Еколожи Епидемиолоэийа: Сящиййядя Тятбиги вя Тядгигат Методлары

Õÿñòÿëÿíìÿ ùàäèñÿëÿðèíèí ýþñòÿðèúèëÿðè 
 
Фясил 3-дя епидемиоложи тядгигатларда истифадя едилян хястялянмя щадисяляринин ясас эюс-
тяриъиляри мцяййян едилмишдир. Бу бюлмядя (Фясил 3 Ъядвял 7.2-дя (Ъядвял 3.1-ля охшар) 
эюстярилмиш  шярти  ишарялярдян  тябягяляр  цчцн  истифадя  едиляряк)  сечилмиш  статистик  анализ 
методлары  тягдим  едилмишдир.  Ашаьыда  эюстярилмиш  сябябляря  эюря  етибарлы  интервалын 
гиймятляндирилмясиня  хцсуси  ящямиййят  верилмишдир,  щямчинин  п-нин  гиймятляринин 
щесабланмасы  цчцн  дя  методлар  тягдим  едилмишдир.  Бурада  йалныз  асимптоматик 
нязяриййяйя  ясасланмыш  мялуматларын  анализ  методлары  нязярдян  кечирилмишдир  (даща 
доьрусу,  чохсайлы  сечмяляр  цчцн).  Аз  мигдарда  иштиракчыларын  сайыны  нязярдя  тутан 
тядгигатларын  анализи  цчцн  (мясялян,  яэяр  щяр  групда 5-дян  аз  хястя  мцгайися 
едилмялидирся)  щесабланманын  даща  мцряккяб  методлары  тяляб  олунур.  Даща  эениш, 
щяртяряфли  мялумат  алмаг  истяйян  охуъулар  стандарт  мягаляляря  мцраъият  етмялидирляр 
(Rothman & Greenland, 1998). 
 
Фясил 3-дя эюстярилдийи кими, когорт тядгигатларында хястялянмянин ян чох истифадя олу-
нан  эюстяриъиси  (ващид  вахтда  хястялянмя  щадисяляринин  эюстяриъиси)  хястялянмя  тез-
лийидир. Тясиря мяруз галмайан групда хястялянмя тезлийи орта квадратик сящв иля беля 
форма алыр I
0
=b/Y
0
 (Пуассон пайланмасына мцвафиг олараг): 
 
Y
b
J
SE
5
,
0
0
)
(

 
 
она эюря дя хястялянмя тезлийи цчцн тяхмини 95%-ли етибарлы интервал беля олаъаг: 

Òÿäãèãàòûí àíàëèçè âÿ èíòåðïðåòàñèéàñû 
 
201
Ъядвял 7.2.  Хястялянмя щадисяляринин вя хястяликлярин йайылмасы юйрянилян 
тядгигатларда щяр бир тябягя цчцн мялуматларын шярти ишаряляри 
 
Дяйишян 
Ващид 
Тясиря 
мяруз 
галмыш 
Тясиря 
мяруз 
галмамыш 
Йекун 
Хястяляр 
Хястя олмайанлар 
Адам 
Адам 
а
и 
с
и
б
и 
д
и 
М
1и 
М
0и 
Ясас ящали 
Адам
Н
1и
Н
0и
Т
Ни 
Адам-ил 
Й
1и
Й
0и
Т
0и
 
Хястялянмя тезлийи 
Кумулйатив хястялянмя тезлийи 
Хястялянмя ещтималы  
И
1и
CI
1i 
O
1i
 
И
0и
CI
0i
 
O
1i
 
 
 
 
Фясил 3-дя эюстярилдийи кими, когорт тядгигатларында хястялянмянин ян цмуми эюстяриъиси 
хястялянмя  тезлийидир  ки,  бу  да  ващид  вахтда  хястялянмя  щадисялярини  эюстярир.  Тясиря 
мяруз  галмайан  групда  хястялянмя  тезлийи  орта  квадратик  сящв  иля  ашаьыдакы  формулу 
алыр I
0
=b/Y
0
 (Пуассон пайланмасына уйьун олараг): 
 
0
5
,
0
0
)
(
Y
b
J
SE

 
 
она эюря дя хястялянмя тезлийи цчцн тяхмини 95%-ли етибарлы интервал беля олаъаг: 
 
)
(
96
,
1
0
0
J
SE
J


 
 
Кумулйатив  хястялянмя  тезлийи  (вя  йа  риск)  когорт  тядгигатында  хястялянмя  щадисяля-
ринин диэяр эюстяриъисидир вя мцяййян вахт ярзиндя хястялянмиш тядгигат иштиракчыларынын 
мигдар нисбятини эюстярир. Тясиря мяруз галмамыш групда кумулйатив хястялянмя тезлийи 
орта  квадратик  сящв  иля  CI
0
=b/N
0
  формулуну  алыр  (биноминал  пайланмайа  мцвафиг  
олараг): 


5
,
1
0
5
,
0
0
0
)
(
)
(
N
b
N
b
CI
SE


 
 
Она эюря дя кумулйатив хястялянмя тезлийи цчцн 95%-ли етибарлы интервал беля олаъаг: 
 
)
(
96
,
1
0
0
CI
SE
CI


 
 
Фясил 3-дя эюстярилдийи кими, кюндялян тядгигатлар хястяликлярин йайылмасыны вя йа ящали 
арасында  саьламлыьын  вязиййятини  гиймятляндирир.  Кюндялян  тядгигатларда  хястялянмя 
щадисяляринин  эюстяриъиси  хястялийин  йайылма  эюстяриъисидир  (P
0
=b/N
0
,  бурада b тясиря 
мяруз  галмамыш  групда  йайылмыш  хястялик  щадисяляринин  сайыдыр).  Хястялийин  йайылма 
эюстяриъисинин  статистик  хассяляри  хястялянмянин  кумулйатив  тезлийинин  хассяляри  иля 
охшардыр,  чцнки  онларын  щяр  бири  тядгигат  иштиракчыларынын  мигдар  нисбяти  кими  ифадя 
едилмишдир.  Хястялийин  йайылма  эюстяриъиси  цчцн  етибарлы  интервал  вя  орта  квадратик  сящв 
етибарлы интервалын йухарыда эюстярилмиш формулларынын кюмяйиля щесаблана биляр. 

Åêîëîæè åïèäåìèîëîýèéà 
 
202
 
Ъядвял 7.3  Сакит океанда Британийа нцвя силащларынын щава сынаьында Йени Зеланди-
йадан олан иштиракчылар цзяриндя апарылан мцшащидя, 1957-1987-ъи илляр  
 
 
Сынаг иштиракчылары 
Контроллар 
Саь галанлар  
Юлянляр 
Емиграсийа олунанлар 
Намялум 
377
       (71,4%)
70
 
 (13,3%) 
31
 
(5,9%) 
50                    (9,5%) 
1085                      (72,1%)
 179                       (11,9%)
69%                        (4,6%) 
171                        (11,4%)
Йекун 
   528
1504
Адам-вахт 
13 923
38 937
 
10 000 адам-иля юлцм 
эюстяриъиси 
50,3
46
SE (юлцм эюстяриъиси) 
0,00060
0,00034
95% ЕИ 
38,5                         62,1
39,2                            52,7
 
Кумулйатив юлцм риски, 
1957-1987 
 
0,133 0,119 
SE (юлцм эюстяриъиси) 
0,0148
0,0083
95% ЕИ 
0,104                        0,162
0,103                        0,135
 
Тезлик нисбяти 1,09
Тезлик нисбятинин  хи-
квадраты 
0,40
95% ЕИ 
0,83                            1,44
 
Риск нисбяти 1,11
Риск нисбятинин хи-квадраты 0,67
95% ЕИ 
0,86                             1,44
 
Мянбя: 
Pearce et al., 1990 
 
Бокс 7.1 Хястялянмя тезликляриня аид мисал 
 
Фясил 3-дя  тягдим  едилмиш  мисалы  давам  етдиририк.  Сакит  океанда  Британийанын  нцвя 
силащларынын щава сынагларында Йени Зеландийадан олан иштиракчыларын тядгигатында (Pearce 
et al., 1990)  тясиря  мяруз  галмамыш  група  эямилярдя  хидмят  эюстярян  вя  сынагларда 
иштирак етмяйян 1504 киши дахил едилмишдир. Бу груп 1957-1987-ъи илляр ярзиндя мцшащидя 
алтында  олмушдур. 1504 контролун  тясиря  мяруз  галдыьы  йекун  мцддят 38 937 адам-ил 
олмушдур  вя  бу  мцддят  ярзиндя 179 юлцм  щадисяси  баш  вермишдир.  Она  эюря  дя  юлцм 
эюстяриъиси 10 000 адам-иля 179/38 937= 46,0; орта  квадратик  сящв = 0,00034; 95%-ли 
етибарлы интервалла 10 000 адама 39,2-дян 52,7-йя гядяр юлцм дцшцр. Юлцм щадисяляринин 
кумулйатив тезлйи 0,119 (11,9%) олмушдур, орта квадратик хята ися 0,00834-я бярабярдир 
вя 95%-ли  етибарлы  интервал 0,103-дян 0,135-я  гядярдир.  Бу  мисала  аид  мялуматлар  цчцн 
Ъядвял 7.3-я бах. 

Òÿäãèãàòûí àíàëèçè âÿ èíòåðïðåòàñèéàñû 
 
203
Яксяр епидемиоложи тядгигатлар хястялянмянин бу эюстяриъиляриня ясасландыьы щалда, бязи 
тядгигатлар  хястяликляри  даими  эюстяриъи  кими  юйрянирляр.  Бу  метод,  ясасян  нятиъя  ган 
тязйиги вя йа ганда ензим вя йа протеинлярин гатылыьы кими биоложи эюстяриъи олдугда исти-
фадя едилир (Нормал пайланмыш даими дяйишянляр цчцн тест статистикасынын, орта квадратик 
сящвин  вя  етибарлы  интервалларын  щесабланмасы  цчцн  формуллар  Бюлмя 7.2-дя  тягдим 
едилмишдир). 
 
Åôôåêò ýþñòÿðèúèëÿðè 
 
Мялуматларын  анализи  цчцн  еффектин  ясас  эюстяриъиляри  йухарыда  тясвир  едилмиш  (Ъядвял 
7.1)  мцхтялиф  тядгигатларда  хястяликлярин  юлчцлмясиндян  ялдя  едилмиш  нисбятляря  вя  йа 
фяргляря ясасланыр. 
 
Êîãîðò òÿäãèãàòëàðû 
 
Яксяр  щалларда  когорт  тядгигатында  юйрянилян  ясас  эюстяриъи  хястялянмя  щадисяляринин 
тезлик нисбятидир ки, бу да тясиря мяруз галмыш групда олан (а/Й
1
) хястялянмя тезлийинин 
тясиря мяруз галмамыш групда хястялянмя тезлийиня олан нисбятиня бярабярдир (Фясил 3). 
Хястялянмянин  тезлик  нисбятинин  сыфыр  гиймятиндян (1,0) кифайят  гядяр  фярглянмя  фяр-
зиййяси Мантел- Щенсел хи-квадратынын адам-вахт методу иля йохланыла биляр (Mantel & 
Haenszel, 1959). Бу метод, ясасян тясир еффектинин олмамасы иля баьлы сыфыр фярзиййясиня 
эюря  тясиря  мяруз  галмыш  фярдлярин  сайынын  ещтимал  едилян  сайдан  фярглянмясини 
йохлайыр: 
 

 



2
0
1
1
2
1
1
2
2
))
(
(
)
(
)
(
Y
Y
IT
Y
Y
M
IT
M
Y
a
a
Exp
Var
a
Exp
a
Obs
X




 
 
бурада M
1,
 Y
1
,Y
0
 вя T
y 
Ъядвял 7.2-дя эюстярилмишдир. Мантел-Щенсел хи-квадраты яслиндя 
хи-квадратынын  ади  тести  иля  охшардыр,  лакин  ондан  цстцн  щесаб  едилир,  чцнки  гарышдырыъы 
факторларын  чохсайлы  тябягялярини  бирляшдирмяк  цчцн  (ашаьыйа  бах)  даща  асан 
цмумиляшдирилир.  Тезлик  нисбяти  цчцн  тяхмини 95%-ли  етибарлы  интервал  ашаьыдакы  кими 
верилир (Miettinen, 1976): 
 
