Оценка влияния температуры воздуха, волн жары и холода на смертность населения

1.1. Оценка влияния температуры воздуха на смертность населения Москвы в 2000-2006 годах [14].

 

Исследование влияния температуры воздуха на смертность населения Москвы проведено с использованием метода временных рядов по данным ежедневной смертности и температуры воздуха за 2000-2006 годы. Данные о суточном количестве смертей, распределенных по полу, возрасту и причинам смерти получены из базы данных Росстата. Использование метода временных рядов показало, что температурная кривая смертности аппроксимировалась V-образной функцией с двумя линейными участками, соответственно ниже и выше точки минимума температурной кривой. Такая аппроксимация позволяет вычислить коэффициенты линейной регрессии, которые интерпретируются следующим образом: коэффициент для холодных температур имеет смысл относительного увеличения смертности в среднем на каждый градус снижения температуры ниже точки оптимума (+18º С для Москвы), соответственно коэффициент для жарких температур интерпретируется как относительное увеличение смертности в среднем на каждый градус повышения температуры выше точки оптимума.

Результаты регрессионного анализа с использованием пуассоновской модели приведены в таблицах 1 и 2. Приведенные коэффициенты справедливы в среднем для каждого температурного диапазона, потому что в общем случае изучаемая зависимость, конечно, нелинейна. Для всех изученных причин смерти (кроме хронических болезней нижних дыхательных путей у лиц в возрастной группе 75+) установлена связь между температурой и смертностью. Сравнение показателей смертности в разных возрастных группах жителей Москвы показало, что для всех причин смерти угол наклона регрессионной прямой для возрастной группы 75 лет и старше круче, чем для группы «все возраста».

 

 

   Таблица 1

 Эффект холодных температур (-10º C< T< 18º C) на изменение

суточной смертности в Москве [14]

 

Причина смерти	Возраст-ная группа	Относительное изменение смертности на 1º С		Лаг, дни
		%	95% ДИ
Все, кроме внешних причин	Все	-0, 49	-0, 53; -0, 45	3
	75+	-0, 64	-0, 71; -0, 59	3
Ишемическая болезнь сердца (инфаркт, стенокардия)	Все	-0, 57	-0, 63; -0, 51	3
	75+	-0, 69	-0, 77; -0, 61	3
Цереброваскулярные заболевания (инсульты)	Все	-0, 78	-0, 86; -0, 70	6
	75+	-0, 92	-1, 02; -0, 82	6
Хронические заболевания нижних дыхательных путей	Все	-1, 31	-1, 75; -0, 87	4
	75+	-1, 21	-1, 93; -0, 49	5

Таблица 2

Влияние жары (T> 18º C) на изменение

суточной смертности в Москве [14]

 

Причина смерти	Возраст-ная группа	Относительное изменение смертности на 1º С		Лаг, дни
		%	95% ДИ
Все, кроме внешних причин	Все	2, 8	2, 0; 3, 6	0
	75+	3, 3	2, 1; 4, 5	1
Ишемическая болезнь сердца (инфаркт, стенокардия)	Все	2, 7	1, 7; 3, 7	0
	75+	3, 1	1, 7; 4, 5	0
Цереброваскулярные заболевания (инсульты)	Все	4, 7	3, 5; 5, 9	1
	75+	5, 3	3, 7; 6, 9	1
Хронические заболевания нижних дыхательных путей	Все	8, 7	0, 7; 16, 7	0
	75+	–	–	–

