52 |
63.75 |
82.72 |
82.53 |
| 80～ |
0.00 |
32.26 |
58.64 |
88.24 |
120.79 |
| 死亡率 |
3.45 |
4.46 |
6.71 |
10.24 |
12.13 |
| 标化率* |
2.83 |
4.17 |
5.85 |
6.81 |
8.15 |
* 用中国1964年人口构成计算的标化死亡率
定量分析年龄、时期和出生队列对胃癌在25年中变化的作用，见表2(由于1970～1974年20～岁、25～岁和80～岁数据为0，计算时只取30～岁到75～岁组的数据)。取EXP(α,β,γ)的值作为评价各因素亚层对疾病效应贡献的大小，由表2中可以看出，与30～岁和35～岁年龄组相比，40～岁、45～岁和50～岁年龄组的作用(或称患病的危险性)比55～岁以上年龄组的作用要大。假设1970～1974和1975～1979两个时期的作用相等，可以看出其它三个时期的作用都降低。出生队列因素的作用从表中可以看出，假设1930～和1935～两个出生队列的作用相同，1905～至1925～出生队列的危险性低，而1940～至1970～出生队列的危险性随年龄的增加而增加。
表2 苍山县1970～1994年胃癌死亡率的APC定量分析
| 年龄因素 |
时期因素 |
出生队列因素 |
| 年龄组 |
αi
(a1=a2) |
EXP(α) |
时期 |
βj
(p2=p3) |
EXP(β) |
出生队列 |
γi+j-2
(C7=C8) |
EXP(γ) |
| 30～ |
0.321 |
1.38 |
1970～74 |
0.490 |
1.63 |
1905～ |
-3.089 |
0.05 |
| 35～ |
0.321 |
1.38 |
1975～79 |
0.490 |
1.63 |
1910～ |
-2.752 |
0.06 |
| 40～ |
0.392 |
1.48 |
1980～84 |
0.222 |
1.25 |
1915～ |
-2.669 |
0.07 |
| 45～ |
0.231 |
1.26 |
1985～89 |
-0.360 |
0.70 |
1920～ |
-1.921 |
0.15 |
| 50～ |
0.009 |
1.01 |
1992～94 |
-0.843 |
0.43 |
1925～ |
-1.265 |
0.28 |
| 55～ |
-0.133 |
0.88 |
|
1930～ |
-0.722 |
0.49 |
| 60～ |
-0.170 |
0.84 |
1935～ |
-0.722 |
0.49 |
| 65～ |
-0.290 |
0.75 |
1940～ |
0.236 |
1.27 |
| 70～ |
-0.287 |
0.75 |
1945～ |
0.489 |
1.63 |
| 75～ |
-0.384 |
0.68 |
1950～ |
0.713 |
2.04 |
| |
1955～ |
1.711 |
5.53 |
| 1960～ |
2.998 |
20.05 |
| 1965～ |
3.082 |
21.80 |
| 1970～ |
3.359 |
28.76 |
注：表中a1=a2表示30～和35～两个年龄组的作用相同；p2=p3表示1970～1974和1975～1979两个时期的作用相同；C7=C8表示1930～和1935～两个出生队列的作用相同。3 结论
苍山县胃癌标化死亡率在1970～1994年呈上升趋势，APC定量分析显示主要与出生队列因素有关，与时期因素的关系不大。1940年以后出生的人群患胃癌的危险性明显增加。
4 讨论
山东省1985～1989、1990～1992年两次全省1/10人口死因调查资料显示，山东省胃癌高、中、低发区的死亡率变化趋势与苍山县的相同，苍山县的分析结果显示了其共同的变化规律［3,4］。
APC分析结果表明该期间胃癌死亡率的上升主要与1940年以后出生的人群有关。胃癌的发生主要与饮食因素有关联，从山东省胃癌高、中、低发区的死亡率变化趋势相同可以推测，六十年代三年困难时期全省普遍饮食质量低下，1940～1960年出生的人群暴露于胃癌的致病因素程度大大增加，经过20～30年的潜伏期后，导致该病发病增加。目前胃癌高发区的发病和死亡率已呈平稳下降趋势，预期苍山县今后胃癌的发病和死亡率也会呈平稳下降趋势。■
参考文献：
［1］ Kupper LL,Janis JM,Karmous A,et al. Statistics age-period-cohort analysis:a review and critique. J Chron Dis. 1985,38(10):811～830.
［2］ 李会庆，李伟，金世宽，等.生命统计分析中年龄、时期和出生队列对疾病效应的定量分析.中国卫生统计，1998，15(6)：1～4.
［3］ 李会庆，等.山东省1970～1992年肿瘤高低发区死亡率变化趋势，中华流行病学杂志，1997，18(A)：371～374.
［4］ 李连弟，等.中国恶性肿瘤死亡率20年变化趋势和近期预测分析.中国肿瘤杂志，1997，19(1)：3～9.
收稿日期：1999-05-13
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