Еколожи Епидемиолоэийа: Сящиййядя Тятбиги вя Тядгигат Методлары

Åôôåêòèí ãèéìÿòëÿíäèðèëìÿñè  
 
Аналитик  вя  експериментал  тядгигатларда  мялуматларын  анализинин  мягсяди  тясиря  мяруз 
галмыш вя галмамыш адамлар арасында хястялянмя щадисялярини мцгайися етмякля, конк-
рет тясирин (вя йа демографик факторун) еффектини гиймятляндирмякдян ибарятдир. Еффектин 
гиймятляндирилмяси,  адятян,  статистик  моделли  мялуматларын  бирляшдирилмясини  нязярдя 
тутур.  Бу  щалда  тясиря  мяруз  галмыш  вя  галмамыш  груплар  арасында  хястялик  рискляринин 
фярглянмясини  мцяййян  етмяк  олар.  Щямчинин  тясир  еффектинин  эюстяриъисини  вя  бу 
еффектин  гиймятинин  дягиглийини  щесабламаг  олар.  Еффект  эюстяриъиляринин  щесабланмасы 
цчцн изащат вя формуллар III фясилдя эюстярилмишдир.  
 

Åêîëîæè åïèäåìèîëîýèéà 
 
194
Бир чох щалларда хястялийя эюря тясир еффектинин там баша дцшцлмяси цчцн еффектин йалныз 
тезлик нисбяти кими тяхмини эюстяриъинин щесабланмасы кифайят етмир. Тядгигат иштиракчыла-
рынын мцхтялиф йарымгруплары арасында тясир еффектиндя фярглярин мцяййян едилмясинин дя 
ящямиййяти ола биляр. Мясялян, Касуани вя башгалары (1993) 1987-ъи илдя Йунаныстанда 
эцълц истилик дальасы заманы щаванын чирклянмяси иля йцксяк температур арасында гаршылыг-
лы тясири юлцм щалларынын артмасына эюря тядгиг етмишдиляр. Онлар мцяййян етмишдиляр ки, 
Афинада (щаванын чирклянмя сявиййяси нисбятян йцксяк олан) юлцм щадисяляринин артмасы 
(97%)  диэяр  шящяр  зоналарына (33%) вя  гейри-шящяр  зоналарына (27%) нисбятян  даща 
йцксякдир. Сонракы тядгигатлар тясдиг етди ки, мцхтялиф чиркляндириъи маддяляр цчцн еффект 
щядди чох исти эцнлярдя аз исти эцнляря нисбятян ашаьы олмушдур. Беля еффект модификаси-
йасына  илкин  ящалидя  тясир  еффектинин  гиймятляндирилмяси  башга  факторун  сявиййяси  иля 
ялагяли олдугда раст эялинир (бах: сящ 52). 
 
Мцшащидя едилян ялагянин сябяб амили олуб-олмамасынын интерпретасийасы заманы доза-
реаксийа  ваъиб  критери  олдуьуна  эюря  еффект  гиймятляринин  тясирин  юлчцсц  вя  йа  дозанын 
градийентиня эюря систематик олараг дяйишмясини мцяййян етмяк чох ваъибдир. Ян чох 
йайылмыш аналитик метод тясирин мцхтялиф сявиййяляриня мяруз галмасына эюря характеризя 
олунан,  тядгигата  дахил  олмуш  ящали  йарымрпунун  тясиря  мяруз  галмамыш  групла 
мцгайися едилмясиндян ибарятдир. 
 
Еколожи  тясирлярин  саьламлыгда  узаг  еффектляринин  юйрянилмяси  заманы  юйрянилян  тясирин 
вахт  мянзярясиня  бахылмалыдыр (Pearce et., 1988). Бу,  тягдим  едилмиш  статистик  метод-
ларын  тятбиг  едилмясиня  мянфи  тясир  эюстярмир,  лакин  статистик  щесабламаларда  истифадя 
едилян тясирин мцяййян едилмясиндя юзцнц бцрузя веря биляр. Хцсуси щалда, яэяр инсан 
мцяййян  мцддят  ярзиндя  тясиря  мяруз  галырса,  тядгигатда  бу  нязяря  алынмалыдыр.  Она 
эюря  дя  щяр  бир  инсан  мцяййян  мцддят  ярзиндя  тясиря  мяруз  галдыьына  эюря  тядгигат 
заманы  кумулйатив  тясир  категорийасындан,  еляъя  дя  гарышдырыъы  факторларын  (йаш  кими) 
мцхтялиф категорийаларындан "кечир" (Pearce, 1992).  
 
Ãàðûøäûðûëìà âÿ ñèñòåìàòèê ñÿùâëÿð 
 
Мялуматларын анализинин ясас мягсяди тясир вя хястяликляр арасында ялагяляри тящриф едя 
билян  кянар  факторлары  мцяййян  етмяк  вя  онлара  нязарят  етмякдир.  Гарышдырылма  гарыш-
дырыъы факторун (ларын) (мясялян, чох сигарет чякянляр, сигарет чякянляр, сигарет чякмя-
йянляр) сявиййясиня уйьун олараг, йарымгрупларда олан мялуматларын стратификасийасы вя 
айры-айры  тябягялярдян  алынмыш  мялуматларын  бирляшдирилмяси  васитясиля  йекун  еффект 
гиймятинин  щесабланмасы  иля  нязарятдя  сахланыла  биляр.  Стратификасийа  анализиндя  ейни 
вахтда  ики  вя  йа  цчдян  чох  факторлара  нязарят  етмяк  мцмкцн  дейил,  якс  щалда 
мялуматлар бир вя йа чох тябягяляря йайыла биляр. Чохюлчцлц моделляшдирмя методлары 
чохлу сайда гарышдырыъы факторлара ейни вахтда нязарят етмяйя имкан верир вя буна эюря 
дя  онлар  цстцн  щесаб  едилир.  Яксяр  щалларда  гарышдырлылмайа  нязарят  анализдя  фактора 
нязарят заманы еффект гиймятинин дяйишмя дяряъясини мцяййян етмякля йанашы, априор 
биликлярдян диггятля истифадя едилмясини тяляб едир. 
 
Яэяр  систематик  сящвлярин  мянбяляри  иля  коррелйасийа  олунан  явязедиъи  дяйишянляр 
мцяййян едиля билярся, стратификасийадан истифадя етмякля, сечмя вя мялумат сящвляриня 
мцяййян дяряъядя нязарят етмяк олар. Щятта беля аналитик нязарятин йериня йертирилмяси 
мцмкцн  олмадыгда,  тядгигат  мцшащидяляринин  (бах:  Фясил 3.3) дцрцстлцйцнц  вя 

Òÿäãèãàòûí àíàëèçè âÿ èíòåðïðåòàñèéàñû 
 
195
етибарлылыьыны  мигдари  гиймятляндирмяк  цчцн  тякрар  юлчмялярин  анализи  кими  методларын 
тятбиги, адятян, ящямиййятли олур. 
 
7.2. Ñòàòèñòèêàíûí ÿñàñû  
 
Бу бюлмядя статистик анализин ясаслары барядя гыса мялумат верилмишдир. Бюлмя 
ЦСТ-нын 
«Епидемиолоэийанын  Ясаслары»
  китабында 
(WHO Basic Epidemiology - Beaglehole et 
al., 1993)
  тягдим  едилмиш  материала  ясасланмышдыр.  Еко-епидемиолоэийада  категорийалы 
мялуматлар эениш тятбиг едилдийиня эюря бурада ясас диггят она йюнялмишдир. 
 
