UVOD

Tako strokovnjaki s podro~ja javnega zdravja kot tudijavnozdravstvena politika se redno sre~ujemo z vpra{anjizaskrbljene lai~ne in strokovne javnosti o domnevnempove~anju {tevila rakavih obolenj na obmo~ju, od koderprihaja. Alarmantni prispevki v javnih medijih v smislu »IzStrasbourga opozorili na skrb zbujajo~o ugotovitev: TretjinaSo~anov umrla zaradi raka« (1) sejejo med ljudmi bolj alimanj upravi~en strah. Nedostopnost ustreznih informacij alipa neprimerno oziroma nepravo~asno podajanje le-teh sepraviloma kon~a s splo{nim nezaupanjem v poobla{~enedr`avne ustanove ter z ve~anjem vpliva »kvazi«znanstvenikov, katerih cilj delovanja ni razjasnitev pere~egaproblema, temve~ lastna promocija in finan~na dobrobit.

V slu`bi Epidemiologija in registri raka na Onkolo{kemin{titut v Ljubljani se `e vrsto let trudimo ustreznoobravnavati problematiko geografskega razporejanja novihprimerov raka v Sloveniji. Prve zemljevide incidenc rakavihbolezni sta na podlagi podatkov Registra raka za Slovenijo(Register) `e leta 1951 objavila Ravniharjeva in Gruden (2).Prvi in do sedaj edini atlas zemljevidov incidenc raka je bilizdan leta 1992 (3), zemljevidi za novej{a obdobja paizhajajo kot vsakoletna priloga letnega poro~ila Registra. Vsiti zemljevidi prikazujejo grobe ali pa starostnostandardizirane inciden~ne stopnje obravnavanih rakov vrazmeroma velikih geografsko-administrativnih enotah. Vzadnjem ~asu delimo Slovenijo na 12 statisti~nih regij, predtem smo prikazovali razporejanje raka po starih ob~inah,zdaj{njih upravnih enotah.

PROSTORSKO GLAJENJE

Velikost uporabljenih osnovnih elementov, to je geografsko-administrativnih enot, dolo~a natan~nost zemljevida. Privelikih enotah je glavni problem njihova heterogenost.Vrednosti uporabljenih spremenljivk za izbrano enotonamre~ zrcalijo povpre~je dejanskih vrednosti posameznihdelov te enote. Enota, ki ima na enem delu velik prese`ektveganja bolezni (npr. zaradi to~kovnega industrijskegaonesna`enja), sicer pa je tveganje podpovpre~no, se bo vanalizi pojavila kot element s povpre~nim tveganjem.Obmo~je, kjer je tveganje v prese`ku, se bo zakrilo. Tako jenpr. le z analizo povpre~ne inciden~ne stopnje za celotnoupravno enoto Nova Gorica zelo te`ko vrednotiti vplivproizvodnje salonita v Anhovem na incidenco raka medtamkaj{njimi prebivalci. Povpre~no tveganje plju~nega rakav upravni enoti je lahko odraz majhnega {tevila zbolelih vmestu Nova Gorica, prese`ki tveganja v Anhovem pa sezaradi majhnega dele`a prebivalcev zakrijejo.

Z izbiro manj{e osnovne enote pove~amo lo~ljivost in takozmanj{amo heterogenost, a po drugi strani pove~amoproblem verodostojnosti statisti~nih podatkov. Pri redkihboleznih oziroma v obmo~jih z majhnim {tevilomprebivalcev je ustrezno majhno tudi {tevilo bolnikov sspecifi~no vrsto raka. Rezultati medsebojne primerjavemajhnih obmo~ji so tako podvr`eni tudi naklju~ju, saj lahko`e en dodaten primer v obmo~ju z majhno populacijobistveno spremeni oceno tveganja in premakne tozemljepisno enoto iz manj v bolj ogro`eno. Statisti~noverodostojnost lahko pove~amo s podalj{anjemopazovanega obdobja ali pa z uporabo ene od tehnikprostorskega glajenja.

Prostorsko glajenje je statisti~en postopek, s pomo~jokaterega na podlagi prepletanja dejanskih podatkov zdodatnimi informacijami ocenimo vrednost kazalnikabremena bolezni za posamezno geografsko enoto.Ocenjena vrednost naj bi bila zanesljivej{a od dejanskevrednosti, saj je manj podvr`ena naklju~ju. Med dodatneinformacije v geografski analizi incidence raka spadajoincidenca tega raka v sosednjih obmo~jih, povpre~naincidenca celotnega obmo~ja ter podatki o vplivudejavnikov tveganja. Statisti~ne tehnike prostorskegaglajenja so {tevilne, v onkolo{ki geografski epidemiologijipa se najve~ uporabljajo Bayesovi hierarhi~ni modeli sfiksnimi in slu~ajnimi vplivi (4). Fiksni vplivi predstavljajoznane spremenljivke, slu~ajni pa vse neznane parametre, kijih razdelimo na prostorsko odvisne in prostorskoneodvisne. Prostorsko odvisnim spremenljivkam dodelimopogojno avtoregresivno (CAR) apriorno verjetnostnoporazdelitev, ki zajame vse podatke o geografski strukturiopazovanega obmo~ja.

U~inek prostorskega glajenja prikazujemo na primeru rakamaterni~nega vratu. Slika 1 prikazuje razporeditevdejanskih starostno standardiziranih inciden~nih stopenj(SIR) raka materni~nega vratu v 192 slovenskih ob~inahmed letoma 1995 in 2002. V tem obdobju je zbolelo 1.677`ensk, vendar v 23 ob~inah niso odkrili nobene bolnice.Izrazitih skupin ob~in s pove~anim tveganjem rakamaterni~nega vratu na tem zemljevidu ne opa`amo, razlikamed ob~ino z najve~jim tveganjem in tisto z najmanj{im paje bila skoraj 400 %. Predvidevamo, da so tak{ne razlikemed slovenskimi ob~ini pretirane in da je rezultat v velikimeri posledica naklju~ja, saj imamo v manj{ih ob~inah zelomalo ali pa sploh ni~ primerov.

Dejanske SIR posameznih ob~in smo gladili z Bayesovimpristopom. Nove, ocenjene vrednosti SIR raka materni~negavratu v 192 ob~inah prikazuje slika 2. Z uporabo postopkaprostorskega glajenja se je jasno razkrilo obmo~je

ONKOLOGIJA / pregledi

leto X / {t. 2 / december 2006

Vesna Zadnik

Geografska analiza razporejanja incidence raka

92

2_2006_prelom.qxd 11/30/2006 7:47 PM Page 92

zve~anega tveganja raka materni~nega vratu v Savinjskistatisti~ni regiji, dodatno pa se je pokazala {e skupinaobmo~ij s pove~anim tveganjem na obali. Vzorec jestatisti~no zna~ilen, razlike med ob~inami pa so precejmanj{e kot na sliki 1.

VREDNOTENJE VPLIVA DEJAVNIKOV TVEGANJA

Predstavljena metodologija Bayesovega prostorskegaglajenja omogo~a tudi ocenjevanje vpliva dejavnikovtveganja na geografsko razporejanje posameznega raka. Vmodele lahko vklju~imo kakr{ne koli podatke, s katerimi bilahko pojasnili prese`ke raka na nekem obmo~ju. Po tak{nianalizi lahko nari{emo hipoteti~en zemljevid razporejanjaraka, tako da predpostavimo, da je vpliv dejavnika tveganjav vseh ob~inah enak. Osnovni problem pri tovrstnihanalizah pa po navadi predstavlja dostopnost podatkov, sajse podatki o morebitnih dejavnikih tveganja le redkorutinsko zbirajo po majhnih geografsko-administrativnihenotah. Tudi pri zgoraj predstavljenem primerugeografskega razporejanja incidenc raka materni~nega vratulahko vzroke za razlike v bremenu tega raka povzemamobolj s teoreti~nega stali{~a, saj konkretnih podatkov o

mo`nih dejavnikih tveganja po slovenskih ob~inah nezbiramo.

V etiologiji raka materni~nega vratu je klju~na infekcija zonkogenimi humanimi virusi papiloma (HPV). Razlike vprevalenci HPV po slovenskih ob~inah niso poznane, ve pase, da sta klju~na pri oku`bi s HPV zgodnji za~etekspolnega `ivljenja in promiskuiteta. Ve~je tveganje rakamaterni~nega vratu v obalnih ob~inah pojasnjujemo zve~jim dele`em populacije, ki je s svojim `ivljenjskimslogom bolj izpostavljena oku`bi s HPV (problemprostitucije v pristani{kih okoljih) (3, 5). Razloge za ve~joincidenco raka na materni~nem vratu na Celjskem pamoramo verjetno iskati drugje.

Rak na materni~nem vratu je edini med vsemi raki, ki galahko s preprosto in cenovno ugodno preiskavo (odvzembrisa materni~nega vratu in test po Papanicolaou) odkrijemo`e v premaligni fazi. Z izvajanjem ustreznih presejalnihprogramov lahko tako mo~no zmanj{amo incidenco tegaraka (5). Presejanje za raka na materni~nem vratu je bilo doleta 2002 v Sloveniji oportunisti~no. Neorganiziranopresejanje, kljub dobremu organizacijskemu modeluprimarnega zdravstvenega varstva `ensk, ni zagotavljalokakovosti, dostopnosti, celovitosti in enake obravnave vseh`ensk (6). Glede na opa`ene prese`ke v inciden~nihstopnjah raka na materni~nem vratu v celjski zdravstveniregiji se lahko, verjetno upravi~eno, vpra{amo o kakovostitamkaj{njega oportunisti~nega presejanja v devetdesetihletih. Kazalnikov kakovosti presejanja za to obdobje vSloveniji nimamo, smo pa jih za~eli meriti po uvedbiorganiziranega dr`avnega programa za presejanje raka namaterni~nem vratu leta 2002. V letih 2003 in 2004 celjskazdravstvena regija po teh kazalnikih ni odstopala odslovenskega povpre~ja (6). ^e omenjeni kazalnikiverodostojno merijo kakovost presejalnega programa in jebilo opa`eno pove~ano tveganje res posledica slabegaoportunisti~nega presejanja, lahko v nekaj letihpri~akujemo relativno zmanj{anje incidence rakamaterni~nega vratu v celjski zdravstveni regiji.

GEOGRAFSKA ANALIZA RAZ[IRJENOST RAKOV GLAVEIN VRATU

Med letoma 1995 in2002 je v Sloveniji za raki glave invratu (C00-C14, C30-C32 po MKB-10) zbolelo 2.507, 2.109mo{kih in 398 `ensk. V 8 ob~inah pri mo{kih ter 83ob~inah pri `enskah v izbranem obdobju ni bilo nobenegaprimera rakov glave in vratu, zato smo za prikazovanjerazlik v tveganju rakov glave in vratu po 192 ob~inahnamesto dejanskih starostno standardiziranih inciden~nihstopenj uporabili Bayesovo prostorsko glajenje ocene SIR.Zemljevidi teh ocen jasno prika`ejo skupino obmo~ij spove~anim tveganjem rakov glave in vratu pri mo{kih naseverovzhodu dr`ave (slika 3), medtem ko se pri `enskahkak{nega posebnega prostorskega vzorca ne ugotavljamo(slika 4).

V etiologiji rakov glave in vratu sta najpomembnej{a~ezmerno pitje alkoholnih pija~ in so~asno kajenje (5). Med10 in 15 % teh rakov pa naj bi povzro~alo tudi premajhnou`ivanje sadja in zelenjave ter pomanjkanje folne kisline v

ONKOLOGIJA / pregledi

leto X / {t. 2 / december 2006

93

Slika 1. Rak materni~nega vratu. Starostno standardiziraneinciden~ne stopnje (SIR) v 192 ob~inah. Slovenija,1995–2002.

Slika 2. Rak materni~nega vratu. Prostorsko glajene starostnostandardizirane inciden~ne stopnje v 192 ob~inah.Slovenija, 1995–2002.

2_2006_prelom.qxd 11/30/2006 7:47 PM Page 93

prehrani (7). V raziskavi z zdravjem povezanegavedenjskega sloga (8) so preu~evali tudi vpliv obmo~jabivanja na zelo tvegano opijanje med slovensko odraslopopulacijo. Pokazalo se je, da so statisti~no zna~ilnonajbolj ogro`eni prebivalci vzhodne Slovenije, najmanj pazahodne. Ka`e, da pri nas prav ve~ja prevalencaprekomernih pivcev na vzhodu dr`ave najve~ prispeva ktamkaj{njemu ve~jemu tveganju za pojav rakov glave invratu pri mo{kih.

Inciden~ne stopnje rakov glave in vratu pri `enskah neka`ejo zna~ilnega prostorskega razporejanja. Za tak{nerezultate sta mo`ni dve razlagi: ali so dejavniki tveganja pri`enskah v Sloveniji razporejeni druga~e (prostorskonaklju~no) kot pri mo{kih ali pa so pri `enskahpomembnej{i drugi dejavniki tveganja. Po spolu lo~enihpodatkov o geografski razporeditvi ~ezmernih pivcev vSloveniji nimamo, vemo pa, da so sociolo{ki vzorci~ezmernega pitja pri `enskah druga~ni, kar bi lahkoprivedlo tudi do geografskih razlik v inciden~nih stopnjahraka prekomernih pivcev oziroma pivk. Po drugi strani pa jeznano tudi, da je dele` rakov ust in `rela, ki jih povzro~ataalkohol in kajenje, pri `enskah manj{i (5). Morda pa je zaheterogenost prostorske razporeditve tveganj rakov glave in

vratu pri slovenskih `enskah pomembnej{e kot geografskivzorec pitja in kajenja nepravilno prehranjevanje. Podobnahipoteza je bila `e postavljena v Gr~iji (7).

