UVOD
Tako strokovnjaki s podro~ja javnega zdravja kot tudi
javnozdravstvena politika se redno sre~ujemo z vpra{anji
zaskrbljene lai~ne in strokovne javnosti o domnevnem
pove~anju {tevila rakavih obolenj na obmo~ju, od koder
prihaja. Alarmantni prispevki v javnih medijih v smislu »Iz
Strasbourga opozorili na skrb zbujajo~o ugotovitev: Tretjina
So~anov umrla zaradi raka« (1) sejejo med ljudmi bolj ali
manj upravi~en strah. Nedostopnost ustreznih informacij ali
pa neprimerno oziroma nepravo~asno podajanje le-teh se
praviloma kon~a s splo{nim nezaupanjem v poobla{~ene
dr`avne ustanove ter z ve~anjem vpliva »kvazi«
znanstvenikov, katerih cilj delovanja ni razjasnitev pere~ega
problema, temve~ lastna promocija in finan~na dobrobit.
V slu`bi Epidemiologija in registri raka na Onkolo{kem
in{titut v Ljubljani se `e vrsto let trudimo ustrezno
obravnavati problematiko geografskega razporejanja novih
primerov raka v Sloveniji. Prve zemljevide incidenc rakavih
bolezni 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 bil
izdan leta 1992 (3), zemljevidi za novej{a obdobja pa
izhajajo kot vsakoletna priloga letnega poro~ila Registra. Vsi
ti zemljevidi prikazujejo grobe ali pa starostno
standardizirane inciden~ne stopnje obravnavanih rakov v
razmeroma velikih geografsko-administrativnih enotah. V
zadnjem ~asu delimo Slovenijo na 12 statisti~nih regij, pred
tem 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. Pri
velikih enotah je glavni problem njihova heterogenost.
Vrednosti uporabljenih spremenljivk za izbrano enoto
namre~ zrcalijo povpre~je dejanskih vrednosti posameznih
delov te enote. Enota, ki ima na enem delu velik prese`ek
tveganja bolezni (npr. zaradi to~kovnega industrijskega
onesna`enja), sicer pa je tveganje podpovpre~no, se bo v
analizi pojavila kot element s povpre~nim tveganjem.
Obmo~je, kjer je tveganje v prese`ku, se bo zakrilo. Tako je
npr. le z analizo povpre~ne inciden~ne stopnje za celotno
upravno enoto Nova Gorica zelo te`ko vrednotiti vpliv
proizvodnje salonita v Anhovem na incidenco raka med
tamkaj{njimi prebivalci. Povpre~no tveganje plju~nega raka
v upravni enoti je lahko odraz majhnega {tevila zbolelih v
mestu Nova Gorica, prese`ki tveganja v Anhovem pa se
zaradi majhnega dele`a prebivalcev zakrijejo.
Z izbiro manj{e osnovne enote pove~amo lo~ljivost in tako
zmanj{amo heterogenost, a po drugi strani pove~amo
problem verodostojnosti statisti~nih podatkov. Pri redkih
boleznih oziroma v obmo~jih z majhnim {tevilom
prebivalcev je ustrezno majhno tudi {tevilo bolnikov s
specifi~no vrsto raka. Rezultati medsebojne primerjave
majhnih obmo~ji so tako podvr`eni tudi naklju~ju, saj lahko
`e en dodaten primer v obmo~ju z majhno populacijo
bistveno spremeni oceno tveganja in premakne to
zemljepisno enoto iz manj v bolj ogro`eno. Statisti~no
verodostojnost lahko pove~amo s podalj{anjem
opazovanega obdobja ali pa z uporabo ene od tehnik
prostorskega glajenja.
Prostorsko glajenje je statisti~en postopek, s pomo~jo
katerega na podlagi prepletanja dejanskih podatkov z
dodatnimi informacijami ocenimo vrednost kazalnika
bremena bolezni za posamezno geografsko enoto.
