疾病負(fù)擔(dān)與期望壽命計算.ppt

1、疾病負(fù)擔(dān)與期望壽命計算,臨清市疾控中心慢病科,1.疾病負(fù)擔(dān)測量方法 疾病負(fù)擔(dān) 危險因素歸因疾病負(fù)擔(dān) 2.期望壽命計算 平均期望壽命 去死因期望壽命 健康調(diào)整期望壽命 3.歸因期望壽命計算 危險因素歸因期望壽命,提綱,疾病負(fù)擔(dān)基本概念和測量方法,1.什么是疾病負(fù)擔(dān)？,由于疾病、傷害給人類帶來的損失。 由于疾病、失能（殘疾）和早死給社會和患者及其家庭帶來的損失，以及用于疾病防治而消耗的各種資源。 從不同角度，疾病負(fù)擔(dān)可以劃分為： 1）直接負(fù)擔(dān)、間接負(fù)擔(dān) 2）健康負(fù)擔(dān)、經(jīng)濟負(fù)擔(dān) 3）個人負(fù)擔(dān)、家庭負(fù)擔(dān)、社會負(fù)擔(dān),危險因素歸因疾病負(fù)擔(dān),比較是其核心！,傷殘調(diào)整生命年（DALY） DALYs = YLL

2、 + YLD DALY = Disability-Adjusted Life Year （傷殘調(diào)整生命年） YLL = Years of Life Lost due to premature death （因早死導(dǎo)致健康生命年的損失） YLD = Years Lost due to Disability （因傷殘導(dǎo)致健康生命年的損失）,疾病負(fù)擔(dān)測量指標(biāo),出 生,患病,死亡,期望壽命,YLL,YLD,危險因素暴露,YLL = N*L 式中：N為各年齡組、各性別的死亡人數(shù)；L為各年齡組的壽命損失值，即標(biāo)準(zhǔn)壽命表中該死亡年齡點所對應(yīng)的期望壽命值,比如：某地區(qū)因為肺癌死亡的60歲男性有20人，假設(shè)60

3、歲男性的期望壽命是27歲，則肺癌導(dǎo)致該地區(qū)60歲男性的YLL為：20*27=540生命年,標(biāo)準(zhǔn)期望壽命,標(biāo)準(zhǔn)壽命表的選擇： 基于所有超過5百萬人口人群中觀察到的各年齡別最低死亡率 日本女性 男女采用相同的標(biāo)準(zhǔn)壽命表,YLDsequela = Prevsequela x DWhealth state,9,其中： Prev = 人群估計的患病人數(shù) DW = 傷殘權(quán)重,Sequela = 疾病結(jié)局 Health state = 健康狀態(tài),比如：糖尿病足、眼病、神經(jīng)病變、截肢,10,YLD單相抑郁障礙=YLD輕+YLD中+YLD重+YLD精神抑郁,YLD糖尿病=YLD糖尿病足+YLD糖尿病眼病+YLD

4、糖尿病神經(jīng)病變+YLD糖尿病截肢+YLD其它,11,傷殘權(quán)重（DW）,患病或傷殘后活過的1年 1個健康生命年，應(yīng)該是小于1年 每個疾病每個健康結(jié)局對應(yīng)一個DW，分治療和未治療，0為完全健康，1為死亡,比如：失明的權(quán)重為0.20, 某年某地區(qū)失明患病率5/10萬，該地區(qū)平均人口數(shù)為30萬，則該年該地區(qū)人群因失明導(dǎo)致的YLD=30*5/10*0.20=3，表示損失3個健康生命年（=3個YLL）；同樣，一個失明患者，從50歲開始失明，65歲死亡，因失明導(dǎo)致的YLD=（65-50）*0.20=3,12,DALYs計算的幾點爭議,時間貼現(xiàn)（discounting）不再貼現(xiàn) 年齡權(quán)重（age-weight

5、ing）不采用年齡權(quán)重 發(fā)病率和患病率YLD（incidence & prevalence YLD）采用患病率YLD 共病狀態(tài)，但傷殘權(quán)重不能超過1 標(biāo)準(zhǔn)壽命表，以前的女性82.5，男性80已經(jīng)不適用采用日本女性壽命表,疾病負(fù)擔(dān)分析框架,疾病+傷害,健康狀態(tài),死亡,生命質(zhì)量,危險因素,-基因 -生理 -生活方式和膳食 -環(huán)境暴露 -社會經(jīng)濟 -環(huán)境,Murray and Lopez提出，GBD1990、2000、2010研究中應(yīng)用 歸因法：疾病的發(fā)生，或者死亡，或者期望壽命有多少是因為某一個，或某一些危險因素導(dǎo)致的 歸因法分類：Mathers et al.(2002) 提出了健康決定因子和結(jié)果