    Влияние волн жары и холода на смертность изучалось методом анализа независимых выборок из временных рядов суточной смертности. На основе анализа многолетних распределений среднесуточных температур даны формальные определения температурных волн в Москве. В частности, волна жары состоит из пяти или более последовательных дней со среднесуточной температурой выше +22, 7º С, аналогично холодовая волна – как минимум из девяти последовательных дней со среднесуточной температурой ниже -14, 4º С. За указанный период времени исключительно жаркими в Москве были июль 2001 года и июль 2002 года. В июле 2001 года столица пережила волну жары, во время которой среднесуточные температуры превышали порог в 25º С в течение девяти последовательных дней (при средней многолетней «норме» три дня в год). В максимуме этой волны суточная смертность превысила среднее многолетнее значение смертности для июля на 93%. Волна 2001 года привела к четко выраженному и статистически значимому всплеску смертности во всех возрастных группах по всем рассмотренным причинам смерти. Абсолютная дополнительная смертность во время волны жары в 2001 году составила 1177 случаев, в 2002 году – 283 случая.

Эффект аномальных метеорологических условий другого типа – «холодовой волны» – наглядно демонстрирует ситуация января-февраля 2006 года, когда в Москве аномально низкие температуры наблюдались в течение 26 дней. Поскольку эта волна холода состояла из двух эпизодов, разделенных краткосрочным потеплением, ее эффект оказался статистически значим только для пожилых людей.

Оценено изменение смертности, обусловленное потеплением между «базовым» периодом 1980 – 1999 гг. и периодом 2000 – 2005 гг., в сумме за шесть лет исследуемого периода. Согласно расчетам, снижение смертности в результате потепления климата в зимний период времени в Москве с 2000 по 2005 годы составило примерно 590 смертей в год, но за этот же период в результате увеличения среднемесячных температур летом дополнительное количество смертей составило 420 случаев. Таким образом, в сумме положительное и отрицательное воздействия потепления климата на смертность почти компенсируют друг друга: результирующая дополнительная смертность Δ М = 420 – 590 = -170; 95% ДИ Δ М составил (-291; -49) смертей в год. Суммарный прирост смертности оказался отрицательным, т.е. потепление климата в итоге ненамного снижает смертность. Результирующий эффект довольно мал и практически сравним с погрешностью самих вычислений.

 

1.2. Волны жары, качество атмосферного воздуха и смертность населения Москвы в 2000-2006 годы [22].

 

Анализ данных о концентрациях загрязняющих веществ в атмосферном воздухе Москвы показал их увеличение в наиболее жаркие дни, т.е. краткосрочные колебания концентрации «повторяют» колебания температуры. Это следует из анализа простых регрессионных уравнений между загрязнением и температурой. Наиболее сильная зависимость концентрации загрязнения от температуры наблюдалась при нулевом лаге, т.е. от температуры того же дня. Температуры соседних дней также не являются статистически независимыми переменными. В день с максимальной температурой наблюдалась максимальная концентрация O₃, а максимальные концентрации NO₂ и PM₁₀ были зафиксированы днем ранее, причем концентрация РМ₁₀ достигла экстремально высокого значения µ+2σ (среднегодовое плюс два стандартных отклонения).

В зимний период времени концентрации взвешенных частиц в атмосферном воздухе увеличивалась по мере снижения температуры. Наиболее сильная зависимость наблюдалась от температуры предыдущего дня (t-тест для коэффициента линейной регрессии t = 7, 1). Связь между температурой и концентрацией РМ₁₀ носит длительный характер – 6 дней и более, что объясняется худшими условиями рассеяния в зимнее время. Концентрация озона, наоборот, увеличивалась с повышением температуры в зимний период.

На основе анализа данных о суточной смертности от всех естественных причин, а также от таких «климатозависимых причин», как ишемическая болезнь сердца (ИБС, МКБ-10: I20-I25) и цереброваскулярные заболевания, в основном инсульты (МКБ-10: I60-I69) изучена зависимость смертности от загрязнения с помощью Пуассоновской регрессионной модели:

,

где E(M_t) – ожидаемое число смертей в день t;

PM_10t и O_3t – cреднесуточные концентрации PM₁₀ и озона, усредненные по данным станций ФГУП «Мосэкомониторинг» в Москве в день t;

S_t(Temp, 6) – множитель, введенный в модель для учета поправки на зависимость смертности от температуры воздуха в день смерти, он моделировался кубическим сплайном – интерполяцией температуры с шестью степенями свободы;