Ñòàòèñòèê ïàéëàíìà âÿ éåêóí ýþñòÿðèúèëÿð 
 
Статистик анализдя нязярдян кечирилян дяйишянлярин мигдари мцяййян едилмяси цчцн юлчц 
шкалаларындан истифадя едилир. Номинал шкалалар мцшащидяляри етник мянсубиййят вя ъинс 
кими  категорийалара  айырыр.  Сыра  шкалалары  категорийалар  цчцн  сыра  дяряъялярини  мцяййян 
едир  (зяиф,  орта  вя  аьыр  дяряъяли  симптомлар  кими).  Интервал  шкалалары  ики  юлчц  арасында 
интервалла мцяййян едилян даими дяйишянляри юлчцр, лакин онун цчцн щеч бир мцтляг сыфыр 
вя йа башланьыъ нюгтя йохдур (мясялян, зещни инкишаф). Яксиня, нисбят шкаласында ики юл-
чц арасында интервал мцяййян едилир вя мянтиги сыфыр нюгтяси мювъуддур (мясялян, ща-
вада карбон монооксидин гатылыьы). Сыфыр нюгтяси ики юлчц арасында нисбятин мцяййян еди-
ля билмясини эюстярир. Мясялян, 1 м 50 см-дян 2 дяфя узундур. Ейниликля, епидемиоложи 
тядгигатларда  мцшащидя  етмяк  олар  ки,  тясиря  мяруз  галмыш  ящали  арасында  хястялянмя 
тезлийи тясиря мяруз галмамыш ящали арасында хястялянмя тезлийиндян 2 дяфя чохдур. Бу, 
3-ъц фясилдя тезлик нисбяти кими мцяййян едилмишдир, адятян, нисби риск дя адландырылыр. 
 
Мялуматларын  пайланмасы  тезлик  ъядвяли,  щистограмлар,  цмуми  ъядвялляр  вя  даиряви 
диаграмлар  да  дахил  олмагла,  мцхтялиф  формаларда  тясвир  едиля  биляр.  Адятян,  йердяйиш-
мянин йекун параметринин дя ящямиййяти олур. Орта гиймят даими дяйишянлярин ян чох 
истифадя олунан йердяйишмя параметридир. Чцнки дяйишян симметрик йайылдыгда, мцвафиг 
статистик  хассяляря  малик  олур  вя  бирбаша  интерпретасийа  олуна  билир.  Ящали  арасында  орта 
гиймят мцшащидялярин ъяминин онларын сайына олан нисбяти иля щесаблана биляр: 
 
n
x
x
i


 
 
Топландыгдан  сонра  мялуматларын  дяйишкянлийинин  йекун  эюстяриъисинин  ялдя  едилмяси 
цчцн  онларын  хцсуси  пайланмасы  эцман  едиля  биляр.  Даими  дяйишянляр  цчцн  ещтимал 
едилян  ян  файдалы  мялумат  пайланмасы  нормал  (щямчинин  Гаус  пайланмасы  да  адланыр) 
пайланма адланыр. О, юзцнцн орта гиймяти ятрафында симметрикдир вя щям ашаьы, щям дя 
йухары истигамятдя сонсуздур (зянэябянзяр яйри). Дяйишкянлийин ян чох истифадя едилян 
эюстяриъиси  орта  квадратик  кянарачыхмадыр.  Ясас  мялуматларын  пайланмасы  тяхмини 
нормал  олдугда,  орта  квадратик  кянарачыхмалар  хцсусиля  ящямиййятли  олур.  Мялуматлар 
нормал  пайланмадыгда,  мцвафиг  чеврилмя  васитясиля  тяхминян  нормал  пайлана  биляр 
(мясялян, логарифмик нормал мялуматларын пайланмасы цчцн логарифмик чеврилмя): 
 
2
1
)
(




n
x
x
SD
i
 

Åêîëîæè åïèäåìèîëîýèéà 
 
196
Адятян, мараг даирясиндя олан бцтцн ящалини тядгиг етмяк мцмкцн олмур. Бунун явя-
зиндя тясадцфи сечмя апарылымалы вя онун характеристикасы бцтцн ящалийя аид едилмялидир. 
Яэяр  нцмуняляр  ейни  ящалидян  тякрар  сечилярся,  сечмяляр  арасында  орта  гиймят  фярг-
ляняъякдир. Щятта ясас мялуматлар нормал пайланмадыгда беля, чохсайлы сечмя заманы 
сечмялярин орта гиймятляри тяхмини олараг, нормал пайланаъагдыр ("чохлуг" мялуматла-
рын гейри-нормал пайланмасы дяряъясиндян асылы олаъаг). Сечмянин орта гиймятинин орта 
квадратик кянарачыхмасы орта гиймятин орта квадратик хятасы адланыр. Яэяр орта гиймятляр 
тяхмини  олараг  нормал  пайланмышдырса, 95%-я  гядяр  сечмянин  орта  гиймяти  вя  цмуми 
ящалинин  орта  гиймяти  арасында  орта  квадратик  хята 1,96 олаъагдыр (Beaglehole et al., 
1993).  Тядгигатларын  чоху  йалныз  бир  сечмяни  нязярдя  тутур,  лакин  орта  квадратик  хята 
сечмянин орта квадратик кянарачыхмасыны сечмядя субйектлярин сайынын квадрат кюкцня 
бюлмякля щесаблана биляр. 
 
n
SD
SE

 (нормал пайланма цчцн) 
 
Яксяр еко-епидемиоложи тядгигатлар даими мялуматлардан чох, категорийалы мялуматлар-
дан ибарят олур, даща доьрусу, саьламлыгда нятиъяляр хястялийин баш вериб-вермямясиня 
эюря  ики  йеря  бюлцнцр.  Бу,  мигдари  нисбятин  (п)  щесабланмасыны  тяляб  едир.  Хястялян-
мянин  категорийалы  мялумат  олмасына  бахмайараг  (даща  доьрусу,  инсанда  хястялийин 
олуб-олмамасы), мигдари нисбят, нисбят шкаласы цзря даими дяйишян щесаб едилир. Мигдари 
нисбятин диэяр хцсусиййяти ондан ибарятдир ки, онун гиймятляри сыфыр (щеч кяс тясир алтында 
дейил) иля ващид (щамы тясиря мяруз галмышдыр) арасында йерляшмялидир. Мясялян, анадан-
эялмя  гцсурларла  доьуланларын  мигдар  нисбяти  верилмиш  вахт  вя  ъоьрафи  ярази  цчцн 
щесаблана  биляр.  Башга  бир  мисал,  мцяййян  вахт  ярзиндя  юлян  (тясиря  мяруз  галмыш) 
адамларын  мигдар  нисбятидир.  Яэяр  нцмуняляр  кифайят  гядяр  чох  оларса,  биноминал 
пайланмайа  мцвафиг  олараг,  сечмя  пайланмасы  тяхминян  орта  гиймятли  (п)  вя  орта 
квадратик кянара чыхмалы 
)
1
(
p
p

 нормал пайланмайа бярабяр олаъаг. Она эюря дя 
юлянлярин  мигдар  нисбяти  (йяни,  ящалинин  орта  сайынын  мигдар  эюстяриъиси,  бурада  юлцм 
эюстяриъиси 1-я, саь галанларын эюстяриъиси 0-а бярабярдир) вя бу мигдари нисбятдян (йяни, 
орта гиймятин мигдар эюстяриъисинин орта квадратик хятасы) орта квадратик кянарачыхмалар 
ашаьыдакы кими щесаблана биляр: 
 


5
.
0
5
.
1
)
(
)
1
(
n
b
n
b
n
p
p
s




(биноминал пайланма цчцн) 
 
Пуассон  пайланмасы  епидемиоложи  мялуматларын  анализиндя  хцсусиля  ящямиййяти  олан 
башга  бир  статистик  моделдир  (Ahlbom, 1993).  Вахт  интервалларынын  сайы  щяддиндян  артыг 
чох вя щяр щансы вахт интервалында щадисялярин баш вермя ещтималы аз олдугда, Пуассон 
пайланмасы  бир  вахт  интервалында  баш веряъяк  щадисялярин  ещтималыны  якс  етдирир  (Klein-
baum et al., 1988; Ahlbom, 1993). Бу заман истифадя едилян формулда мцшащидя ващиди 
кими инсанлардан дейил, тядгиг едилян ящалинин тясиря мяруз галдыьы вахтдан (Адам-вахт) 
истифадя  едилир.  Пуассон  пайланмасы  дискрет  пайланмадыр,  чцнки  там  сайда  щадисяляр 
йалныз бир вахт интервалында баш веря биляр. Пайланма 0-а гядяр эет-эедя азалан хятт цзря 
мящдудлашмыш,  йцксялян  хятт  цзря  ися  мящдудлашмамышдыр.  Бу  пайланманын  ящямий-
йятли  хцсусиййяти  ондан  ибарятдир  ки,  онун  орта  гиймятинин  вя  дяйишкянлийин  эюстяриъиси 
бирбаша бир-бириля ялагядардыр; даща доьрусу, орта гиймят вя дяйишкяншик (орта квадратик 

Òÿäãèãàòûí àíàëèçè âÿ èíòåðïðåòàñèéàñû 
 
197
кянара  чыхманын  квадраты)  бярабярдирляр.  Беляликля,  Пуассон  пайланмасына  мцвафиг 
олараг, яэяр «б» щадисяляри «Й» вахт интервалында баш верирся, онда орта гиймят б/Й-йя 
бярабярдир,  орта  квадратик  кянарачыхма  б/Й-нин  квадрат  кюкц  олаъаг  вя  орта  гиймятин 
орта квадратик кянара чыхмасы (орта квадратик хята) ашаьыдакы кими щесаблана биляр: 
 
Y
b
s
5
.
0

 (Пуассон пайланмасы цчцн) 
 
Мялуматларын пайланмасы цчцн бу цч статистик модел бу фясилдя статистик анализлярин чо-
хунун ясасыны тяшкил едир.   
 
Ñòàòèñòèê ÿùÿìèééÿò âÿ ãèéìÿòëÿíäèðìÿ 
 
Нцмуня  сечилдикдян  сонра  ясас  ящалинин  характеристикасынын  гиймятляндирилмясиндя  
истифадя едиля биляр. Ян чох йайылмыш метод гиймят ятрафында етибарлы интервалларын, даща 
доьрусу, щягиги ящалинин орта сайы дахил олан гиймят интервалынын гурулмасыдыр. Адятян, 
90-95%-ли  етибарлы  интерваллардан  истифадя  олунур,  лакин  бу  гиймятляр  ихтийари  сечилир 
(Beaglehole et al., 1993).  Нормал  вязиййятдя  пайланмыш  мялуматлар  цчцн  щягиги 
ящалинин орта сайынын 95%-ли етибарлы интервалы ашаьыдакы кимидир:  
 
)
(
96
,
1
x
SE
x


 
бурада, 
x
- сечмянин орта гиймяти вя SE(x) – сечмянин орта квадратик кянарачыхмасынын 
сечмя сайынын квадрат кюкцня бюлцнмясиндян алынан орта квадратик хятадыр. Бу етибарлы 
интервал  сечмянин  юзцндян  щесабланмыш  ики  кямиййятдян  (
x
вя SE (x))  асылыдыр. 
Мцхтялиф  сечмялярдян  мцхтялиф  нятиъяляр  алынаъаг.  Лакин  вахтын 95%-и  цчцн  сечмянин 
кифайят гядяр чохсайлы олмасы шяртиля, сечмядян щесабланмыш етибарлы интервал сечмянин 
щягиги орта гиймятини тяшкил едяъяк. Фярди мялуматларын дяйишкянлийи толерант интервалла 
гиймятляндириля  биляр  вя  бу,  йухарыда  эюстярилмиш  формулда  орта  квадратик  хятаны  орта 
квадратик кянарачыхма иля явяз едяряк щесабланыр. 
 
Еко-епидемиоложи  тядгигатларын  чохунун  мягсяди  мцяййян  факторун  тясириня  мяруз 
галмыш вя галмамыш груплар арасында хястялянмя щадисяляриндя фярги гиймятляндирмяк-
дян ибарятдир. Мясялян, яэяр анаданэялмя гцсурлары олан щамилялярин мигдар нисбяти ич-
мяли  суда  нитратларын  сявиййяси  чох  олан  ъоьрафи  зонайа  эюря  гиймятляндирилмишдирся, 
сонракы  мцгайися  ичмяли  суда  нитратларын  сявиййяси  ашаьы  олан  (вя  йа  юлкя  цзря  бцтцн 
доьушларын  уйьун  мигдар  нисбятиля)  ъоьрафи  яразидя  щамилялярин  мигдар  нисбятиня  эюря 
апарыла биляр. Тест статистикасы (з) п-гиймятинин щесабланмасы цчцн истифадя олуна биляр ки, 
бу да фяргин мцшащидя едилмиш фярг кими тясадцфи баш вермя ещтималындан ибарятдир (мя-
сялян, ики мцхтялиф ящали групунда мцшащидя едилян анаданэялмя аномалийаларын мигдар 
нисбяти).  Сыфыр  фярзиййясинин  гябул  етмякля,  нитратларын  сявиййяляриля  анаданэялмя 
гцсурлар  арасында  щягигятян  фактик  фяргин  вя  нязарят  едилмяйян  гарышдырылма  вя  йа 
систематик сящвлярин олмамасы гябул едилир: 
 
)
(
/
D
SE
d
z

 
 
Бурада, д- фактики фярг, SE (d) – фяргин орта квадратик хятасыдыр. Стандарт статистик ъяд-
вяллярдян  истифадя  етмякля,  п-нин  гиймяти  з-ин  истянилян  гиймяти  цчцн  щесаблана  биляр 
(Rosner, 1986). 

Åêîëîæè åïèäåìèîëîýèéà 
 
198
 
Яввялляр п-нин гиймятляри статистик ящямиййятин ихтийари сявиййясиня (мясялян, п=0,05 
тясадцфи  нятиъянин  ещтималы=5%)  ясасян  тядгигат  нятиъяляринин  «ящямиййятли»  вя  йа 
«ящямиййятсиз» олмасыны тясвир етмяк цчцн истифадя едилирди. Лакин щазырда бу методда 
бир  сыра  проблемлярин  мювъудлуьу  мцяййян  едилмишдир  (Rothman & Greenland, 1998). 
Ики груп арасында хястяликлярдяки фяргля ялагяли олан п-нин гиймяти щяр шейдян яввял, ики 
фактордан – фяргин  вя  тядгигатын  юлчцсцндян  асылыдыр.  Тядгигат  иштиракчыларынын  сайы  чох 
олдугда, чох кичик фяргин статистик ящямиййяти олдуьу щалда, тядгигат иштиракчыларынын сайы 
аз олдугда, бюйцк фяргин статистик ящямиййяти олмайа биляр. Беляликля, п-нин гиймятляри 
ики  тязащцрц,  еффект  гиймятинин  юлчцсцнц  вя  дягигилийини  бирляшдирир  ки,  онлары  да 
фяргляндирмяк лазымдыр. 
 
Статистик ящямиййятля баьлы икинъи проблем даща мцщцм щесаб едилир. Статистик ящямий-
йятин мягсяди гярарларын ялдя едилмясидир. Лакин еко-епидемиоложи тядгигатларда гярарлар 
бир тядгигатын нятиъяляриня ясасланмамалыдыр, бцтцн мцмкцн тядгигатлардан ялдя едилмиш 
мялуматлара, еляъя дя мцасир нязяри вя емпирик биликляр фонунда еффектлярин мцмкцн-
лцйц вя уйьунлуьу кими гейри-статистик мялуматлара ясасланмалыдыр. 
 
Яэяр фярди тядгигатын ясас мягсядинин йалныз еффектин тясдиг едилмясиндян дейил, хястя-
лянмя щадисяляринин вя йа тясирин нятиъясинин (нюгтяви гиймятляндирмя) мигдари гиймят-
ляндирилмясиндян  ибарят  олмасы  баша  дцшцлярся,  статистик  ящямиййятля  баьлы  проблемляр 
арадан  галдырыла  биляр.  Нюгтяви  гиймятляндирмя  щягиги  еффектин  сящв  ола  биляъяйи  гий-
мятляр интервалыны тягдим етмякля, онун дягиглийини эюстярян етибарлы интервалла мцшайият 
едилмялидир (Gardner & Altman, 1986). Етибарлы интервал еффектин гиймятляндирилмясинин 
ясасландыьы  тядгигат  иштиракчыларынын  сайыны  якс  етдирдийи  щалда,  нюгтяви  гиймятляндирмя 
еффектин юлчцсцнц якс етдирир.  
 
7.3
 
Èëêèí ìÿëóìàòëàðûí àíàëèçè 
 
Бязи щалларда саьламлыгда тядгиг едилян нятиъяляр даими эюстяриъиляр олур (мясялян, ган 
тязйиги,  аьъийярлярин  функсийасында  дяйишиклик).  Хястялийин  яксяр  даими  дяйишянляри  уй-
ьун чеврилмяляря эюря нормал пайланыр вя йа тяхминян нормал пайлана биляр. Она эюря 
дя  нормал  пайланмыш  мялуматлар  цчцн  стандарт  статистик  моделляр  истифадя  едиля  биляр. 
Лакин  яксяр  еко-епидемиоложи  тядгигатларда  тядгиг  едилян  саьламлыг  нятиъяляри  дихото-
микдир,  йяни,  тядгигат  иштиракчылары  мцяййян  хястялийин  онларда  олуб-олмамасына  эюря 
тясниф  едилир  (мясялян,  аьъийярлярин  хярчянэи,  няфяс  йолларынын  хястяликляри).  Бу  фясилдя 
хястялик  тезликляри  вя  еффект  эюстяриъиляриня  эятириб  чыхаран,  дихотомик  нятиъяляр  цчцн 
тятбиг едиля билян методлара бюйцк фикир верилир ки, бу да 3-ъц Фясилдя мцяййян едилмиш-
дир.  Ъядвял 7.1-дя  мцхтялиф  тядгигат  типляри  вя  уйьун  аналитик  методлар  тягдим  едил-
мишдир. 
 
Ìÿëóìàòëàðûí èëêèí òÿäãèãàòû âÿ òÿñâèðè àíàëèç 
 
Фярди дяйишянлярин характеристикаларыны юйрянмяк цчцн илкин тясвири анализдя тезлийин йа-
йылмасы, даими дяйишянлярин орта гиймяти вя йа хястялянмя тезлийи кими йекун эюстяриъи-
ляр вя щистограмлар кими график методлардан истифадя едилир. Мялуматларын пайланмасынын 
логарифмик  нормал  пайланмайа  вя  йа  башга  моделя  нисбятян  (мясялян,  Колмогоров-
Смирнов  тести)  даща  чох  нормал  пайланмайа  йахын  олмасыны  йохламаг  цчцн  мигдари 
методдан истифадя едилир. Тябягяли вя йа чохюлчцлц анализ апарылмасыны тяляб едян ялагя-

Òÿäãèãàòûí àíàëèçè âÿ èíòåðïðåòàñèéàñû 
 
199
ляри  мцяййян  етмяк  цчцн  мцхтялиф  дяйишянляр  барядя  мялуматларын  пайланмасы  сонра 
мцгайися едилир. 
 
Ъядвял 7.1.   Дихотомик нятиъяляри нязярдя тутан епидемиоложи тядгигатлар цчцн тядгигат 
планлары вя уйьун аналитик методлар  
 
 
Когорт тядгигаты 
(тезликляр) 
Когорт тядгигаты # 
(рискляр) 
Щадися-контрол 
тядгигаты* 
Сурят 
Мяхряъ 
адамлар (хястяляр)
адам-ил 
адамлар (хястяляр)
адамлар 
адамлар (хястяляр) 
адамлар (контроллар)
Хястялянмя 
эюстяриъиси 
тезлик  
(хястялянмя тезлийи)
риск (хястялянмя 
тезлийинин 
кумулйатив 
эюстяриъиси) 
хястялянмя 
ещтималы 
Еффект эюстяриъиси 
Тезлик нисбяти
(хястялянмя  
тезлийинин сыхлыг 
нисбяти) 
риск нисбяти 
ещтимал нисбяти 
Тябягяли анализ 
Мантел-Щенсел
(еляъя дя СЮН, 
SТН, SRН) 
Мантел-Щенсел
(еляъя дя SТН, 
SRН) 
Мантел-Щенсел  
Чохюлчцлц анализ 
Пуассон  
регрессийасы
@
  
биноминал 
регрессийа 
логистик регрессийа 
 
Гейдляр: 
СЮН – стандартлашдырылмыш  юлцм  нисбяти, SТН – стандартлашдырылмыш  тезлик  нисбяти, SRН – 
стандартлашдырылмыш  риск нисбяти; 
#  Хястялийин  йайылмасынын  юйрянилмяси  цчцн  онун  йайылмасынын  бирбаша  мцгайисясини  нязярдя  тутан 
охшар методлар истифадя едилир; 
* Хястялийин йайылмасынын юйрянилмяси цчцн онун йайылма имканларынын мцгайисясини нязярдя тутан 
охшар методлар истифадя едилир; 
@  Коксун  пропорсионал  тящлцкяляр  модели  ейни  нятиъяляри  веряъяк,  лакин  онун  истифадяси  чох 
мцряккябдир. 
 