Podatkov o dejavnikih tveganja, s katerimi bi lahkora~unsko potrdili hipoteze o vzrokih za opisano geografskorazporejanje tveganj rakov glave in vratu, nimamo. Smo pav posebni raziskavi (9) uspeli pridobiti podatke o socialno-ekonomskem statusu slovenskih ob~in. Socialno-ekonomskistatus je posredni dejavnik tveganja rakov glave in vratu, sajje od njega odvisna izpostavljenost {tevilnim neposrednimdejavnikom tveganja. Razne epidemiolo{ke raziskave sopokazale, da osebe z nizkim socialno-ekonomskimstatusom v povpre~ju kadijo in pijejo ve~ ter seprehranjujejo manj kakovostno (10). Slika 5 prikazujeocenjene SIR rakov glave in vratu pri mo{kih. Te ocene sopridobljene na podlagi istih podatkov kot na sliki 3, le dasmo tokrat v modelu predpostavili, da je ekonomski status

ONKOLOGIJA / pregledi

leto X / {t. 2 / december 2006

94

Slika 3. Raki glave in vratu pri mo{kih. Prostorsko glajene starostnostandardizirane inciden~ne stopnje v 192 ob~inah.Slovenija, 1995–2002.

Slika 4. Raki glave in vratu pri `enskah. Prostorsko glajene starostnostandardizirane inciden~ne stopnje v 192 ob~inah.Slovenija, 1995–2002.

Slika 5. Raki glave in vratu pri mo{kih. Prostorsko glajene starostnostandardizirane inciden~ne stopnje v 192 ob~inah. Vplivekonomskega statusa ob~in je izklju~en. Slovenija,1995–2002.

vseh 192 ob~in enak. Razlika med sliko 3 in sliko 5predstavlja dele` bremena rakov glave in vratu pri mo{kih,ki ga pripisujemo vplivu ekonomskega statusa posamezneob~ine. Razlike so statisti~no zna~ilne (korelacijskikoeficient med ekonomskim statusom in tveganjem rakovglave in vratu pri mo{kih je – 0,23).

Sklepi

Namen zemljevidov rakavih bolezni je, da poleg pravilnegainformiranja prebivalcev o `ivljenjskem okolju, kjer bivajo,podajo tudi podatke o prostorski razporeditvi bremena rakater s tem prispevajo k pravilnej{emu oblikovanjuzdravstvenovzgojnih programov, preventivnih in presejalnihakcij ter hkrati spodbujajo nastajanje novih hipotez, skaterimi bi pojasnili vzroke za ugotovljene geografskerazlike.

Svetovna zdravstvena organizacija (SZO) v svojihpriporo~ilih (11) svetuje uporabo geografske analize priocenjevanju morebitnih pove~anih tveganj bolezni vpreiskovanem geografskem okolju. Po priporo~ilu naj bibila geografska analiza ve~plastna: najprej je treba pripravitideskriptivno {tudijo, na njeni podlagi postaviti smiselne

2_2006_prelom.qxd 11/30/2006 7:47 PM Page 94

hipoteze in te nato preveriti s korelacijsko {tudijo.V metodolo{kem pristopu je smiselno uporabljati GIS(geografske informacijske sisteme) ter multivariatnomodeliranje z vklju~itvijo prostorsko odvisnih spremenljivk.Vsaj tako nujna kot metodolo{ki pristop pa sta tudi primernapredstavitev in razlaga rezultatov.

Poleg `e na{tetega pa SZO priporo~a tudi postavitevrutinskih sistemov za spremljanje morebitnih prese`kovbolezni. Najbolj razvite sisteme te vrste v Evropi imajo naFinskem (12) in v Veliki Britaniji (13), v Ameriki pa vZdru`enih dr`avah (14). V omenjenih dr`avah lahkoraziskovalci s pomo~jo GIS in primerne statisti~nemetodologije hitro in zanesljivo ocenjujejo morebitneprese`ke posameznih bolezni na izredno majhnihgeografskih enotah. V te sisteme vklju~ujejo tudi podatke ookoljskih in demografskih dejavnikih, ki omogo~ajo iskanjevzrokov za najdene prese`ke bolezni na izbranem obmo~ju.V Ameriki tako letno pojasnijo ve~ kot tiso~ domnevnihskupkov rakov v majhnih geografskih enotah (14).