Y_t(M, DF) – множитель, введенный в модель для учета поправки на все медленные колебания смертности: сезонные, многолетние, зимние эпидемии и др., характерный временной период которых больше корреляционного радиуса зависимости загрязнения от температуры ±(6-8) дней, т.е. примерно две недели). Этот множитель аппроксимировался непараметрической сглаживающей функцией ежедневной смертности М с числом степеней свободы DF = 182 (т.е. зависящей от значений ежедневной смертности за предыдущие полгода).

Результаты регрессионного анализа модели, линейной по концентрациям PM₁₀ и O₃, приведены в таблицах 4 и 5. Регрессионные коэффициенты показывают относительный прирост смертности, соответствующий приросту концентрации загрязняющего вещества на каждые 10 мкг/м³ в среднем для всего диапазона концентраций, наблюдавшихся в Москве в течение периода исследования.

Таблица 4

Относительные приросты смертности населения Москвы при увеличении на 10 мкг/м³ PM₁₀ [22]

Причина смерти	Возрастная группа	Прирост смертности		р
		%	95% ДИ
Все естественные причины	Все	0, 33	0, 09; 0, 57	0, 006
	75+	0, 55	0, 21; 0, 89	0, 002
ИБС	Все	0, 66	0, 30; 1, 02	< 0, 001
	75+	0, 81	0, 31; 1, 31	0, 001
Цереброваскулярные заболевания	Все	0, 48	0, 02; 0, 94	0, 035
	75+	0, 72	0, 14; 1, 30	0, 014

 

Таблица 5

Относительные приросты смертности населения Москвы при увеличении на 10 мкг/м³ О₃ [22]

Причина смерти	Возрастная группа	Прирост смертности		р
		%	95% ДИ
Все естественные причины	Все	1, 09	0, 71; 1, 47	< 0, 001
	75+	1, 24	0, 68; 1, 80	< 0, 001
ИБС	Все	1, 61	1, 01; 2, 21	< 0, 001
	75+	1, 88	1, 08; 2, 68	< 0, 001
Цереброваскулярные заболевания	Все	1, 28	0, 54; 2, 02	0, 001
	75+	1, 25	0, 31; 2, 19	0, 008

 

Наиболее сильная зависимость смертности от уровня загрязнения PM₁₀ получена при нулевом лаге, а от уровня загрязнения О₃ – при кумулятивном лаге 0-1. Для всех изученных показателей смертности получены статистически значимые риски воздействия как PM₁₀, так и озоном. В возрастной группе 75 лет и старше риски выше, чем в группе «все возраста». Высокий вклад этой возрастной группы в общую смертность населения, объясняет, что прирост общей смертности, вызванный загрязнением, связан с приростом смертности среди пожилых людей. Дополнительная смертность связана в основном с увеличением смертности от заболеваний сердечно-сосудистой системы, обусловленной преимущественно воздействием РМ₁₀.

Изучено сочетанное действие двух загрязнителей (суммы PM₁₀ и О₃) на смертность. Для этого вычислены риски PM₁₀ отдельно для выборки дней, в которые концентрация О₃ превышала 90-й процентиль распределения среднесуточных концентраций О₃ за весь период исследования (уже в рамках одномерной по загрязнению модели, в которой смертность зависит только от PM₁₀). Эти «скорректированные на высокий уровень О₃» риски PM₁₀ сравнивались с исходными, вычисленными для всех дней периода исследования в рамках одномерной регрессионной модели. Разница была значительной, что подтверждает модифицирующий эффект высоких уровней О₃ на риск PM₁₀. В присутствии высоких уровней О₃ риски воздействия PM₁₀ возрастают примерно в 3 раза, но высокие концентрации PM₁₀ не приводят к увеличению влияния О₃ на смертность.

1.3. Оценка влияния температуры воздуха на смертность населения Москвы летом 2010 года [15].