X
RR
/
96
,
1
1

 
 
Мцяййян едилмиш когорталарын тядгигиндя еффектин истифадя едилян икинъи эюстяриъиси риск 
нисбятидир.  Бу,  мцяййян  едилмиш  вахт  мцддятиндя  тясиря  мяруз  галмыш  групда 
хястялянмиш тядгигат иштиракчыларынын (а/Н
1
) тясиря мяруз галмайан групда хястялянмиш 
тядгигат  иштиракчыларына  (б/Н
0
)  олан  нисбятидир.  Риск  нисбятинин  сыфыр  гиймятиндян (1,0) 
кифайят гядяр фярглянмя фярзиййяси Мантел-Щенсел хи-квадраты иля йохлана биляр (Mantel 
& Haenszel, 1959): 
 






)
1
(
))
(
(
)
(
)
(
2
0
1
0
1
2
1
1
2
2





N
N
N
T
IT
N
N
M
M
IT
M
N
a
a
Exp
Var
a
Exp
a
Obs
X
 
 
бурада  M
1,
  М
0
, N
1,
  N
0
  вя  T
N
  Ъядвял 7.2-дя  эюстярилмишдир.  Риск  нисбяти  цчцн 95%-ли 
тяхмини интервал ашаьыдакы кими верилир:  

Åêîëîæè åïèäåìèîëîýèéà 
 
204
 
X
RR
/
96
,
1
1

 
Мцмкцн олан цчцнъц еффект эюстяриъиси хястялянмя щадисяляринин ещтимал нисбятидыр ки, 
бу  да  тясиря  мяруз  галмыш  групда  а/c  хястялянмя  ещтималынын  тясиря  мяруз  галмайан 
групдакы (b/d) хястялянмя ещтималына олан нисбятидир вя чох заман OR=ad/bc иля ифадя 
олунур.  Хястялянмя  ещтималы  нисбятинин  сыфыр  гиймятдян (1,0) кифайят  гядяр  фярглянмя 
фярзиййяси  Мантел-Щенсел  хи-квадраты  иля  йохланыла  биляр  вя  бу,  йухарыда  риск  нисбяти 
цчцн эюстярилмиш формула иля ейнидир (Mantel & Haenszel, 1959): 
 






)
1
(
))
(
(
)
(
)
(
2
0
1
0
1
2
1
1
2
2





T
IT
N
N
M
M
IT
M
N
a
a
Exp
Var
a
Exp
a
Obs
X
N
N
 
 
Ещтимал нисбяти цчцн тяхмини 95%-ли етибарлы интервал тест цсулу иля гиймятляндириля биляр. 
 
X
OR
/
96
,
1
1

 
 
Риск  вя  ещтимал  нисбяти  цчцн  ейни  формулларын  истифадя  едилмясинин  сябяби  щяр  ики 
эюстяриъинин  мигдар  нисбятя  ясасланмасындан  ибарятдир  ки,  бу  да  Бюлмя 7.2-дя  тясвир 
едилмиш биноминал пайланма методунун кюмяйи иля анализ едиля биляр. 
 
Еффект  эюстяриъилярини  щесабламаг  цчцн  аналожи  метод  фярглярдян - тезлик  фярги  вя  риск 
фяргиндян истифадя едилмякля, йериня йетириля биляр. Тезлик фярги беля ифадя олунур RD=I
1
-
I
0
=a/Y
1
-b/Y
0
. Тезлик фяргинин сыфыр гиймятиндян (0,0) чох фярглянмя фярзиййяси Мантел-
Щенсел хи-квадратынын адам-вахт варианты иля йохланыла биляр (Mantel & Haenszel, 1959) 
вя бу йухарыда тезлик нисбяти цчцн верилмиш формулла ейнидир. Тезлик фярги цчцн тяхмини 
95%-ли етибарлы интервал беля ифадя олунур: 
 
)
/
96
.
1
1
(
X
RD

 
 
Риск фярги беля ифадя олунур: RD=CI
1
-CI
0
=a/N
1
-b/N
0
. Риск фяргинин сыфыр гиймятдян (0,0) 
кифайят гядяр фярглянмя фярзиййяси Мантел-Щенсел хи-квадратынын кюмяйи иля йохланила 
биляр (Mantel & Haenszel, 1959). О, йухарыда риск нисбяти цчцн эюстярилмиш формула иля  
ейнидир.  Риск  фярги  цчцн  тяхмини 95%-ли  етибарлы  интервал  йухарыда  тезлик  фярги  цчцн 
эюстярилмиш формуладан истифадя етмякля, щесаблана биляр. 
 
Ùàäèñÿ-êîíòðîë òÿäãèãàòëàðû 
 
Щадися-контрол тядгигатларында нисби риск эюстяриъиси тясирин ещтимал едилян нисбятидир. Бу, 
хястя  групда  ещтимал  едилян  тясирин  (а/б)  контрол  групда  ещтимал  едилян  тясиря  олан 
нисбятини  ифадя  едир.  Ещтимал  нисбяти  беля  ифадя  олунур:  OR=ad/bc.  Бу  формул  рийази 
ъящятдян когорт тядгигатларында хястялянмя ещтималы нисбяти цчцн истифадя едилян формул 
иля  ейнидир.  Она  эюря  дя  хястялянмя  щадисяляринин  ещтимал  нисбяти  цчцн  йухарыда 
эюстярилмиш ейни аналитик методлардан бурада истифадя едиля биляр. Ещтимал нисбятинин сыфыр 
гиймятдян (1,0) кифайят  гядяр  фярглянмя  фярзиййяси  Мантел-Щенсел  хи-квадратынын 
кюмяйиля  йохланила  биляр  (Mantel & Haenszel, 1959).  Ещтимал  нисбяти  цчцн 95%-ли 
етибарлы интервал йухарыда эюстярилмиш тестя ясасланан методла гиймятляндириля биляр. 
 

Òÿäãèãàòûí àíàëèçè âÿ èíòåðïðåòàñèéàñû 
 
205
Ъядвял 7.4 -дя Сунйе вя башгалары (1989) тяряфиндян апарылмыш  епидемик астмада сойа 
иля  реаксийайа  эирян  ган  зярдабы  иммуноглобулин–Е  антиъисимляринин  щадися-контрол 
тядгигатынын  нятиъяляри  эюстярилмишдир.  Хястяляр  Барселонада 1987-ъи  илдя  астма  епиде-
мийасы дюврцндя астмайа эюря тяъили йардыма мцраъият етмиш 86 няфярдян ибарят олмуш-
дур. 86 контрол ися епидемийа олмайан заман тяъили йардыма мцраъият етмиш адамлардан 
сечилмишдир. 64 хястянин  вя  йалныз 4 няфяр  контролун  ган  зярдабы  серийаларла  истещсал 
едилян сойа  антиъисимляри иля реаксийайа эирмишдир. Нятиъядя чох бюйцк ещтимал нисбяти 
алынмышдыр – 59,6 (95% CI 25.3-140,8).  Беляликля,  тядгигат  ган  зярдабынын  IgE  антиъи-
симляри иля сойа антиъисимляри арасында ъидди ялагянин олмасыны ашкар етди. Она эюря дя бу 
тядгигат еля щямин групун кюмяйи иля шящяр лиманында йалныз сойанын бошалдылмасы эцн-
ляриндя епидемийаларын баш вермясини ашкар едян тядгигаты тамамлады (Anto et al., 1989).  
 
Ъядвял 7.4. Барселонада  астма  епидемийасы  заманы  ган  зярдабынын  серийаларла 
щазырланмыш сойа антиъисимляри иля реаксийасы 
 
Сойа антиъисми 
Хястяляр
Контроллар 
Ещтимал нисбяти   95% ЕИ 
Реаксийайа эирян 64 
4 
59,6 
25,3–140,8
Реаксийайа эирмяйян 22 
82   
 
Мянбя: Сунйе
r
 et al., 1989. 
 
Õÿñòÿëèéèí éàéûëìàñûíûí þéðÿíèëìÿñè 
 
Фясил 3-дя эюстярилдийи кими, хястялийин йайылмасыны юйрянмякля, ики нисби риск гиймятини 
щесабламаг  олар.  Хястялийин  йайылма  нисбяти  тясиря  мяруз  галмыш  групда  хястялийин 
йайылма  эюстяриъисинин  тясиря  мяруз  галмайан  групда  хястялийин  йайылма  эюстяриъисиня 
олан  нисбятидир.  Беля  гиймятляндирмяляр  епидемийаларын  тядгиг  едилмясиндя  истифадя 
едиля биляр; бурада хястялийин йайылма нисбяти риск нисбятинин щесабланмасыны тямин едир. 
Хястялийин  йайылма  нисбятинин  щесабланмасы  вя  йохланмасы  цчцн  статистик  методлар 
когорт  тядгигатларында  риск  нисбятинин  щесабланмасы  цчцн  истифадя  едилян  методларла 
охшардыр. 
 
Хястялийин йайылмасынын ещтимал нисбяти онун йайылмасы юйрянилян тядгигатларда истифадя 
едилян  икинъи  еффект  эюстяриъисидир.  Тядгигат  иштиракчыларынын  мцяййян  вахт  мцддятиндя 
«давамлы  вязиййятдя»  галмасы,  тясирин  вя  хястялийин  вязиййятинин  миграсийа  вя  емиг-
расийанын  сявиййяси  иля  ялагядар  олмамасы  фярз  едилярся,  хястялийин  йайылма  ещтималы 
хястялянмя  тезлийи  иля  хястялик  мцддятинин  орта  гиймятинин  щасилиня  бярабяр  олаъагдыр 
(p(1-p)=I
D
). Она эюря дя тясир хястялийин орта мцддятиня тясир эюстярмирся, хястялийин 
йайылмасынын  ещтимал  нисбяти  (OR=I
1
D
1
/I
0
D
0
)  бирбаша  хястялянмя  щадисяляринин    тезлик  
нисбятини  гиймятляндирир.  Она  эюря  дя  хроник  хястяликлярин  йайылмасыны  юйрянян 
тядгигатларда  хястялийин  йайылмасынын  ещтимал  нисбяти  цмуми  еффект  эюстяриъисини  ифадя 
едир.  Хястялийин  йайылмасынын  ещтимал  нисбятинин  гиймятляндирилмяси  вя  йохланылмасы 
цчцн  статистик  методлар  башга  контекстлярдя  ещтимал  нисбятинын  щесабланмасы  цчцн 
истифадя едилян методларла охшардыр (йухарыда эюстярилянляря бах). 
 

Åêîëîæè åïèäåìèîëîýèéà 
 
206
3.2  сайлы  Ъядвялдя 1517 адам  арасында  автомобил  газларынын  тясири  иля  респиратор 
симптомларын  йайылмасыны  юйрянян  тядгигатын  нятиъяляри  тягдим  едилмишдир  (Nitta et al., 
1993).  Бунлардан 570 няфяри автомобил йолундан 20 м мясафядя йашамыш вя онларын 56 
няфяриндя (9,8%) хроник  фышылтылы  тяняффцсцн  олмасы  барядя  мялумат  верилмишдир.  Диэяр 
570  иштиракчы  автомобил  йолундан 20-150 м  мясафядя  йашамыш  вя  онларын 24 (4,2%) 
няфяриндя  хроник  фышылтылы  тяняффцсцн  олмасы  гейд  едилмишдир.  Она  эюря  дя  автомобил 
йолуна  йахын  йашайанларда  хроник  фышылтылы  тяняффцсля  хястялянмянин  ещтимал  нисбяти 
56/514, автомобил йолундан узаг йашайанларда ися 24/554 вя ещтимал нисбяти 2,5 (95% 
CI 1,6-4,1) олмушдур. 
 