6、（狀態(tài)）因果歸因的兩類模型： -分類歸因（categorical attribution，某事件的發(fā)生100%歸因于某一因素或某一群因素），如：職業(yè)粉塵接觸導(dǎo)致矽肺、酒后駕車導(dǎo)致交通事故 -反事實分析（counterfactual analysis，分析和比較人群中某一個或某些危險因素從目前的暴露水平轉(zhuǎn)變成一種可替代的暴露場景或參考暴露下的期望暴露水平，發(fā)病和死亡的變化），如：男性吸煙率從65%減少至0、人群SBP平均值從145 mmHg下降至115 mmHg,比較風(fēng)險評估（Comparative Risk Assessment，CRA）,2.危險因素歸因疾病負(fù)擔(dān),-澳大利亞2003年80+歲

7、女性 -最小理論暴露,血壓水平,反事實分析最基本的統(tǒng)計基礎(chǔ)就是人群歸因分值（population attributable fraction, PAF）,按某種危險因素將人群分為非0和0兩類，反事實暴露場景（參考暴露）為0。對于分類資料，如吸煙，定義為0，表示人群吸煙率為0；對于連續(xù)性資料，比如血壓，不可能為0，則定義為非高血壓的定值（將人群分為高血壓和非高血壓人群）,P:人群暴露率 RR:相對危險度,兩分類危險因素人群歸因計算舉例吸煙,問題：某地區(qū)30-44歲男性人群吸煙率為55%，計算該人群肺癌死亡中因為吸煙導(dǎo)致的比例是多少？,解答：查閱文獻、或者系統(tǒng)綜述/meta分析得知，30-44歲男

8、性吸煙導(dǎo)致肺癌死亡的RR 值為2.7，按公式計算得PAF =48%,如果某危險因素在人群中的暴露有多個水平（n個）。比如身體活動，分為身體活動缺乏、不足和充足三類，前兩類為暴露，最后一類為非暴露，公式為：,其反事實暴露場景（參考暴露）仍為0，如以上身體活動分類中，充足表示無暴露，設(shè)為0,多分類危險因素人群歸因計算舉例身體活動,問題：某地區(qū)30-44歲男性人群身體活動缺乏、不足和充足的比例分別為25%，45%和30%，計算該人群2型糖尿病死亡中因為身體活動不足（包括缺乏）導(dǎo)致的比例是多少？,解答：查閱文獻、或者系統(tǒng)綜述/meta分析得知，30-44歲男性身體活動缺乏和不足導(dǎo)致2型糖尿病死亡的RR

9、 值分別為1.45和1.24，按公式計算得PAF =18%,舉例1身體活動：某地區(qū)30-44歲男性,以上所有公式的參考暴露都是0，而且均為分類變量。有時反事實暴露（參照暴露）為另一種分布，表現(xiàn)為觀察到的暴露分布與另外一種分布的多重比較，怎么辦？,舉例2SBP：某地區(qū)男性,問題：因為干預(yù)導(dǎo)致多少2型糖尿病死亡的減少？,問題：因為干預(yù)導(dǎo)致多少中風(fēng)死亡的減少？,分類資料多個水平（如n 個）：,為暴露水平的相對危險度； 為觀察到的人群暴露分布； 為反事實暴露分布； 為最大暴露水平,廣義的潛在影響分值（potential impact fraction, PIF）,連續(xù)性資料：,多分類危險因素非0參考暴

10、露人群歸因計算舉例身體活動 結(jié)果：身體活動干預(yù)導(dǎo)致該地區(qū)30-44歲男性人群2型糖尿病死亡減少了6.6%（或：PAF干預(yù)前-PAF干預(yù)后）,連續(xù)性危險因素非0參考暴露人群歸因計算舉例血壓 舉例見Excel表,正態(tài)分布與標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布曲線下的面積,多個危險因素共存,如果多個危險因素之間是相互獨立或不相關(guān)的，則多個危險因素對一個健康結(jié)果的聯(lián)合歸因分值,為單一危險因素的歸因分值， 為不歸因于任何一個危險因素的分值， 為危險因素總數(shù),舉例：假設(shè)某人群吸煙、被動吸煙、室內(nèi)空氣污染、大氣污染導(dǎo)致肺癌的PAF分別為0.3、0.1、0.1、0.2，則聯(lián)合PAF=1-（1-0.3）*（1-0.1）*（1-0.1）

11、*（1-0.2）=0.55,多個危險因素共存PAF的計算,但在實際中，多個危險因素共存PAF的估計相當(dāng)復(fù)雜，因為： （1）很多遠(yuǎn)端因素的效應(yīng)會受到中間因素的影響，如高的BMI本身會受到血壓的影響；（Mediated effect） （2）效應(yīng)修正，即某一個危險因素的效應(yīng)依靠其它因素存在的狀況；（Effect modification） （3）不同的暴露危險因素之間存在相關(guān)性，如吸煙者往往比非吸煙者有更多的酗酒和不良飲食習(xí)慣。（Correlation） 前兩種情景為生物交互作用，第三種情況為統(tǒng)計交互作用，有時這三種情況可以同時存在。,舉例Mediated effect：膳食高鹽歸因疾病負(fù)擔(dān),研究

12、表明：膳食高鹽攝入的健康結(jié)局主要包括兩部分，一部分是膳食高鹽直接導(dǎo)致的疾病負(fù)擔(dān)；另一部分是通過增加血壓值間接發(fā)生的歸因疾病負(fù)擔(dān) 間接部分需要知道人群血壓值有多少是因為高鹽膳食導(dǎo)致的？研究獲得每增加或減少100 mmol/day的24小時尿鈉，SBP的增加或減少量：,危險因素歸因的發(fā)病、死亡或疾病負(fù)擔(dān)： AB = PAF*B 或AB = PIF*B B是某病總疾病負(fù)擔(dān)，PAF是該病歸因于某危險因素的百分比，AB是歸因于該危險因素的該病的疾病負(fù)擔(dān),公式的一般形式：,1、疾病負(fù)擔(dān)計算公式越來越簡單 2、YLL計算的關(guān)鍵是死亡率的準(zhǔn)確估計 3、YLD計算的關(guān)鍵是患病率的準(zhǔn)確估計，同時需要一套適合中國人

13、群的傷殘權(quán)重 4、危險因素歸因疾病負(fù)擔(dān)計算首先需要確定該危險因素有病因?qū)W關(guān)聯(lián)的健康結(jié)局及其相對危險度（RR）。然后是暴露指標(biāo)的確定及其暴露水平（P）準(zhǔn)確估計。還有參考暴露的確定 5、估計疾病負(fù)擔(dān)的意義在于比較和評價，用于政策決策,小結(jié),期望壽命計算,31,1、期望壽命,期望壽命（life expectancy）：又稱平均期望壽命，即在某一死亡水平下，已經(jīng)活到X歲年齡的人群平均還有可能繼續(xù)存活的年數(shù) 期望壽命是反映一個國家或地區(qū)居民生活質(zhì)量和健康水平的重要指標(biāo) 0歲組期望壽命：指當(dāng)前出生的人口在各年齡組死亡率保持現(xiàn)有水平不變的情況下平均預(yù)期可存活的年數(shù),期望壽命計算壽命表法,按照編制方法分為：

14、隊列壽命表（The cohort life table） ： 記錄了一組人群從第一個人出生到最后一個人死亡的全部死亡信息 實際應(yīng)用意義不大 周期壽命表（The period life table）： 反映一定時期某地區(qū)實際人口的死亡情況，是從一個斷面來看當(dāng)年這段時間內(nèi)人口的死亡和生存的情況 它完全取決于制表這一年的人口年齡別死亡率 具有實際可操作性,33,按照年齡分組分為： 完全壽命表： 以0歲為起點，逐年計算各種指標(biāo)，直至生命的極限，其年齡的區(qū)間是(x，x+1)。 簡略壽命表： 以0歲為起點，幾年計算一次各種指標(biāo)，直至生命的極限，其年齡的區(qū)間是(x，x+n)； 最常使用的壽命表形式，一般以5

15、歲為1組。,壽命表法,簡略壽命表-示例,35,壽命表法-指標(biāo)計算,基礎(chǔ)數(shù)據(jù)： 人口數(shù)(nPx) 死亡數(shù)(nDx)-經(jīng)過調(diào)整和校正 指標(biāo)計算： 年齡別死亡率(nMx)：nMx= nDx/nPx 年齡別死亡概率(nqx):表示一批人死于某年齡組X-X+n的概率，即X歲尚存活者在今后n年內(nèi)死亡的可能性。 nqx=,年齡組每人每年平均存活時間(a) 如果n=5, x=5, nax=0.5，就意味著在5到10歲年齡組死亡的每個人平均存活了5*0.5=2.5年 對于低死亡率國家1a0=0.1，對于高死亡率國家1a0=0.3 對于所有國家4a1=0.4 其余各年齡組，a=0.5 nMx與nqx之間的關(guān)系：

16、通常情況下， nMx 與nqx的值非常相近，在一個人口增長的人群中nqx 較nMx略高 ；在一個人口減少的人群中nqx 較nMx略低 當(dāng)年齡組分得較細(xì)時，呈線性函數(shù)： 嬰幼兒期（0-4歲）：,37,尚存人數(shù)lx:表示同一批出生的人群中，活滿X歲的人數(shù) lx= lx-n- ndx l0值通常為100,000 稱為基數(shù)； 在最后一個年齡組，該年齡組開始時的尚存人數(shù)與該年齡組的死亡人數(shù)相等。 死亡人數(shù)(ndx):表示x到x+n歲間的死亡人數(shù) ndx= lx* nqx 生存人年數(shù)(nLx):表示同時出生的一批人在x歲至x+n歲間所存活的人年數(shù)nLx=n(lx+n+nax*ndx) Tx:表示x歲之后的

17、生存總?cè)四陻?shù) Tx=Tx+n+nLx X歲組人均期望壽命（ex）：ex=Tx/lx,去死因壽命表通過去除某種或某類死因?qū)ζ谕麎勖戎笜?biāo)的影響程度來研究某種或某類死因?qū)用裆绊懙膲勖?用去死因壽命表法計算的期望壽命即去死因期望壽命 通過平均期望壽命的損失量可以綜合說明某類死因?qū)θ巳荷挠绊懗潭?該指標(biāo)不受人口年齡結(jié)構(gòu)的影響，能說明某類死因?qū)θ丝诘木C合作用,2、去死因期望壽命,去死因壽命表-示例,指標(biāo)計算：,去死因壽命表-指標(biāo)計算,期望壽命的計算只考慮死亡率，未考慮疾病和/或殘疾狀況下導(dǎo)致的非完全健康狀態(tài) 健康期望壽命（healthy life expectancy, HALE）同時考慮

18、死亡和非致死性健康結(jié)局，表示一個人在完全健康狀態(tài)下生存的平均年數(shù)，比期望壽命更進一步 WHO 2000年開始使用該指標(biāo)進行人群健康水平的評價和比較 具體做法如下：,3、健康調(diào)整期望壽命,死亡率和死因構(gòu)成矯正,YLL的計算中需要死亡率 YLD的計算中其實也可以用到死亡率（DisMod） 期望壽命和健康期望壽命計算需要死亡率 去死因期望壽命計算也需要死亡率,生命登記系統(tǒng)數(shù)據(jù) 法律保證的、強制性的 人口普查數(shù)據(jù) 可同時提供死亡和人口資料 具有代表性的抽樣的監(jiān)測系統(tǒng)數(shù)據(jù) 印度和中國 各種流行病學(xué)調(diào)查,所以死因數(shù)據(jù)在疾病負(fù)擔(dān)和期望壽命計算中非常重要！,死因數(shù)據(jù)來源,主要問題： 完整性和準(zhǔn)確性,不同來源的

19、死因數(shù)據(jù)的特點,完整性問題漏報調(diào)整 準(zhǔn)確性問題垃圾編碼重新分配,死因數(shù)據(jù)完整性和準(zhǔn)確性處理,全球疾病負(fù)擔(dān)（GBD）做法流程圖見下一頁,48,漏報調(diào)整,5歲以下兒童死亡率 直接估計 人群漏報調(diào)查：漏報調(diào)查反映真實漏報水平 捕捉-再捕捉(capture-recapture) 間接法估計 曾生子女法 低成本估計法,漏報調(diào)整,5歲以上人群死亡率 直接估計 根據(jù)漏報調(diào)查得到的漏報率進行校正 捕捉-再捕捉（capture-recapture） 間接法估計 布拉斯（Brass）增長平衡方程式方法（Growth Balance, GB） HILL的廣義增長平衡法（General Growth Balance,