В работах по климату порогом аномальности температуры считается ее превышение на 5°С, поэтому для предварительной оценки последствий жары был использован именно этот показатель. В июле – августе 2010 года протяженность волны жары в Москве со среднесуточной температурой выше среднемноголетней на 5 °С составила 45 дней. Число температурных рекордов, а именно, дней с максимальной температурой достигло в июле 10 дней и в августе 9 дней. Антициклон в московском регионе препятствовал рассеиванию загрязняющих веществ в атмосферном воздухе, и дополнительное их количество поступило в результате пожаров. Наиболее высокие концентрации загрязняющих веществ присутствовали в атмосферном воздухе Москвы в период с 14 июля по 19 августа в условиях высокого атмосферного давления и температурной инверсии. При среднем уровне загрязнения атмосферного воздуха в июле совпадают пиковые значения концентраций и температуры, но в августе, когда в результате мощных пожаров содержание наиболее токсичной мелкодисперсной пыли размером менее 10 мкм (РМ₁₀), из-за которой образовалась мгла, резко возросло (до 15 ПДК_сс), температура приземного слоя несколько снизилась. Максимальные концентрации моноксида углерода достигали 30 мг/м³, РМ₁₀ – 1 500 мкг/м³, среднесуточные концентрации РМ₁₀ во время пожаров с 4 по 9 августа находились в пределах 431–906 мкг/м³, превышая российские ПДК_сс (60 мкг/м³) в 7, 2–15, 1 раза. Концентрации в атмосферном воздухе формальдегида, этилбензола, бензола, толуола, стирола и некоторых других органических веществ также были превышены (до 8 раз выше ПДК).

Во время аномальной жары 2010 года смертность населения Москвы выросла по всем крупным классам причин смерти на 11 тысяч случаев по сравнению с июлем – августом 2009 года, причем в августе во время пожаров произошел более резкий ее рост от заболеваний органов дыхания (табл. 3), значительный рост от инфекционных и паразитарных заболеваний (на 61, 5%), новообразований (на 70, 2% ), от внешних причин (на 52, 9%). Из внешних причин в наибольшей степени выросла смертность от суицидов в июле на 63 случая (101, 6%) и в августе на 38 случаев (52, 1%).

                                                                                                Таблица 3

Волна аномальной жары и смертность в Москве в 2010 году [15]

 

Показатель	Июль	Август	Всего
Число дней с температурой выше многолетней среднемесячной на 5°С	27	18	45
Дополнительная смертность в 2010 году по сравнению с 2009 годом, абс. (%)	+4 824 (50, 7)	+6 111 (68, 6)	+10 935 (59, 6)
в том числе от: - болезней системы кровообращения, % - болезней органов дыхания, % - инфекционных болезней, % - новообразований, % - внешних причин, %	51, 5 59, 1 56, 3 58, 8 48, 0	66, 1 110, 1 66, 7 81, 6 57, 8	58, 8 84, 5 61, 5 70, 2 52, 9

 

 

По оперативным данным Управления ЗАГС известно, что в июле происходило постепенное нарастание смертности со второй недели месяца. В дни максимальной температуры число случаев смерти возрастало вдвое, причем увеличивалась смертность в старшей возрастной группе. В такие дни на 32% увеличилось количество выездов бригад скорой медицинской помощи по поводу заболеваний системы кровообращения. Число обращений за скорой медицинской помощью в августе было выше, чем в июле, на 31 %, причем увеличилась доля вызовов по поводу заболеваний органов дыхания. В сентябре 2010 года уровень смертности был уже несколько ниже уровня сентября 2009 года, т. е. проявился «эффект жатвы», который захватил и октябрь. В ноябре 2010 г. в Москве было зарегистрировано на 832 случаев смерти (на 8, 4%) меньше по сравнению с ноябрем 2009 года.

⇐ Предыдущая12345678Следующая ⇒

Поделиться: