REGION LNÕ DIFERENCIACE ODVRATITELN A NEODVRATITELN MRTNOSTI V»ESK REPUBLICE A JEJÕ V VOJ V OBDOBÕ 1987ñ2006

2008 ï RO»NÕK 50 ï»õslo 2 REGION LNÕ DIFERENCIACE ODVRATITELN A NEODVRATITELN MRTNOSTI V»ESK REPUBLICE A JEJÕ V VOJ V OBDOBÕ 1987ñ2006 BORIS BURCIN ñ TOM ä KU»ERA Regional Differentiation of Avoidable and Unavoidable Mortality in the Czech Republic and its Developments during the Period 1987ñ2006 Presented text deals with regional differentiation of both avoidable and unavoidable mortality intensities on the level of the Czech Republic districts (77) during last two decades. There are described basic regional structures of the both mortality categories and assessed variability of mortality intensities by districts as well as their changes between two periods, 1987ñ1991 and 2002ñ2006 in the article. In the second part, the similarities and dissimilarities in districts rank order are examined to trace running transformation of mortality territorial distribution. Demografie, 2008, 50: 77ñ87 Proces mrtnosti je nejëastïji analyzov n na rovni celost tnìch nebo takè n rodnìch populacì. HlavnÌ liniì diferenciace sledovanèho procesu v danèm p ÌpadÏ b v linie Ëasov, p iëemû kombinace prostorovè a ËasovÈ dimenze odpovìdajìcì studiu region lnì diferenciace a jejìho v voje se v pracìch demograf vyskytuje podstatnï mènï Ëasto. V n sledujìcìm p ÌspÏvku se pokusìme o kombinaci hned t Ì dimenzì pozorov nì, kdyû p edch zejìcì dvï rozöì Ìme o pohled vïcnï struktur lnì. NahlÈdneme na region lnì diferenciaci a jejì v vojovè zmïny v ËlenÏnÌ podle p ÌËin, resp. skupin p ÌËin mrtì. P itom vöak nep jde o tradiënì dïlenì mrtnosti na jednotlivè p ÌËiny nebo jejich skupiny podle Mezin rodnì statistickè klasifikace nemocì a p idruûen ch zdravotnìch problèm, ale ËlenÏnÌ mènï detailnì, a to na dvï z kladnì kategorie ñ mrtnost odvratitelnou a neodvratitelnou.»lenïnì mrtnosti na odvratitelnou a neodvratitelnou m v naöem p ÌpadÏ dva hlavnì d vody. Prim rnìm je z jem o studium tïchto dvou komplement rnìch typ mrtnosti a jmenovitï pak prvnìho z nich, neboù v odbornè literatu e je roveú odvratitelnè mrtnosti obvykle diskutov na jako jeden z potenci lnï vhodn ch indik tor kvality poskytovanè zdravotnì pèëe a tedy i n stroj jejìho hodnocenì. Druh m d vodem je skuteënost, ûe studium region lnìch rozdìl na rovni tak populaënï mal ch celk, jako jsou okresy»eskè republiky, by v detailnïjöì struktu e p ÌËin bylo velmi obtìûnè z d vodu p Ìliö mal ch poët ud lostì. P itom pozn nì region lnìch rozdìl ve struktu e mrtnosti podle p ÌËin a jejich v voje p ikl d me znaën v znam, neboù jej ch peme p edevöìm jako n stroj vëasnè identifikace budoucìch zmïn ve 77

Demografie, 2008, roë. 50, Ë. 2 v voji sledovanèho jevu v celèm region lnìm systèmu, a tìm i na celost tnì rovni. KromÏ uveden ch d vod se tìmto p ÌspÏvkem souëasnï pokouöìme vïcnï nav zat na Ël nek B. Burcina (2008) vïnovan v voji odvratitelnè mrtnosti v celost tnìm mï Ìtku, kter vyöel v prvnìm letoönìm ËÌsle Ëasopisu Demografie (s. 15ñ31). V nïm byl koncept odvratitelnè mrtnosti pomïrnï detailnï p edstaven, a proto d le pod me jeho nejz kladnïjöì charakteristiku. V detailech, vëetnï taxativnìho vymezenì p ÌËin mrtì, kterè jsme zahrnuli mezi odvratitelnè, si pak dovolujeme Ëten e na tento Ël nek odk zat. Podle Andreeva et al. (2002) reprezentuje koncept odvratitelnè mrtnosti teoreticko-metodologick r mec pro stanovenì p ÌspÏvku zdravotnì pèëe ke zdravì populace. Nolte a spoluauto i (2002) uv dïjì, ûe s tìmto konceptem jako n strojem hodnocenì kvality lèka skè pèëe p iöel Rutstein a jeho spolupracovnìci, kte Ì v polovinï 70. let 20. stoletì prezentovali ideu nep ÌmÈho mï enì dopadu zmïn kvality lèka skè pèëe na roveú mrtnosti prost ednictvìm rozdìl v zastoupenì mrtì na urëitè vybranè p ÌËiny nebo jejich skupiny ve dvou r zn ch Ëasov ch horizontech. V hodou konceptu odvratitelnè mrtnosti je jeho pomïrnï znaën pozn vacì potenci l vypl vajìcì z orientace na sniûov nì rovnï mrtnosti, jenû p edstavuje prvotnì funkci zdravotnictvì. P itom pot ebn data jsou dìky organizaci zdravotnickè a demografickè statistiky u n s bïûnï dostupn i v region lnìm ËlenÏnÌ. TÌm je umoûnïno nejen mezin rodnì, ale i meziregion lnì srovn nì rovnï systèmu zdravotnì pèëe. Vzhledem k zajiötïnè p evoditelnosti struktury p ÌËin mrtì mezi jednotliv mi revizemi mezin rodnì klasifikace je zaruëena takè srovnatelnost vstupnìch dat a na nich zaloûen ch hodnot indik tor v Ëase. PomÏrnÏ znaënè prostorovè n roky prezentace region lnìch rozdìl vïcnï i ËasovÏ ËlenÏnÈ mrtnosti a relativnï omezen rozsah stran, kterè odborn periodika mohou autor m obvykle poskytnout, si buô vynutì v raznou redukci pod vanè informace, nebo vedou k jejìmu rozdïlenì do nïkolika tematicky propojen ch p ÌspÏvk. Vzhledem k tomu, ûe aplikace konceptu odvratitelnè mrtnosti je v ËeskÈ demografii p vodnìm tèmatem, rozhodli jsme se pro druhou alternativu. S tìmto vïdomìm se v n sledujìcìm textu soust edìme na vstup do problematiky, tj. z kladnì popis region lnì diferenciace odvratitelnè a neodvratitelnè mrtnosti na rovni okres»eskè republiky a jejì v voj, p iëemû vlastnì hodnocenì zemnìch rozdìl ve zdravotnì pèëi a jejich zmïn nech me na p ÌpadnÈ pokraëov nì tohoto Ël nku. PojetÌ odvratitelnè a neodvratitelnè mrtnosti Snahy hodnotit kvalitu lèka skè pèëe p ivedly D. D. Rutsteina a jeho spolupracovnìky (Rutstein et al., 1976) k p edpokladu, ûe efektivita tèto pèëe ve smyslu jejì kvality m ûe b t vyj d ena pomocì mrtnosti na urëitè p ÌËiny mrtì, kterè lze plnï nebo Ë steënï eliminovat v d sledku vëasn ch a vhodn ch intervencì. S pomocì z stupc jednotliv ch lèka sk ch obor proto specifikovali p ibliûnï osmdes t r zn ch p ÌËin mrtì, kterè vedou k p edëasnè mrtnosti a p itom je moûnè jim p edch zet pomocì preventivnìch nebo lèëebn ch opat enì. V souvislosti s tvorbou atlasu zamï enèho na odvratitelnou mrtnost v zemìch EvropskÈho spoleëenstvì [Holland (ed.), 1991; Holland (ed.), 1993] byla provedena pomïrnï zevrubn revize vymezenì odvratitelnè mrtnosti. P vodnì seznam odvratiteln ch p ÌËin mrtì auto i atlasu zredukovali a doplnili o nïkterè novè poloûky. V pr ci vych zìme ze souboru 37 p ÌËin mrtì nebo jejich skupin povaûovan ch autory studie Newey et al. (2004) za odvratitelnè. Jejich seznam je v nezkr cenè podobï prezentov n jiû v citovanèm Ël nku B. Burcina (2008: 20). V»eskÈ republice pat Ì v souëasnosti k nejëastïji se vyskytujìcìm p ÌËin m z kategorie odvratitelnè mrtnosti ischemick choroba srdeënì, zhoubn novotvar pr duönice, pr duöek a plic, cèvnì nemoci mozku a zhoubn novotvar kolorekta. U muû pak specificky takè chronickè nemoci jater a cirhûza a u ûen zhoubn novotvar prsu. Protoûe p ev ûn Ë st odvratiteln ch p ÌËin mrtì spad do kategorie tzv. lèëiteln ch nemocì, je souë stì aplikace konceptu odvratitelnè mrtnosti specifikace vïkov ch hranic, v jejichû r mci m smysl danè p ÌËiny mrtì jako takovè uvaûovat a diskutovat. S ohledem na v raznï snìûenou mìru spolehlivosti urëenì p ÌËi- 78

Boris Burcin ñ Tom ö KuËera: Region lnì diferenciace odvratitelnè a neodvratitelnè mrtnosti v»eskè republice a jejì v voj v obdobì 1987ñ2006 ny mrtì ve vyööìm vïku a na zavedou praxi jsme se p iklonili k hornì hranici 75 let pro muûe i ûeny, a to p esto, ûe jsme si vïdomi urëit ch specifick ch rys mrtnosti ûen, v jejichû d sledku je tato hranice pro nï dnes jiû ponïkud nìzk. V jimku z uvedenè limitnì hodnoty p edstavujì infekënì st evnì choroba, Ëern kaöel, spalniëky a dïtskè respiraënì nemoci, u nichû jsme poëìtali pouze s mrtìmi do 15 let vïku, leukèmie, v jejìmû p ÌpadÏ jsme analyzovali pouze mrtnost osob do vïku 45 let, a diabetes s hranicì posunutou na 50 let vïku. DetailnÌ p ehled a d vody redukce vïkov ch hranic nïkter ch naöich dìlëìch pozorov nì jsou uvedeny v poslednï citovanè pr ci (Burcin, 2008: 19 a 21). Neodvratiteln mrtnost zahrnuje ostatnì p ÌËiny mrtì a je tìm v r mci celkovè mrtnosti plnï komplement rnì k mrtnosti odvratitelnè. PoËet neodvratiteln ch mrtì podle pohlavì a vïku tak v naöem p ÌpadÏ tvo Ì rozdìl vöech mrtì a mrtì na odvratitelnè p ÌËiny muû nebo ûen s bydliötïm v danèm okrese a v danè vïkovè skupinï. Data a jejich vstupnì pravy Pro n sledujìcì anal zy byla pouûita data z bïûnè evidence demografick ch ud lostì a bilancì pohybu obyvatelstva, kterè zpracov v»esk statistick ad. PoËty mrtì v jednotliv ch letech t ÌdÏnÈ podle pohlavì, vïku, p ÌËiny, resp. skupiny p ÌËin mrtì (v souladu s 9., resp. 10. revizì Mezin rodnì statistickè klasifikace nemocì a p idruûen ch zdravotnìch problèm ) a okresu bydliötï zem elèho byly s cìlem potlaëit vliv mal ch ËÌsel, a tedy neurëitost v Ëasov ch ad ch hodnot pouûit ch ukazatel, agregov ny do vïkov ch skupin 0, 1ñ4, 5ñ9,... 75+. Pot ebnè, vïcnï i ËasovÏ naöim pot eb m odpovìdajìcì vïkovè struktury obyvatelstva za jednotlivè roky obdobì 1987ñ2006 jsme takè zìskali z datab ze»eskèho statistickèho adu. Metodika hodnocenì roveú a v voj mrtnosti v r mci kaûdè ze t Ì kategoriì, a to mrtnost celkem a na odvratitelnè a na neodvratitelnè p ÌËiny, jsme sledovali oddïlenï za muûe a ûeny a za kaûd kalend nì rok obdobì let 1987ñ2006. Pouûili jsme p itom mìry mrtnosti standardizovanè p Ìmou metodou. Za standard jsme zvolili Evropskou standardnì populaci (Doll ñ Cook, 1966), coû umoûnilo nejen srovn nì hodnot danè charakteristiky v Ëase a prostoru, ale takè jejich komparaci mezi pohlavìmi. Ve snaze co nejvìce potlaëit vliv n hodn ch v chylek v d sledku p Ìliö nìzkèho poëtu ud lostì jsme v slednè hodnoty standardizovan ch mïr mrtnosti agregovali do Ëty pïtilet ch obdobì. Tento krok jsme uëinili p i vïdomì rizika moûnè promïnlivosti pomïr v tomto ËasovÈm r mci. NicmÈnÏ jsme se k nïmu odhodlali, neboù v voj mrtnosti u n s, a to i v jejìm ËlenÏnÌ na odvratitelnou a neodvratitelnou, byl v uvedenèm obdobì ve znamenì v raznèho a z hlediska rychlosti pomïrnï stabilnìho poklesu. Za tïchto okolnostì by totiû hlavnì trend a porovnateln velikost zmïn mïly b t zachytitelnè i v hruböìch Ëasov ch r mcìch p edstavovan ch uveden mi pïtilet mi obdobìmi. Vedeni snahou o vïtöì n zornost a snazöì ovï itelnost v sledk, pouûìv me k zachycenì statickè i dynamickè diferenciace kromï vizu lnì komparace v r mci aplikace z kladnìch statistick ch a kartografick ch postup pouze bïûnè charakteristiky variability a Spearman v korelaënì koeficient po adì. V sledky Mezi obdobìm 1987ñ1991 a 2002ñ2006 klesla v»eskè republice intenzita celkovè mrtnosti muû a ûen ve vïku niûöìm neû 75 let o jednu t etinu (o 33 %), p iëemû mezi pohlavìmi nebyl z hlediska dynamiky v voje pozorov n z sadnì rozdìl. V r mci dìlëìch kategoriì se v raznïji snìûila roveú odvratitelnè mrtnosti, kdyû jejì intenzita poklesla u muû p ibliûnï o 44 % a u ûen o 41 %. RozdÌln pokles odpovìd existujìcìmu rozdìlu v redukënìm potenci lu, kter je u n s v znamnï vyööì pr vï u muû vzhledem k jejich p etrv vajìcì v raznè nad mrtnosti, a to zejmèna v p ÌpadÏ nïkter ch p ÌËin nebo jejich skupin spadajìcìch do kategorie odvratitelnè mrtnosti (nap. ischemick choroba srdeënì). 79

Demografie, 2008, roë. 50, Ë. 2 P ibliûnï shodnè tempo zmïn celkovè rovnï a rychlejöì pokles odvratitelnè mrtnosti u muû logicky znamenaly dynamiëtïjöì sniûov nì intenzity mrtnosti na neodvratitelnè p Ì- Ëiny mrtì u ûen (o 21 %) neû u muû (o 14 %). TÌmto v vojem se hodnota standardizovanè mìry neodvratitelnè mrtnosti ûen dostala pod polovinu hodnoty tohoto ukazatele pro muûe. Neodvratiteln mrtnost se tak p idala k celkovè i odvratitelnè mrtnosti, kterè se u ûen v porovn nì se situacì u muû projevovaly s mènï neû poloviënì intenzitou po celè n mi sledovanè obdobì (tab. 1). Bez zajìmavosti nez st v ani fakt, ûe p es v raznè zmïny v mrtnosti muû jejì intenzita v û dnè ze t Ì diskutovan ch kategoriì nedos hla v poslednìm obdobì rovnï mrtnosti ûen v vodnìm obdobì naöeho pozorov nì. Z modelov ch propoët vypl v, ûe muûsk Ë st obyvatel»eska je z hlediska rovnï odvratitelnè, neodvratitelnè i celkovè mrtnosti nejmènï dvacet let pozadu za v vojem rovnï stejnï definovanè mrtnosti u ûen, a to i s p ihlèdnutìm k nemalè dynamice zmïn poslednìch dvou desetiletì. Za p edpokladu zachov nì aktu lnìho tempa v voje odhadujeme rozsah zaost v nì konkrètnï na 20 let u odvratitelnè, na 35 let u neodvratitelnè a na 25 let u celkovè mrtnosti. Tab. 1 Standardizovaná míra úmrtnosti podle pohlaví a kategorií příčin úmrtí (věk 0 74; na 100 tis. obyvatel; Evropská standardní populace), ČR, 1987 2006, pětiletá období [Standardized mortality rate by sex and cause-of-death category (ages 0 74; per 100 thous. inhabitants; European Standard Population), CR, 1987 2006, five-year periods] Odvratitelná úmrtnost Neodvratitelná úmrtnost Úmrtnost celkem Období intenzita podíl 1) intenzita podíl 1) intenzita Muži 1987 1991 565,9 63,0 332,5 37,0 898,4 1992 1996 479,6 60,5 312,9 39,5 792,5 1997 2001 381,9 56,1 299,0 43,9 680,9 2002 2006 319,2 52,9 284,8 47,1 604,0 Index 2002 2006/1987 1991 56,4 x 85,7 x 67,2 Ženy 1987 1991 252,1 59,6 170,6 40,4 422,7 1992 1996 215,4 58,3 153,9 41,7 369,2 1997 2001 175,1 54,8 144,6 45,2 319,6 2002 2006 148,1 52,4 134,7 47,6 282,8 Index 2002 2006/1987 1991 58,8 x 79,0 x 66,9 Pozn: 1) podíl na úmrtnosti celkem. Na pozadì pr vï popsanèho celkovèho v voje se mïnila zemnì diferenciace mrtnosti. Z podstaty vïci vypl v nejen to, ûe v adï zemnìch jednotek dosaûen roveú mrtnosti byla v znamnï odliön od celost tnìho pr mïru, ale tèû skuteënost, ûe pozorovan v voj v nïkter ch p Ìpadech poznamenaly v raznïjöì zmïny, neû jakè jsme zaznamenali na rovni»eskè republiky jako celku. JakÈ rovnï bylo v poslednìm ze sledovan ch obdobì dosaûeno a jak velkè zmïny k nim v p edch zejìcìch dvou dek d ch vedly, naznaëujì daje uvedenè v tabulce 2. Aktu lnì variabilita standardizovan ch mïr odvratitelnè a spolu s nì i celkovè mrtnosti na rovni okres»eskè republiky je pomïrnï znaën. Vyj d eno hodnotou variaënìho koeficientu, je tato variabilita takè v znamnï vyööì neû v kterèmkoliv z p edch zejìcìch obdobì. P itom u muû je rozr znïnost standardizovan ch intenzit mrtnosti tradiënï ponïkud niûöì neû u ûen. ObecnÏ u obou pohlavì pak kles jak rozpïtì krajnìch hodnot variaënì ady, tak smïrodatn odchylka, jejìû pokles je vöak pomalejöì neû pokles pr mïrnè hodnoty standardizovanè mìry mrtnosti, coû m automaticky vliv na r st hodnoty variaënìho koeficientu. VariaËnÌ koeficient je proto v danèm kontextu mènï vhodn pro posuzov nì v voje variability neû smïrodatn odchylka. Zaznamenan zd nlivï protich dn v voj r znï pojìmanè variability 80

Boris Burcin ñ Tom ö KuËera: Region lnì diferenciace odvratitelnè a neodvratitelnè mrtnosti v»eskè republice a jejì v voj v obdobì 1987ñ2006 Tab. 2 Variabilita standardizované míry úmrtnosti podle pohlaví a kategorií příčin úmrtí (věk 0 74; na 100 tis. obyvatel; Evropská standardní populace), okresy ČR, 1987 2006, pětiletá období [Variabilility of standardized mortality rate by sex and cause- -of-death category (ages 0 74; per 100 thous. inhabitants; European Standard Population), CR districts, 1987 2006, five-year periods] Muži Ženy Charakteristika Odvratitelná úmrtnost 1987 1991 1992 1996 1997 2001 2002 2006 1987 1991 1992 1996 1997 2001 2002 2006 minimální hodnota 469,2 377,9 262,6 218,1 195,1 167,7 130,5 119,7 maximální hodnota 692,8 601,5 530,6 462,1 330,1 297,7 279,3 245,3 variační rozpětí 223,5 223,6 268,0 243,9 135,0 130,1 148,9 125,6 průměr 579,9 493,7 397,8 330,8 253,6 217,4 178,8 150,8 směrodatná odchylka 54,5 51,4 49,6 45,5 29,1 24,6 25,9 24,4 variační koeficient 9,4 10,4 12,5 13,8 11,5 11,3 14,5 16,2 Česká republika 565,9 479,6 381,9 319,2 252,1 215,4 175,1 148,1 Neodvratitelná úmrtnost 1987 1991 1992 1996 1997 2001 2002 2006 1987 1991 1992 1996 1997 2001 2002 2006 minimální hodnota 258,9 247,9 234,9 211,9 130,7 113,6 115,2 100,6 maximální hodnota 461,4 466,5 407,1 363,2 248,8 237,1 211,8 180,5 variační rozpětí 202,6 218,7 172,2 151,4 118,0 123,5 96,5 79,9 průměr 338,9 316,7 299,9 285,7 172,5 155,8 145,5 135,9 směrodatná odchylka 40,6 35,6 30,1 30,5 23,0 20,6 16,8 15,1 variační koeficient 12,0 11,2 10,0 10,7 13,3 13,2 11,6 11,1 Česká republika 332,5 312,9 299,0 284,8 170,6 153,9 144,6 134,7 Úmrtnost celkem 1987 1991 1992 1996 1997 2001 2002 2006 1987 1991 1992 1996 1997 2001 2002 2006 minimální hodnota 756,7 661,4 551,3 488,6 356,5 306,0 269,1 237,8 maximální hodnota 1118,2 991,3 842,4 798,1 566,1 489,3 450,6 395,4 variační rozpětí 361,6 329,8 291,0 309,5 209,5 183,3 181,5 157,6 průměr 918,8 810,4 697,7 616,5 426,1 373,2 324,2 286,7 směrodatná odchylka 81,2 73,5 68,2 66,4 44,3 39,3 36,7 34,2 variační koeficient 8,8 9,1 9,8 10,8 10,4 10,5 11,3 11,9 Česká republika 898,4 792,5 680,9 604,0 422,7 369,2 319,6 282,8 signalizuje, ûe cel region lnì systèm se z hlediska odvratitelnè a v d sledku jejìho v voje i celkovè mrtnosti st le nach zì ve f zi intenzivnì transformace. Naopak u mrtnosti neodvratitelnè m ûeme pozorovat vöeobecn pokles variability a ve smyslu v slednèho trendu i jistou stabilizaci jejìho v voje. Na z kladï zìskan ch poznatk usuzujeme, ûe i v nejbliûöìch letech bude roveú odvratitelnè mrtnosti klesat rychleji neû roveú mrtnosti neodvratitelnè. OstatnÏ intenzita odvratitelnè mrtnosti je st le jeötï v znamnïji vyööì neû intenzita mrtnosti neodvratitelnè a z podstaty povahy p ÌËin odvratitelnè mrtnosti vypl v re ln moûnost jejich pozitivnìho ovlivnïnì. KromÏ struktur lnìch odliönostì a v vojov ch trend zjiötïn ch u jednotliv ch kategoriì mrtnosti na celost tnì rovni m ûeme na z kladï hodnocenì variability soubor okres vypozorovat takè nïkterè dalöì, novè Ëi skrytè skuteënosti t kajìcì se recentnìho v voje sledovanèho procesu na rovni region lnì. ObecnÏ platì, ûe v voj na niûöìch rovnìch zemnìho ËlenÏnÌ a zejmèna v obdobìch v raznïjöìch zmïn pomïrnï spolehlivï signalizuje smïr a rozsah budoucìho v voje na celost tnì rovni. V tèto souvislosti stojì za povöimnutì p edevöìm fakt, ûe minim lnì ÑokresnÌì hodnota standardizovanè mìry odvratitelnè mrtnosti u muû je poslednìch p ibliûnï deset let niûöì neû analogickè maximum u ûen. To podle naöeho n zoru dostateënï z etelnï vymezuje prostor jak pro budoucì pokles intenzity odvratitelnè mrtnosti 81

Demografie, 2008, roë. 50, Ë. 2 v celèm region lnìm systèmu, tak pro sbliûov nì jejìch hodnot za muûe a za ûeny. Vzhledem k tomu, v jakè mì e odvratiteln mrtnost ovlivúuje mrtnostnì pomïry obyvatel ve vïku do 75 let bez rozdìlu p ÌËin, m ûeme souëasnï oëek vat i dalöì v znamn pokles intenzity mrtnosti celkovè. P jdeme-li d le do hloubky ve smïru konkretizace naöich pozorov nì a zjiötïnì dot kajìcìch se aktu lnì struktury mrtnosti a rozsahu v vojov ch zmïn, kterè k nim v p edch zejìcìch dvaceti letech vedly, m ûeme konstatovat, ûe takè jejich zemnì diferenciace vykazuje nïkterè pravidelnosti obecnïjöìho r zu, a to ve vöech sledovan ch kategoriìch. Intenzita odvratitelnè mrtnosti muû je nadpr mïrn v severoz padnìch»ech ch, v tzv. vnïjöìm i vnit nìm pohraniëì od»eskolipska po Lounsko a Chomutovsko a d le na Tachovsku a Prachaticku, Brunt lsku, Jesenicku a Karvinsku. Mimo oblasti, kterè prodïlaly po 2. svïtovè v lce v mïnu obyvatelstva, se k nim z hlediska dodaûen ch hodnot spìöe okrajovï adì okresy P Ìbram, Nov JiËÌn, VsetÌn a HodonÌn. Naopak jednoznaënï nejniûöì intenzitu odvratitelnè mrtnosti vykazujì centra metropolitnìch oblastì Praha, Brno a PlzeÚ spolu se sv m bezprost ednìm z zemìm a d le rozs hlejöì oblast ve v chodnìch»ech ch, jejìû j dro tvo Ì okresy Hradec Kr lovè, N chod a Pardubice (kartogram 1). U ûen nejsou krajnì hodnoty rovnï odvratitelnè mrtnosti tak v raznè jako u muû. zemnì charakteristika rozloûenì v znamnïji nadpr mïrn ch a podpr mïrn ch hodnot je vöak tèmï identick. Maxim lnì intenzitu mrtnosti tradiënï vykazujì ûeny ûijìcì ve vïtöinï okres severoz padnìch a z padnìch»ech, na Tachovsku a Prachaticku, v severomoravsk ch okresech Brunt l, äumperk, Karvin a Ostrava. V poslednìm obdobì se mezi nimi objevily takè okresy Jablonec, Kladno a RakovnÌk. KrajnÏ podpr mïrnè hodnoty, v naöem pojetì leûìcì ve vzd lenosti vïtöì neû dvï smïrodatnè odchylky od pr mïru nalevo, se u ûen sice nevyskytujì (kartogram 3), ale zato v znamnïji podpr mïrn mrtnost na odvratitelnè p ÌËiny mrtì se t k daleko öiröì skupiny okres a zasahuje vïtöì Ë st jiûnìch a jihoz padnìch»ech, Prahu a jejì okolì, Mladoboleslavsko, vïtöì Ë st v chodnìch»ech a jiûnì Moravy a takè okres Olomouc. Do jistè mìry se d Ìci, ûe jak u muû, tak i u ûen se niûöì hladina odvratitelnè mrtnosti vyskytuje v öiröìch sp dov ch oblastech mìst s vysokou koncentracì kapacit odbornè lèka skè pèëe. Z roveú vöak v skyt zv öenè mrtnosti na odvratitelnè p ÌËiny naznaëuje v raznou spojitost se soci lnì strukturou obyvatelstva v öiröìm slova smyslu a jejì zemnì diferenciacì. Hled nì odpovïdi na tyto ot zky vöak nenì a ani pro sv j rozsah nem ûe b t bezprost ednìm kolem tohoto p ÌspÏvku. Proto v danèm ohledu z staneme pouze na rovni vysloven ch vah. Intenzita neodvratitelnè mrtnosti aktu lnï vykazuje na rovni okres ve srovn nì s intenzitou mrtnosti na odvratitelnè p ÌËiny sice menöì celkovou variabilitu, ale jejì zemnì rozloûenì vöak nenì o mnoho kompaktnïjöì. SpÌöe naopak. S jejì vyööì rovnì u muû se opït setk v me v severoz padnìch»ech ch, severnì MoravÏ i na jihu Moravy, tentokr t vöak v okrese B eclav (kartogram 1). PonÏkud zemnï kompaktnïjöì, ale o pozn nì diferencovanïjöì je rozloûenì intenzit neodvratitelnè mrtnosti u ûen. SevernÌ a z padnì»echy p edstavovanè opït p edevöìm okresy v oblasti SeveroËeskÈ p nve a spolu s nimi okresy DÏËÌn a»esk LÌpa vykazujì opït nejvyööì hodnoty standardizovan ch mïr mrtnosti na neodvratitelnè p Ì- Ëiny. VyööÌ intenzita je vöak vlastnì takè p su okres t hnoucìmu se od p nve p es PlzeÚ a Klatovy aû k»eskèmu Krumlovu. Naproti tomu souvislejöì p s nìzkè mrtnosti v r mci sledovanè kategorie leûì pouze na moravsko-slovenskèm pomezì, a t hne se od VsetÌna aû po HodonÌn (kartogram 3). Vöechna zde doposud uveden fakta je nutnè vzhledem k relativnï nìzkèmu poëtu ud lostì v dìlëìch kategoriìch interpretovat s odpovìdajìcì d vkou opatrnosti, neboù ani pïtilet Ëasov interval se nezd b t dostateënou pojistkou proti viditeln m vliv m n hodn ch prvk ve v voji. Jist d kaz tohoto tvrzenì poskytuje komparace kartogram zachycujìcìch region lnì struktury mrtnosti muû a ûen v r mci jednotliv ch sledovan ch kategoriì s odpovìdajìcìmi 82

Kartogram 1 Odvratitelná, neodvratitelná a celková úmrtnost (věk 0 74; na 100 tis. obyvatel; Evropská standardní populace), muži, okresy ČR, 2002 2006 [Avoidable, unavoidable and total mortalities (age 0 74; per 100 thous. inhabitants; European Standard Population), males, CR districts, 2002 2006] Boris Burcin ñ Tom ö KuËera: Region lnì diferenciace odvratitelnè a neodvratitelnè mrtnosti v»eskè republice a jejì v voj v obdobì 1987ñ2006

Demografie, 2008, roë. 50, Ë. 2 Kartogram 2 Změna odvratitelné, neodvratitelné a celkové úmrtnosti mezi obdobími 1987 1991 a 2002 2006 (věk 0 74; Evropská standardní populace), muži, okresy ČR, 1987 1991 = 100 [Change of avoidable, unavoidable and total mortalities between 1987 1991 and 2002 2006 (age 0 74; European Standard Population), males, CR districts, 1987 1991 = 100]

Kartogram 3 Odvratitelná, neodvratitelná a celková úmrtnost (věk 0 74; na 100 tis. obyvatel; Evropská standardní populace), ženy, okresy ČR, 2002 2006 [Avoidable, unavoidable and total mortalities (age 0 74; per 100 thous. inhabitants; European Standard Population), females, CR districts, 2002 2006] Boris Burcin ñ Tom ö KuËera: Region lnì diferenciace odvratitelnè a neodvratitelnè mrtnosti v»eskè republice a jejì v voj v obdobì 1987ñ2006

Demografie, 2008, roë. 50, Ë. 2 Kartogram 4 Změna odvratitelné, neodvratitelné a celkové úmrtnosti mezi obdobími 1987 1991 a 2002 2006 (věk 0 74; Evropská standardní populace), ženy, okresy ČR, 1987 1991 = 100 [Change of avoidable, unavoidable and total mortalities between 1987 1991 and 2002 2006 (age 0 74; European Standard Population), females, CR districts, 1987 1991 = 100]

Boris Burcin ñ Tom ö KuËera: Region lnì diferenciace odvratitelnè a neodvratitelnè mrtnosti v»eskè republice a jejì v voj v obdobì 1987ñ2006 kartogramy, kterè zobrazujì region lnì diferenciaci celkovè mrtnosti p edstavujìcì hrn mrtnosti v r mci obou dìlëìch kategoriì. P estoûe z hlediska zahrnut ch p ÌËin je kaûd z dìlëìch kategoriì bezesporu homogennïjöì neû celek, vykazuje celkov mrtnost nejen niûöì celkovou variabilitu standardizovanè mìry mrtnosti (tab. 2), ale na prvnì pohled i kompaktnïjöì region lnì struktury. P itom zemnì struktury celkovè mrtnosti podle pohlavì jsou si znaënï blìzkè (kartogramy 1 a 3) a nemènï stabilnì: nadpr mïrn mrtnost v z padnì Ë sti republiky a na severnì MoravÏ a podpr mïrn na VysoËinÏ, ve v chodnìch»ech ch, na jiûnì MoravÏ, a d le v Praze, Plzni a Olomouci a v jejich bezprost ednìm z zemì.»ìm rozr znïnïjöì hodnoty sledovanè charakteristiky jsou, tìm obtìûnïjöì je sledovat pravidelnosti v jejich v voji a ve v voji region lnìch struktur mrtnosti obzvl ötï. ProblÈm je v tom, ûe prakticky celè sledovanè obdobì je ve znamenì z sadnì transformace prostorovè organizace spoleënosti, a proto p i v voji mrtnosti hraje vedle jejì v chozì rovnï v znamnou roli takè konkrètnì poloha v mïnìcìm se region lnìm systèmu a bezesporu i dalöì faktory, nap Ìklad zmïny v tocìch ve ejn ch financì, zejmèna dotacì, tlum nebo rozvoj v znamn ch ekonomick ch aktivit, soci lnì rozvoj v zemì, aj. V z sadï je moûnè konstatovat, ûe nejvïtöì zmïny v intenzitï odvratitelnè mrtnosti se mezi obdobìmi 1987ñ1991 a 2002ñ2006 odehr ly v oblastech s tradiënï niûöì nebo dokonce nìzkou rovnì mrtnosti a vice versa (tab. 3 a kartogramy 2 a 4). To platì jak pro muûe, tak pro ûeny. TÈmÏ pades tiprocentnì n r st hodnoty variaënìho koeficientu u obou pohlavì za zn - m ch podmìnek tento v voj vìce neû jen naznaëuje. Tab. 3 Okresy s největší a nejmenší relativní změnou standardizované míry úmrtnosti podle pohlaví a kategorie příčin úmrtí (%, věk 0 74; Evropská standardní populace) mezi obdobími 1987 2001 a 2002 2006 [District with maximal and minimal relative change of standardized mortality rate by sex and cause-of-death category (%, ages 0 74; European Standard Population) between the periods 1987 2001 and 2002 2006] Pořadí Odvratitelná úmrtnost Neodvratitelná úmrtnost okresu muži ženy muži ženy 1 Hradec Králové 44,4 Plzeň-město 51,2 Uherské Hradiště 63,3 Uherské Hradiště 56,7 2 Cheb 46,1 Mladá Boleslav 51,3 Teplice 65,7 Tachov 58,4 3 Plzeň-město 48,3 Cheb 51,4 České Budějovice 68,6 Teplice 61,9 4 Kutná Hora 48,8 Olomouc 51,5 Pelhřimov 70,1 Havlíčkův Brod 65,3 5 Brno-město 48,9 Rychnov n. Kněžnou 51,8 Český Krumlov 70,7 Plzeň-město 67,1 6 Praha-západ 49,0 Kutná Hora 52,0 Klatovy 71,2 Ústí nad Labem 69,7 7 Kolín 49,2 Jičín 52,7 Havlíčkův Brod 72,6 Most 69,7 8 Mladá Boleslav 49,7 Příbram 52,7 Benešov 72,8 Kutná Hora 69,9 9 Praha 49,8 Český Krumlov 53,3 Strakonice 73,8 Liberec 70,5 10 Jičín 50,0 Písek 53,4 Jihlava 74,3 České Budějovice 71,7 67 Pelhřimov 63,1 Havlíčkův Brod 65,7 Zlín 93,0 Blansko 85,9 68 Děčín 63,5 Prostějov 67,1 Třebíč 94,8 Příbram 86,3 69 Prostějov 63,7 Louny 67,4 Břeclav 94,8 Bruntál 87,1 70 Frýdek-Místek 63,8 Šumperk 67,7 Pardubice 95,2 Litoměřice 88,5 71 Jihlava 65,2 Bruntál 67,8 Trutnov 95,5 Přerov 88,8 72 Havlíčkův Brod 66,1 Jablonec n. Nisou 68,2 Nový Jičín 96,8 Mělník 90,4 73 Chomutov 67,0 Tachov 68,3 Opava 97,6 Trutnov 93,8 74 Most 67,7 Teplice 73,2 Brno-město 97,9 Brno-město 94,1 75 Teplice 69,5 Most 74,3 Kroměříž 98,6 Opava 95,8 76 Uherské Hradiště 70,8 Chomutov 76,7 Blansko 104,8 Rokycany 102,7 Pozn.: Do této analýzy nebyl zahrnut okres Jeseník, který ve vstupním období neexistoval. 83

Demografie, 2008, roë. 50, Ë. 2 NemÈnÏ zajìmav, i kdyû ponïkud obtìûnï generalizovateln, je obraz zmïn neodvratitelnè mrtnosti (tab. 3). Zde aû na v jimky platì, ûe intenzita neodvratitelnè mrtnosti klesala p edevöìm v okresech s p vodnï vysok mi hodnotami standardizovanè mìry a mezi nimi rychleji v tïch, u nichû doölo k pomalejöìmu poklesu mrtnosti na odvratitelnè p ÌËiny. ObÏ tato zjiötïnì majì dostateënï pevnou vnit nì logiku. V prvnìm p ÌpadÏ je to d no prostorem, kter vysok mìra mrtnosti pro pokles dosahovan ch hodnot vytv Ì, a ve druhèm jde o efekt tzv. kompenzaënì mrtnosti. Je z ejmè, ûe Ë st osob, kter v r mci zlepöov nì mrtnostnìch pomïr nezem e na nïkterou z odvratiteln ch chorob, je vystavena p sobenì sìly mrtnosti spojenè s neodvratiteln mi p ÌËinami a naopak. Ve snaze d le zobecnit a uspo dat poznatky o vazb ch mezi relativnì intenzitou mrtnosti na choroby pat ÌcÌ do jednotliv ch skupin p ÌËin mrtì na rovni okres»eskè republiky a v obecnè rovinï podchytit transformaënì zmïny rozloûenì okres podle rovnï strukturovanè mrtnosti jsme v dalöìm kroku anal zy sledovali po adì jednotliv ch okres podle rovnï p Ìsluön ch pohlavnï specifick ch standardizov ch mïr. Prost ednictvìm rozdìl v po adì okres se n m poda ilo uspokojivï zodpovïdït obï nastolenè ot zky. SoubÏûnÏ s tìm jsme takè provï ili nebo doplnili nïkterè v öe prezentovanè post ehy a poznatky. StandardnÏ definovan Spearman v korelaënì koeficient po adì (k s ) a jeho aplikace n m nap Ìklad umoûnily doloûit, ûe mezi v chozì relativnì rovnì intenzity mrtnosti zprost edkovanè pr vï po adìm kaûdèho okresu podle hodnoty tohoto ukazatele a hodnotami v n sledn ch obdobìch vëetnï poslednìho existuje jak u muû tak u ûen pomïrnï vysok mìra shody (tab. 4). U obou pohlavì se potvrdilo, ûe proces v znamn ch v vojov ch zmïn zemnì diferenciace mrtnosti na rovni okres probìhal po celè sledovanè obdobì prakticky se stejnou intenzitou. Vypl v to z ady hodnot nach zejìcìch se v jednotliv ch korelaënìch maticìch bezprost ednï pod diagon lou. Jedin v znamnïjöì rozdìl mezi muûi a ûenami, kter vöak nenì na z kladï dostupn ch dat plnï prokazateln, spoëìv v tom, ûe vnit nì transformace souboru okres podle rovnï odvratitelnè mrtnosti u ûen jakoby vedla po p echodnèm p e- Tab. 4 Podobnost pořadí okresů podle hodnoty standardizované míry úmrtnosti podle pohlaví a kalendářního období (Spearmanův korelační koeficient, věk 0 74; Evropská standardní populace) [Similarity of districts rank according to standardized mortality rate by sex and the period of observation (Spearman correlation coeficient, ages 0 74; European Standard Population] Muži Ženy Období 1987 1991 1992 1996 1997 2001 2002 2006 1987 1991 1992 1996 1997 2001 2002 2006 Odvratitelná úmrtnost 1987 1991 1,000... 1,000... 1992 1996 0,888 1,000.. 0,832 1,000.. 1997 2001 0,797 0,836 1,000. 0,761 0,836 1,000. 2002 2006 0,719 0,781 0,910 1,000 0,818 0,807 0,853 1,000 Neodvratitelná úmrtnost 1987 1991 1,000... 1,000... 1992 1996 0,768 1,000.. 0,650 1,000.. 1997 2001 0,494 0,634 1,000. 0,546 0,698 1,000. 2002 2006 0,662 0,707 0,690 1,000 0,654 0,718 0,673 1,000 Úmrtnost celkem 1987 1991 1,000... 1,000... 1992 1996 0,931 1,000.. 0,831 1,000.. 1997 2001 0,825 0,883 1,000. 0,839 0,894 1,000. 2002 2006 0,862 0,895 0,911 1,000 0,831 0,878 0,880 1,000 Pozn.: Do této analýzy nebyl zahrnut okres Jeseník, který ve vstupním období neexistoval. 84

Boris Burcin ñ Tom ö KuËera: Region lnì diferenciace odvratitelnè a neodvratitelnè mrtnosti v»eskè republice a jejì v voj v obdobì 1987ñ2006 skupenì tohoto souboru k restauraci v chozì zemnì struktury, kdeûto u muû zd nlivï vznik struktura nov, v znamnïji odliön od v chozìho uspo d nì (k s = 0, 719). Z roveú u muû jako by se v voj diferenciace odvratitelnè mrtnosti dost val do stabilizaënì f ze, neboù mìra podobnosti po adì okres v poslednìch dvou obdobìch je pomïrnï vysok (k s = 0,910). Formulace z vïr v p ÌpadÏ neodvratitelnè mrtnosti je podstatnï sloûitïjöì neû u odvratitelnè z d vodu statisticky malè Ëetnosti mrtì na neodvratitelnè p ÌËiny. P esto m ûeme konstatovat, ûe stejnï jako u prvnì kategorie i v tomto p ÌpadÏ jsme po celè sledovanè obdobì mohli pozorovat dynamickè zmïny diferenciace a zejmèna vnit nì struktury souboru okres podle hodnot standardizovanè mìry mrtnosti. Jeho v slednè uspo d nì se v znamnï