Пайланманын ещтимал едилян статистик моделя уйьун олмасыны мцяййян етмяк цчцн илкин 
анализин  биринъи  мярщялясиндя  щяр  бир  дяйишянин  тезлийинин  йайылмасы  юйрянилмялидир. 
Яксяр  епидемиоложи  тядгигатларда  категорийалы  мялуматлар  истифадя  едилдийиндян,  даими 
дяйишянлярин щансы йолла категорийалы дяйишянляр кими мцяййян едилмясини гиймятляндир-
мяк  лазымдыр  (мясялян,  йашын  онилликляря  эюря  категорийалара  бюлцнмяси  вя  йа  тясир 
дяйишянляринин  йцксяк,  орта,  зяиф  тясир  вя  йа  гейри-тясири  тямсил  едян  фярдлярдян  ибарят 
категорийалара бюлцнмяси). Даими дяйишянин категорийайа бюлцнмя гярары, адятян, тяси-
рин нязяря кифайят гядяр сявиййясини вя еляъя дя, статистик дягиглик кими (йяни, статистик 
анализ  цчцн  щяр  бир  тябягянин  кифайят  сайда  мцшащидядян  ибарят  олмасына  эюря  кате-
горийа сярщядляринин мцяййян едилмяси) биоложи ящямиййятли мясяляляри нязярдя тутур. 
 
Тядгигат  заманы  юлчцлмцш  айры-айры  дяйишянляря  ясасланан  уйьун  биоложи  тяркибли 
дяйишянлярин  ялдя  едилмяси  цчцн  дя  илкин  мялуматларын  анализи  йериня  йетириля  биляр. 
Мясялян, озонун орта суткалыг тясирини тямсил едян тясир дяйишяни мцхтялиф йерлярдя сярф 
едилян  вахтын  вя  щяр  йердя  ашкар  едилян  озонун  гатылыьына  эюря  щесаблана  биляр  (Бу 
метод  Фясил 4-дя  тясвир  едилмишдир).  Щямчинин,  гида  мящсулларынын  тяркибиндя  олан 
чикляндириъи маддялярин сутка ярзиндя гябул едилян мигдарыны щесабламаг чятин дейилдир, 

Åêîëîæè åïèäåìèîëîýèéà 
 
200
бунун  цчцн  гябул  едилмиш,  тяркибиндя  тядгиг  едилян  чиркляндириъи  маддяляр  олан  гида 
мящсуллары  юлчцлмяли  вя  топланмалыдыр.  Фясил 5-дя  эюстярилдийи  кими,  саьламлыгда 
нятиъяляря эюря хястялийин мцяййян едилмяси бир нечя дяйишянин бирляшмясиня ясаслана 
биляр.  Мясялян,  щякимин  диагнозу  вя  йа  фышылтылы  тяняффцс  барядя  мялумат  ясасында 
мцяййян  едилян  астма  хястялийи  иля  тяняффцс  йолларынын  тестиндя  онларын  дюнян 
обструксийасынын  вя  йа  щиперщяссаслыьынын  эюстярилмяси.  Яэяр  биоложи  интерпретасийа 
айдындырса, онда ялдя едилмиш дяйишянляр мялуматларын сонракы анализиндя истифадя едиля 
биляр.  Аз  сайда  олан  дяйишянлярин  анализи  чохлу  сайда  вя  йцксяк  дяряъядя  асылы 
дяйишянлярин анализиндян даща асан йериня йетирилир.  
 
Потенсиал  уйьун  дяйишянлярля - тясир  вя  гарышдырылманын  дяйишянляри  иля  фярди  мейллилик 
кими  риск  факторларыны  нязярдя  тутан  еффект  модификаторлары  арасында  гаршылыглы  ялагянин 
баша дцшцлмяси чох ваъибдир. Ики дяйишянин йайылма графики кими график методдан вя йа 
категорийалы  дяйишянлярин  цмуми  ъядвяли  кими  аналитик  методдан  истифадя  етмякля, 
дяйишянляр  арасында  ъцт  ялагяляри  (йяни,  ейни  вахтда  тядгиг  едилян  дяйишянляр)  визуал 
тядгиг етмяк олар. Бу анализин мягсяди дяйишянляр арасында ялагялярин характерини баша 
дцшмякдир.  Бу  мярщялядя  щансы  дяйишянлярин  «ящямиййятли»  вя  йа  йцксяк  дяряъядя 
коррелйасийа  олунмасы  гярарына  эялмяк  цчцн  статистик  ящямиййятин  тестляриня  етибар 
етмяк мцнасиб щесаб едилмир.