20、 GGB） 貝內(nèi)特-霍茹科廣義穩(wěn)定人口法（Synthetic Extinct Generations, SEG） GGB-SEG法,全國疾病監(jiān)測系統(tǒng)漏報調(diào)查舉例 三年一次 以監(jiān)測點為基本單位，每個監(jiān)測點抽取若干個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取若干個村進行死亡漏報調(diào)查 得到每個監(jiān)測點的漏報率,直接估計漏報調(diào)查漏報率直接調(diào)整,直接估計漏報調(diào)查漏報率直接調(diào)整,基本思路 調(diào)整后死亡率=未調(diào)整死亡率/（1-漏報率）,計算公式： 其中， 為各監(jiān)測點漏報率； 為各監(jiān)測點漏報調(diào)整后死亡數(shù)（即常規(guī)監(jiān)測數(shù)據(jù)庫中，各監(jiān)測點未調(diào)整死亡數(shù)/（1-各監(jiān)測點漏報率） 為全部監(jiān)測點漏報調(diào)整后死亡數(shù)之和； n為各個不同監(jiān)測點,CR法應(yīng)用前

21、提 兩次捕獲期間總體是封閉的，即個體數(shù)沒有變化 第一次捕獲后對個體的標(biāo)記在第二次捕獲時沒有丟失，即兩次捕獲的個體可以匹配 對每個樣本來說，其中的每個個體被捕獲的概率相同 兩次捕獲是獨立的，即第一次捕獲并不影響第二次捕獲,直接估計捕捉-再捕捉法（CR法）調(diào)整,CR法計算,直接估計捕捉-再捕捉法（CR法）調(diào)整,N為估計人群死亡數(shù),55,模型壽命表指能夠概括許多國家和地區(qū)人口死亡風(fēng)險的一套有代表性的壽命表 用許多死亡類型相似人口的多年死亡率及其變化進行分析和歸類，歸納出幾種死亡模式，對各種模式按照其不同的平均期望壽命水平編制出一組壽命表 表中各年齡組的死亡率是這些人口死亡水平的“平均值” 每個模型中

22、各年齡組死亡率都規(guī)律性地隨著年齡的變化而上升或下降,模型壽命表,56,為什么要使用模型壽命表進行校正？獲得年齡別死亡率（估計和修勻） 人群死亡率在各年齡組間的分配有一定規(guī)律 抽樣監(jiān)測系統(tǒng)的人口死亡率在年齡組間的分布可能會有不合理 通過對人群死亡率的校正，可以使全體人口各年齡組的死亡水平都在一個平均死亡水平較小范圍內(nèi)波動 在缺乏可靠數(shù)據(jù)的情況下，更準(zhǔn)確地計算人群死亡率和期望壽命等,模型壽命表,間接估計曾生子女法（BRASS法）,數(shù)據(jù)需求 15-49歲年齡段婦女的曾生子女?dāng)?shù) 您生過多少個孩子？ 15-49歲年齡段婦女的尚存子女?dāng)?shù) 他們有多少現(xiàn)在還活著,基本思路 死亡概率=死亡比例*K系數(shù) 死亡比例

23、=（曾生子女?dāng)?shù)-尚存子女?dāng)?shù)）/曾生子女?dāng)?shù) K系數(shù) 其中， P為不同年齡段婦女的平均曾生子女?dāng)?shù)，a b c已由不同模型壽命表模式通過回歸模型估計得出,間接估計曾生子女法（BRASS法）,表1 基于科爾和德曼區(qū)域模型生命表模型壽命表的不同模式估計的用于計算K系數(shù)的a, b, c值,曾生子女法（BRASS法）,死亡概率的轉(zhuǎn)換（模型壽命表）,時間參考點 其中， P為不同年齡段婦女的平均曾生子女?dāng)?shù)， e,f,g已由不同模型壽命表模式通過回歸模型估計得出,圖1 三年人口普查5歲以下兒童死亡概率,廣義增長平衡法（GGB）,三個主要的假定： 封閉的人群，沒有移民 無年齡錯報 人口數(shù)據(jù)的完整性和死亡漏報是獨立于

24、各年齡別 所需數(shù)據(jù)： 兩次人口普查分年齡、性別時點人口數(shù) 期間每年平均死亡數(shù),廣義增長平衡法（GGB）,基本思路： 出生率=增長率+死亡率 基本公式： 以死亡率為自變量，以進入率和增長率差值為應(yīng)變量擬合一元線性方程 其中， n*（x）指的是在這段時間內(nèi)，進入年齡X歲及以上的人口比例，即進入率；r*（x）指的是X歲及以上的人口增長率；d*（x）為X歲及以上死亡率；t 代表兩次調(diào)查的時間間隔；k1和k2分別代表第一次和第二次調(diào)查人口的完整性；c 代表死亡報告的完整性,廣義增長平衡法（GGB）,廣義增長平衡法（GGB）,擬合方程 規(guī)定 若k1/k21，說明k1k2，則令k11，k21/（k1/k2）