Ocenjena vrednost naj bi bila zanesljivej{a od dejanske
vrednosti, saj je manj podvr`ena naklju~ju. Med dodatne
informacije v geografski analizi incidence raka spadajo
incidenca tega raka v sosednjih obmo~jih, povpre~na
incidenca celotnega obmo~ja ter podatki o vplivu
dejavnikov tveganja. Statisti~ne tehnike prostorskega
glajenja so {tevilne, v onkolo{ki geografski epidemiologiji
pa se najve~ uporabljajo Bayesovi hierarhi~ni modeli s
fiksnimi in slu~ajnimi vplivi (4). Fiksni vplivi predstavljajo
znane spremenljivke, slu~ajni pa vse neznane parametre, ki
jih razdelimo na prostorsko odvisne in prostorsko
neodvisne. Prostorsko odvisnim spremenljivkam dodelimo
pogojno avtoregresivno (CAR) apriorno verjetnostno
porazdelitev, ki zajame vse podatke o geografski strukturi
opazovanega obmo~ja.
U~inek prostorskega glajenja prikazujemo na primeru raka
materni~nega vratu. Slika 1 prikazuje razporeditev
dejanskih starostno standardiziranih inciden~nih stopenj
(SIR) raka materni~nega vratu v 192 slovenskih ob~inah
med 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 raka
materni~nega vratu na tem zemljevidu ne opa`amo, razlika
med ob~ino z najve~jim tveganjem in tisto z najmanj{im pa
je bila skoraj 400 %. Predvidevamo, da so tak{ne razlike
med slovenskimi ob~ini pretirane in da je rezultat v veliki
meri posledica naklju~ja, saj imamo v manj{ih ob~inah zelo
malo ali pa sploh ni~ primerov.
Dejanske SIR posameznih ob~in smo gladili z Bayesovim
pristopom. Nove, ocenjene vrednosti SIR raka materni~nega
vratu v 192 ob~inah prikazuje slika 2. Z uporabo postopka
prostorskega 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 Savinjski
statisti~ni regiji, dodatno pa se je pokazala {e skupina
obmo~ij s pove~anim tveganjem na obali. Vzorec je
statisti~no zna~ilen, razlike med ob~inami pa so precej
manj{e kot na sliki 1.
VREDNOTENJE VPLIVA DEJAVNIKOV TVEGANJA
Predstavljena metodologija Bayesovega prostorskega
glajenja omogo~a tudi ocenjevanje vpliva dejavnikov
tveganja na geografsko razporejanje posameznega raka. V
modele lahko vklju~imo kakr{ne koli podatke, s katerimi bi
lahko pojasnili prese`ke raka na nekem obmo~ju. Po tak{ni
analizi lahko nari{emo hipoteti~en zemljevid razporejanja
raka, tako da predpostavimo, da je vpliv dejavnika tveganja
v vseh ob~inah enak. Osnovni problem pri tovrstnih
analizah pa po navadi predstavlja dostopnost podatkov, saj
se podatki o morebitnih dejavnikih tveganja le redko
rutinsko zbirajo po majhnih geografsko-administrativnih
enotah. Tudi pri zgoraj predstavljenem primeru
geografskega razporejanja incidenc raka materni~nega vratu
lahko vzroke za razlike v bremenu tega raka povzemamo
bolj s teoreti~nega stali{~a, saj konkretnih podatkov o
mo`nih dejavnikih tveganja po slovenskih ob~inah ne
zbiramo.
V etiologiji raka materni~nega vratu je klju~na infekcija z
onkogenimi humanimi virusi papiloma (HPV). Razlike v
prevalenci HPV po slovenskih ob~inah niso poznane, ve pa
se, da sta klju~na pri oku`bi s HPV zgodnji za~etek
spolnega `ivljenja in promiskuiteta. Ve~je tveganje raka
materni~nega vratu v obalnih ob~inah pojasnjujemo z
ve~jim dele`em populacije, ki je s svojim `ivljenjskim
slogom bolj izpostavljena oku`bi s HPV (problem
prostitucije v pristani{kih okoljih) (3, 5). Razloge za ve~jo
incidenco raka na materni~nem vratu na Celjskem pa
moramo verjetno iskati drugje.
Rak na materni~nem vratu je edini med vsemi raki, ki ga
lahko s preprosto in cenovno ugodno preiskavo (odvzem
brisa materni~nega vratu in test po Papanicolaou) odkrijemo
`e v premaligni fazi. Z izvajanjem ustreznih presejalnih
programov lahko tako mo~no zmanj{amo incidenco tega
raka (5). Presejanje za raka na materni~nem vratu je bilo do
leta 2002 v Sloveniji oportunisti~no. Neorganizirano
presejanje, kljub dobremu organizacijskemu modelu
primarnega zdravstvenega varstva `ensk, ni zagotavljalo
kakovosti, dostopnosti, celovitosti in enake obravnave vseh
`ensk (6). Glede na opa`ene prese`ke v inciden~nih
stopnjah raka na materni~nem vratu v celjski zdravstveni
regiji se lahko, verjetno upravi~eno, vpra{amo o kakovosti
tamkaj{njega oportunisti~nega presejanja v devetdesetih
letih. Kazalnikov kakovosti presejanja za to obdobje v
Sloveniji nimamo, smo pa jih za~eli meriti po uvedbi
organiziranega dr`avnega programa za presejanje raka na
materni~nem vratu leta 2002. V letih 2003 in 2004 celjska
zdravstvena regija po teh kazalnikih ni odstopala od
slovenskega povpre~ja (6). ^e omenjeni kazalniki
verodostojno merijo kakovost presejalnega programa in je
bilo opa`eno pove~ano tveganje res posledica slabega
oportunisti~nega presejanja, lahko v nekaj letih
pri~akujemo relativno zmanj{anje incidence raka
materni~nega vratu v celjski zdravstveni regiji.
GEOGRAFSKA ANALIZA RAZ[IRJENOST RAKOV GLAVE
IN VRATU
Med letoma 1995 in2002 je v Sloveniji za raki glave in
vratu (C00-C14, C30-C32 po MKB-10) zbolelo 2.507, 2.109
mo{kih in 398 `ensk. V 8 ob~inah pri mo{kih ter 83
ob~inah pri `enskah v izbranem obdobju ni bilo nobenega
primera rakov glave in vratu, zato smo za prikazovanje
razlik v tveganju rakov glave in vratu po 192 ob~inah
namesto dejanskih starostno standardiziranih inciden~nih
stopenj uporabili Bayesovo prostorsko glajenje ocene SIR.
Zemljevidi teh ocen jasno prika`ejo skupino obmo~ij s
pove~anim tveganjem rakov glave in vratu pri mo{kih na
severovzhodu dr`ave (slika 3), medtem ko se pri `enskah
kak{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). Med
10 in 15 % teh rakov pa naj bi povzro~alo tudi premajhno
u`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 standardizirane
inciden~ne stopnje (SIR) v 192 ob~inah. Slovenija,
1995–2002.
Slika 2. Rak materni~nega vratu. Prostorsko glajene starostno
standardizirane 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 povezanega
vedenjskega sloga (8) so preu~evali tudi vpliv obmo~ja
bivanja na zelo tvegano opijanje med slovensko odraslo
populacijo. Pokazalo se je, da so statisti~no zna~ilno
najbolj ogro`eni prebivalci vzhodne Slovenije, najmanj pa
zahodne. Ka`e, da pri nas prav ve~ja prevalenca
prekomernih pivcev na vzhodu dr`ave najve~ prispeva k
tamkaj{njemu ve~jemu tveganju za pojav rakov glave in
vratu pri mo{kih.
Inciden~ne stopnje rakov glave in vratu pri `enskah ne
ka`ejo zna~ilnega prostorskega razporejanja. Za tak{ne
rezultate sta mo`ni dve razlagi: ali so dejavniki tveganja pri
`enskah v Sloveniji razporejeni druga~e (prostorsko
naklju~no) kot pri mo{kih ali pa so pri `enskah
pomembnej{i drugi dejavniki tveganja. Po spolu lo~enih
podatkov o geografski razporeditvi ~ezmernih pivcev v
Sloveniji nimamo, vemo pa, da so sociolo{ki vzorci
~ezmernega pitja pri `enskah druga~ni, kar bi lahko
privedlo tudi do geografskih razlik v inciden~nih stopnjah
raka prekomernih pivcev oziroma pivk. Po drugi strani pa je
znano tudi, da je dele` rakov ust in `rela, ki jih povzro~ata
alkohol in kajenje, pri `enskah manj{i (5). Morda pa je za
heterogenost prostorske razporeditve tveganj rakov glave in
vratu pri slovenskih `enskah pomembnej{e kot geografski
vzorec pitja in kajenja nepravilno prehranjevanje. Podobna
hipoteza je bila `e postavljena v Gr~iji (7).
Podatkov o dejavnikih tveganja, s katerimi bi lahko
ra~unsko potrdili hipoteze o vzrokih za opisano geografsko
razporejanje tveganj rakov glave in vratu, nimamo. Smo pa
v posebni raziskavi (9) uspeli pridobiti podatke o socialno-
ekonomskem statusu slovenskih ob~in. Socialno-ekonomski
status je posredni dejavnik tveganja rakov glave in vratu, saj
je od njega odvisna izpostavljenost {tevilnim neposrednim
dejavnikom tveganja. Razne epidemiolo{ke raziskave so
pokazale, da osebe z nizkim socialno-ekonomskim
statusom v povpre~ju kadijo in pijejo ve~ ter se
prehranjujejo manj kakovostno (10). Slika 5 prikazuje
ocenjene SIR rakov glave in vratu pri mo{kih. Te ocene so
pridobljene na podlagi istih podatkov kot na sliki 3, le da
smo 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 starostno
standardizirane inciden~ne stopnje v 192 ob~inah.
Slovenija, 1995–2002.
Slika 4. Raki glave in vratu pri `enskah. Prostorsko glajene starostno
standardizirane inciden~ne stopnje v 192 ob~inah.
Slovenija, 1995–2002.
Slika 5. Raki glave in vratu pri mo{kih. Prostorsko glajene starostno
standardizirane inciden~ne stopnje v 192 ob~inah. Vpliv
ekonomskega statusa ob~in je izklju~en. Slovenija,
1995–2002.
vseh 192 ob~in enak. Razlika med sliko 3 in sliko 5
predstavlja dele` bremena rakov glave in vratu pri mo{kih,
ki ga pripisujemo vplivu ekonomskega statusa posamezne
ob~ine. Razlike so statisti~no zna~ilne (korelacijski
koeficient med ekonomskim statusom in tveganjem rakov
glave in vratu pri mo{kih je – 0,23).
Sklepi
Namen zemljevidov rakavih bolezni je, da poleg pravilnega
informiranja prebivalcev o `ivljenjskem okolju, kjer bivajo,
podajo tudi podatke o prostorski razporeditvi bremena raka
ter s tem prispevajo k pravilnej{emu oblikovanju
zdravstvenovzgojnih programov, preventivnih in presejalnih
akcij ter hkrati spodbujajo nastajanje novih hipotez, s
katerimi bi pojasnili vzroke za ugotovljene geografske
razlike.
Svetovna zdravstvena organizacija (SZO) v svojih
priporo~ilih (11) svetuje uporabo geografske analize pri
ocenjevanju morebitnih pove~anih tveganj bolezni v
preiskovanem geografskem okolju. Po priporo~ilu naj bi
bila geografska analiza ve~plastna: najprej je treba pripraviti
deskriptivno {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 multivariatno
modeliranje z vklju~itvijo prostorsko odvisnih spremenljivk.