Äîçà-ðåàêñèéà ÿëàãÿëÿðè  
 
Доза вя реаксийа арасында ялагяляр йухарыда тясвир едилмиш аналитик методлардан истифадя 
етмякля, тядгигат иштиракчыларынын мцхтялиф тясиря мяруз галмыш йарымгрупларынын мцга-
йися едилмяси иля юйряниля биляр. Яэяр тясир барядя мялуматлар ардыъыллыг шкаласына ясас-
ланмышдырса, мясялян, тядгигат иштиракчылары мяруз галдыглары тясирин йцксяк, орта вя ашаьы 
сявиййясиня  эюря  тясниф  едиля  билярся,  тясиря  мяруз  галмайан  груп  референс  груп  кими 
эютцрцля биляр вя тясиря мяруз галмыш 3 групун щяр бири бу групла мцгайися едиля биляр. 
 
Ъядвял 7.5-дя Флат вя башгаларынын (1990) Йени Зеландийада Данедин шящяриндя астма 
хястялийи олан 56 няфяр вя астма хястялийи олмайан 59 контрол арасында хястялийин йайыл-
масынын  щадися-контрол  тядгигатынын  щяртяряфли  мялуматлары  тягдим  едилмишдир.  Бу 
яразидя селенин еколожи гатылыьы ашаьыдыр, нятиъядя гида иля гябул едилян селенин сявиййяси 
дя ашаьы олур. Селен антиоксидант хассяляря малик олдуьундан, тядгигатчылар беля ещтимал 
етдиляр  ки,  селен  чатышмазлыьы  яразидя  астма  хястялийинин  инкишафында  рол  ойнайа  биляр. 
Астмайа тутулмуш хястяляр пулмоноложи амбулатор клиника вя цмуми практика васитясиля 
мцяййян  едилмишдир.  Контроллар  цмуми  амбулатор  вя  ган  донорларындан  ибарят  олан 
ящалидян, еляъя дя астма хястяляри олан аилялярдян сечилмишдир. Халис ганда пероксидаза 
глутатнонун  активлийини  йохламаг  цчцн  щяр  бир  фярдин  венасындан  селен  чатышмазлыьынын 
биоложи  эюстяриъиси  кими 10 мл  ган  нцмуняси  эютцрцлмцшдцр  (селен  ян  мцщцм  металлик 
микроелементдир  вя  пероксидаза  глутатнонун  ямяля  эялмясиндя  бюйцк  ящямиййяти 
вардыр).  Анализин  нятиъяляри  эюстярди  ки,  нцмуня  эютцрцлянляр  арасында  халис  ганда 
пероксидаза  глутатнонун  активлийи  ян  ашаьы  олан  фярдлярдя  астма  хястялийинин  ямяля 
эялмясиндя 5,8 дяфя артыг риск ашкар едилмишдир. Тядгигатчылар беля гярара эялдиляр ки, бу 
нятиъяляр  Йени  Зеландийада  астма  хястялийинин  патоэенезиндя  селенин  ашаьы  гатылыьынын 
рол ойнамасы фярзиййясиня уйьун эялир. 
 
Ъядвял 7.5 Астма хястялийинин щадися-контрол тядгигатындан алынмыш нятиъяляр 
 
Халис ганда глутатнон 
активлийи (ващидляр/г Hb) 
Хястяляр 
Контроллар Хястялянмя 
ещтималынын нисбяти   95%-ли CI 
≥30 7 
13 
1 - 
25-29 14 
19 
1,4 
0,4-4,5 
20-24 15 
20 
1,6 
0,5-5,2 
<20 20 
7 
5,8 1,6-21,2 
Мянбя: 
Flatt et al., 1990 

Òÿäãèãàòûí àíàëèçè âÿ èíòåðïðåòàñèéàñû 
 
207
 
Яэяр даими тясир барядя мялумат варса (йухарыда эюстярилян мисал кими), онда тясир илк 
нювбядя категорийалара бюлцнцр (мясялян, йцксяк, орта вя йа ашаьы) вя йухарыда тясвир 
едилмиш  методлардан  истифадя  етмякля  анализ  апарылыр.  Бу  метод  мцряккяб  рийази 
моделлярдян  истифадя  едилдийиня  эюря  йалныз  сящвлярин  арадан  галдырылмасы  мягсядиля 
дейил, щям дя мцмкцн тясир-реаксийа яйрисинин алынмасы цчцн дя истифадя едилир. Даими 
мялуматлар да дахил олмагла, истянилян нювбяти анализ регрессийа методларынын тятбигини 
тяляб едяъяк. Онлар Бюлмя 7.5-дя изащ едилмишдир. 
 