25、；若k1/k21，說明k1k2，則令k1k21；若k1/k21，說明k1k2，則令k1k1，k21。 本例中： k1/k21.1456。由于k1/k21，則k11，k20.8729，k1k20.8729。因此，可以得到c0.883。也就是說，1998 年人口相對于1991 年來說上報的人口完整性為87.29%；19911998 年死亡漏報率10.8830.117，即11.7%。,廣義穩(wěn)定人口法（SEG）,四個基本假定： 封閉的人群，沒有移民 無年齡錯報 人口數(shù)據(jù)的完整性和死亡漏報是獨立于各年齡別 兩次普查人口覆蓋率穩(wěn)定 所需數(shù)據(jù)： 兩次人口普查分年齡、性別時點人口數(shù) 期間每年平均死亡數(shù),廣義穩(wěn)

26、定人口法（SEG）,基本思路： 在任何一個人口中，t年x歲的人口數(shù)，必定等于t年以后，這些同批人在x歲以上各個年齡死亡人數(shù)之和，即： 例如：t年25歲的人口，必定等于（t+1年，即26歲死亡人數(shù)）+（t+2年，即27歲死亡人數(shù)）+（t+w年最高年齡組死亡人數(shù)）之和。這里（t+w）代表同批人中最后一個死亡的年份 假定這批人今后各年登記的死亡人數(shù)之和只等于t年x歲年齡組人數(shù)的50%，人們自然就可以知道死亡登記系統(tǒng)的完整率是50%,廣義穩(wěn)定人口法（SEG）,計算公式：,廣義穩(wěn)定人口法（SEG）,GGB-SEG,四個基本假定： 封閉的人群，沒有移民 無年齡錯報 人口數(shù)據(jù)的完整性和死亡漏報是獨立于各年齡

27、別 兩次普查年齡別人口覆蓋率相對穩(wěn)定 所需數(shù)據(jù)： 兩次人口普查分年齡、性別時點人口數(shù) 期間每年平均死亡數(shù),GGB-SEG,基本思路： 使用GGB法估計兩次人口普查的完整性，從而可以矯正普查人口數(shù) 將矯正后的人口普查數(shù)據(jù)用于SEG法進行死亡報告完整性評價和調(diào)整,垃圾編碼重新分配- 分配流程,漏報校正后的監(jiān)測數(shù)據(jù),、慢性非傳染性疾病,、傷害,垃圾編碼分配后的慢性病,垃圾編碼分配后的傷害,腫瘤垃圾編碼分配,心腦血管垃圾編碼分配,傷害垃圾編碼分配,、傳染性、母嬰及營養(yǎng)不良疾病,垃圾編碼分配后的、 類疾病,不明原因死亡的垃圾編碼分配,疾病分類模型GBD160,待分配的心腦血管垃圾編碼： 心衰（I50）

28、心室心律失常（I47.1, I49.0, I46） 動脈粥樣硬化（I70.9） 心臟病并發(fā)癥（I51.4, I51.5, I51.6, I51.9） *注：待分配的垃圾編碼不是其他心腦血管疾?。℅BD110），而是GBD110中的一部分 垃圾編碼被分配給： 缺血性心臟?。╣bd107）,垃圾編碼重新分配-心腦血管部分,垃圾編碼重新分配-心腦血管部分,垃圾編碼重新分配-心腦血管部分,分配過程： 依照WHO推薦的分配比例分配到缺血性心臟?。╣bd107）內(nèi)： gbd107垃圾編碼分配后的死亡數(shù)= gbd107分配前的死亡數(shù)+垃圾編碼死亡數(shù)*beta值 將分配到gbd107中的垃圾編碼從其他心腦血管疾?。╣bd110）中減去： gbd110垃圾編碼分配后的死亡數(shù)=gbd110分配前的死亡數(shù)-垃圾編碼死亡數(shù)*beta值,值對照表,待分配的腫瘤垃圾編碼： 其他惡性腫瘤（gbd77）中ICD10為： 其他和不明確部位的惡性腫瘤(C76) 未特指部位的惡性腫瘤(C80) 獨立的多個部位的（原發(fā)性）惡性腫瘤