Vsaj tako nujna kot metodolo{ki pristop pa sta tudi primerna
predstavitev in razlaga rezultatov.
Poleg `e na{tetega pa SZO priporo~a tudi postavitev
rutinskih sistemov za spremljanje morebitnih prese`kov
bolezni. Najbolj razvite sisteme te vrste v Evropi imajo na
Finskem (12) in v Veliki Britaniji (13), v Ameriki pa v
Zdru`enih dr`avah (14). V omenjenih dr`avah lahko
raziskovalci s pomo~jo GIS in primerne statisti~ne
metodologije hitro in zanesljivo ocenjujejo morebitne
prese`ke posameznih bolezni na izredno majhnih
geografskih enotah. V te sisteme vklju~ujejo tudi podatke o
okoljskih in demografskih dejavnikih, ki omogo~ajo iskanje
vzrokov za najdene prese`ke bolezni na izbranem obmo~ju.
V Ameriki tako letno pojasnijo ve~ kot tiso~ domnevnih
skupkov rakov v majhnih geografskih enotah (14).
Tudi slovenska javnozdravstvena stroka se odziva na
vpra{anja o domnevnih prese`kih rakavih bolezni na nekem
obmo~ju. Centra, kjer bi rutinsko spremljali morebitne
prese`ke raka v majhnih geografskih enotah ter jih
pojasnjevali s konkretnimi podatki o dejavnikih tveganja, v
Sloveniji {e nimamo. V slu`bi Epidemiologija in registri raka
na Onkolo{kem in{titutu v Ljubljani v zadnjem ~asu
pripravljamo tudi analize pojavljanja raka na manj{ih
obmo~jih v Sloveniji. Podatki Registra raka za Slovenijo
namre~ omogo~ajo umestitev posameznega bolnika na
zemljevid do ravni geografskih koordinat, tako da lahko z
uporabo zgoraj opisanih tehnik prostorskega glajenja
ocenimo morebitno pove~ano tveganje raka na poljubnem
obmo~ju. So pa tak{ne analize trenutno ~asovno {e precej
potratne, saj sedanji informacijski sistem za obdelavo takih
podatkov ni najprimernej{i. V prihodnje tako upamo na
nadgradnjo sistema, saj bo le tako mo`no rutinsko
spremljati morebitne prese`ke tveganj raka na manj{ih
obmo~jih v Sloveniji. Zelo koristna pa bi bila tudi povezava
s podatkovnimi zbirkami, ki bele`ijo razporejanje
dejavnikov tveganja, tako da bi la`je opredelili vzroke za
morebitne ugotovljene prese`ke.
Viri
1. 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 analiza
prijavljenih 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. Zemljevidi
incidence raka v Sloveniji 1978–1987. Ljubljana: Onkolo{ki
in{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 poteku
dr`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 oral
cancer: 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. Tveganja
vedenja, povezana z zdravjem in nekatera zdravstvena stanja
pri odraslih prebivalcih Slovenije. Ljubljana: CINDI Slovenija;
2004.
9. Zadnik V. Geografska analiza vpliva socialno-ekonomskih
dejavnikov 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. Social
Inequalities and Cancer. Lyon: IARC; 1997.
11. Disease mapping and risk assessment for public health
decision-making. Copenhagen: WHO regional office for
Europe; 1999.
12. Pekkanen J, Pukkala E, Vahteristo M, , et al.Cancer incidence
around an oil refinery as an example of a small area study
based on map coordinates. Environ Res 1995; 71: 128–34.
13. Aylin P, Maheswaran R,Wakefield J, , , , et al. A national facility
for small area disease mapping and rapid initial assessment of
apparent disease clusters around a point source: the UK Small
Area Health Statistics Unit. J Public Health Med 1999; 21:
289–98.
14. Trumbo W. Public request for cancer cluster investigations: a
survey 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