Tudi slovenska javnozdravstvena stroka se odziva navpra{anja o domnevnih prese`kih rakavih bolezni na nekemobmo~ju. Centra, kjer bi rutinsko spremljali morebitneprese`ke raka v majhnih geografskih enotah ter jihpojasnjevali s konkretnimi podatki o dejavnikih tveganja, vSloveniji {e nimamo. V slu`bi Epidemiologija in registri rakana Onkolo{kem in{titutu v Ljubljani v zadnjem ~asupripravljamo tudi analize pojavljanja raka na manj{ihobmo~jih v Sloveniji. Podatki Registra raka za Slovenijonamre~ omogo~ajo umestitev posameznega bolnika nazemljevid do ravni geografskih koordinat, tako da lahko zuporabo zgoraj opisanih tehnik prostorskega glajenjaocenimo morebitno pove~ano tveganje raka na poljubnemobmo~ju. So pa tak{ne analize trenutno ~asovno {e precejpotratne, saj sedanji informacijski sistem za obdelavo takihpodatkov ni najprimernej{i. V prihodnje tako upamo nanadgradnjo sistema, saj bo le tako mo`no rutinskospremljati morebitne prese`ke tveganj raka na manj{ihobmo~jih v Sloveniji. Zelo koristna pa bi bila tudi povezavas podatkovnimi zbirkami, ki bele`ijo razporejanjedejavnikov tveganja, tako da bi la`je opredelili vzroke zamorebitne ugotovljene prese`ke.

Viri1. Stamej~i~ D. Iz Strasbourga opozorili na skrb zbujajo~o

ugotovitev: Tretjina So~anov umrla zaradi raka. Delo 19. 11.2003.

2. Ravnihar B, Gruden I. Statisti~ni pregled in kratka analizaprijavljenih rakovih obolenj iz podro~ja LRS za leto 1950.Zdrav Vest 1951; 20: 264–77.

3. Pompe Kirn V, Primic @akelj M, Ferligoj A, [krk J. Zemljevidiincidence raka v Sloveniji 1978–1987. Ljubljana: Onkolo{kiin{titut; 1992.

4. Elliott P, Wakefield J, Best N, Briggs D. Spatial epidemiology.Methods and applications. New York: Oxfor University Press;2000.

5. Stewart BW, Kleihues P, eds. World cancer report. Lyon: IARC;2003.

6. Kirar Fazarinc I, Poga~nik A, Primic @akelj M, Rep{e Fokter A,Obersnel Kveder D, Ko`elj Ilija{ M. Poro~ilo o potekudr`avnega programa ZORA v letih 2003 in 2004. Ljubljana:Onkolo{ki in{titut; 2004.

7. Zavras AI, Douglass CW, Joshipura K, Wu T, Laskaris G,Petridou E, et al. Smoking and alcohol in the etiology of oralcancer: gender-specific risk profiles in the south of Greece.Oral Oncol 2001; 37: 28–35.

8. Zaletel-Kragelj L, Fras Z, Mau~ec-Zakotnik J, ur. Tveganjavedenja, povezana z zdravjem in nekatera zdravstvena stanjapri odraslih prebivalcih Slovenije. Ljubljana: CINDI Slovenija;2004.

9. Zadnik V. Geografska analiza vpliva socialno-ekonomskihdejavnikov na incidenco raka v Sloveniji v obdobju 1995–2002[doktorsko delo]. Ljubljana: Univerza v Ljubljani; 2006.

10. Kogevinas M, Pearce N, Susser M, Boffetta P, eds. SocialInequalities and Cancer. Lyon: IARC; 1997.

11. Disease mapping and risk assessment for public healthdecision-making. Copenhagen: WHO regional office forEurope; 1999.

12. Pekkanen J, Pukkala E, Vahteristo M, , et al.Cancer incidencearound an oil refinery as an example of a small area studybased on map coordinates. Environ Res 1995; 71: 128–34.

13. Aylin P, Maheswaran R,Wakefield J, , , , et al. A national facilityfor small area disease mapping and rapid initial assessment ofapparent disease clusters around a point source: the UK SmallArea Health Statistics Unit. J Public Health Med 1999; 21:289–98.

14. Trumbo W. Public request for cancer cluster investigations: asurvey of state health departments. Am J Public Health 2000;90: 1300–2.

■

ONKOLOGIJA / pregledi

leto X / {t. 2 / december 2006

95

2_2006_prelom.qxd 11/30/2006 7:47 PM Page 95