7.4
 
Òÿáÿãÿëè àíàëèç 
 
Мялуматларын анализинин тябягялянмяси о демякдир ки, мцшащидяляр тясир вя йа хястялик 
дяйишянляриндян фярглянян бир вя йа даща чох дяйишянляря мцвафиг олараг, тябягяляря 
бюлцнцр  (Ahlbom, 1993). Мясялян,  щава  щювзясинин  чирклянмяси  иля  респиратор  хястя-
ликляр арасында гаршылыглы ялагянин юйрянилмяси заманы фярдляр йаш вя йа мянсуб олдуьу 
ъинся  эюря  тябягяляря  бюлцня  биляр.  Фясил 6-да  эюстярилдийи  кими,  тябягяляря  бюлцнмя 
тядгигат  цчцн  фярдляр  сечилян  заман  йериня  йетириля  биляр.  Сонра  фярдляр  яввялъядян 
мцяййян  едилмиш  мигдар  нисбятляриня  уйьун  олараг,  тябягяляря  бюлцнцр.  Субйектляр 
тядгигата  дахил  едилян  заман  тябягяляря  бюлцнмядийи  щалда  беля,  тябягяли  тядгигат 
типиндя тябягяли анализдян истифадя едилир. 
 
Тябягяли  анализ  ики  сябябя  эюря – гарышдырылмайа  нязарят  вя  еффект  модификасийасынын 
гиймятляндирилмясинин  асанлашдырылмасы  цчцн  йериня  йетирилир.  Тясиря  мяруз  галмыш  вя 
галмамыш адамлар арасында мцхтялиф ъцр пайланан гарышдырылма риск факторуна аид олдуьу 
цчцн  гарышдырылмайа  нязарят  едилмямяси  еффект  гиймятинин  тящриф  олунмасына  эятириб 
чыхара биляр, чцнки тясиря мяруз галмыш вя галмамыш груплар юйрянилян тясирин щяр щансы 
еффектиндян асылы олмайараг, хястялийя эюря фяргляняъякдир. Мясялян, сигарет чякмянин 
цряк-дамар  хястяликляриня  тясиринин  когорт  тядгигатында  йаша  эюря  тябягяляря  бюлцнмя 
мцнасиб  щесаб  едилир,  чцнки  йаш  цряк-дамар  хястяликляринин  ямяля  эялмясиндя  риск 
факторудур,  сигарет  чякянлярин  сайы  ися  мцхтялиф  йаш  групларында  фяргляня  биляр.  Яэяр 
цряк-дамар  хястяликляринин  йуксяк  риски  алтында  олан  йашлы  адамлар  ъаван  адамлара 
нисбятян  аз  сигарет  чякмяйя  чалышырларса,  тябягяли  олмайан  анализ  вя  йа  «там  йериня 
йетирилмямиш анализ» щягиги нисби риски гиймятляндиря билмяйяъяк. 
 
Тябягяли  анализ  илкин  ящали  групунда  тясир  еффекти  башга  факторун  сявиййясиндян  асылы 
олан  заман  еффект  модификасийасынын  гиймятляндирилмяси  цчцн  истифадя  едиля  биляр 
(Kleinbaum et al;., 1982).  Она  эюря  дя  еффект  эюстяриъиси  мцхтялиф  тябягяляр  арасында 
фяргляняъякдир. Тябягяли анализ айрылыгда щяр бир тябягя цчцн еффект эюстяриъисинин гий-
мятляндирилмясиндя  истифадя  едиля  биляр.  Еффект  модификасийасы  тябягялярин  мцгайися 
едилмяси иля гиймятляндирилир.