odliöuje od v chozìho a to prakticky ve stejnè mì e u muû i u ûen. N padnè jsou takè rozdìly v rovni podobnosti u obou pohlavì mezi odvratitelnou a neodvratitelnou mrtnostì. O p ÌËin ch na prvnì pohled niûöì rovnï korelacì u neodvratitelnè mrtnosti vöak m ûeme na souëasnè rovni pozn nì pouze spekulovat. Podstatnou roli bude patrnï hr t niûöì roveú variability, a tedy menöì pr mïrn Ñvzd lenostì mezi sousednìmi po adìmi v interakci s vyööì mìrou neurëitosti vypl vajìcì, jak jiû bylo uvedeno, z niûöìch a z rovïú relativnï nìzk ch poët ud lostì v p ÌpadÏ neodvratitelnè mrtnosti. P es jistou vazbu mezi rovnì odvratitelnè a neodvratitelnè mrtnosti, kterou zprost edkov v na z kladï komplementarity obou kategoriì v öe popsan kompenzaënì mrtnost, musìme konstatovat, ûe v sledn vztah mezi nimi je velmi slab. KorelaËnÌ koeficient, kter zachycuje mìru shody po adì okres podle intenzity mrtnosti v r mci kaûdè z obou p ÌËin, nab val s p ihlèdnutìm k mì e neurëitosti zhruba hodnoty 0,5 souëasnï u obou pohlavì a v kaûdèm ze sledovan ch obdobì (tab. 5). Hodnotu korelaënìho koeficientu pro poslednì obdobì u muû (k s = 0,592) lze p itom se znaënou d vkou obez etnosti interpretovat jako prvotnì, zatìm vöak spìöe jen jako neurëit sign l sbliûov nì zemnìch struktur odvratitelnè a neodvratitelnè mrtnosti. Pokud by tento proces sbliûov nì pokraëoval, jednalo by se o dalöì v znamn podnït k detailnìmu studiu faktor ovlivúujìcìch odvratitelnou a neodvratitelnou mrtnost, neboù by to Tab. 5 Podobnost pořadí okresů podle hodnoty standardizované míry úmrtnosti podle pohlaví a kategorie příčin úmrtí (Spearmanův korelační koeficient, věk 0 74; Evropská standardní populace) [Similarity of districts rank according to standardized mortality rate by sex and cause-of-death category (Spearman correlation coeficient, ages 0 74; European Standard Population] Muži Ženy Kategorie odvratitelná neodvratitelná úmrtnost celkem odvratitelná neodvratitelná úmrtnost celkem 1987 1991 odvratitelná 1,000.. 1,000.. neodvratitelná 0,515 1,000. 0,381 1,000. úmrtnost celkem 0,916 0,794 1,000 0,877 0,750 1,000 1992 1996 odvratitelná 1,000.. 1,000.. neodvratitelná 0,438 1,000. 0,472 1,000. úmrtnost celkem 0,897 0,761 1,000 0,869 0,824 1,000 1997 2001 odvratitelná 1,000.. 1,000.. neodvratitelná 0,489 1,000. 0,442 1,000. úmrtnost celkem 0,903 0,781 1,000 0,908 0,753 1,000 2002 2006 odvratitelná 1,000.. 1,000.. neodvratitelná 0,592 1,000. 0,480 1,000. úmrtnost celkem 0,903 0,853 1,000 0,880 0,818 1,000 Pozn.: Do této analýzy nebyl zahrnut okres Jeseník, který ve vstupním období neexistoval. 85

Demografie, 2008, roë. 50, Ë. 2 d le oslabilo v chozì a z roveú definiënì p edpoklad, o kter se opìr celè vymezenì odvratiteln ch, a tìm z roveú i neodvratiteln ch p ÌËin mrtì. V souvislosti s v öe formulovan m konstatov nìm stojì za zmìnku uvèst v sledky rozs hlè srovn vacì studie autor Nolte ñ McKee (2004), kter upozornila, a nikoli jako prvnì, na jednu d leûitou skuteënost. VÏtöinÏ studiì zamï en ch na region lnì diferenciaci odvratitelnè mrtnosti se totiû nepoda ilo v dostateënè mì e prok zat souvislost mezi rovnì odvratitelnè mrtnosti a rovnì poskytovanè zdravotnì pèëe. SouËasnÏ jako podstatnï pevnïjöì byly v mnoh ch v zkumech hodnoceny vazby odvratitelnè mrtnosti na soci lnï ekonomickè promïnnè. MnohÈ v tomto smïru naznaëily i v sledky naöich anal z, avöak k formulaci dostateënï konkrètnìch z vïr bude jeötï nezbytnè provèst adu navazujìcìch rozbor. P itom bez pomïrnï detailnìho v znamovèho rozliöenì faktor ovlivúujìcìch odvratitelnou mrtnost nem ûe diskutovan koncept na region lnì rovni plnit roli dostateënï efektivnìho n stroje hodnocenì kvality poskytovanè zdravotnì pèëe, pro kterou byl ve skuteënosti vytvo en. Z vïr Koncept odvratitelnè mrtnosti byl zaveden v r mci snah o souhrnnè hodnocenì rovnï poskytovanè zdravotnì pèëe. Jeho pouûitì pro mezin rodnì srovn nì p ineslo v minulosti vzhledem k vöeobecnï vïtöìm rozdìl m ve zkouman ch charakteristik ch urëitè pozitivnì v sledky. P i p echodu na region lnì roveú, tj. na zemnì jednotky vymezenè v r mci jednoho st tu, se vöak nadïje vkl danè v tento koncept v oëek vanèm rozsahu nenaplnily. ProzatÌm bez aspiracì ovï it pouûitelnost konceptu odvratitelnè mrtnosti v podmìnk ch zemnì diferenciace»eska jsme se v p edloûenè studii pokusili uk zat zejmèna z kladnì rysy a pravidelnosti stavu a recentnìho v voje diferenciace odvratitelnè a neodvratitelnè mrtnosti na rovni okres. V sledky ukazujì, ûe v»eskè republice jsou odvratiteln i neodvratiteln mrtnost pomïrnï v raznï zemnï diferencov ny. V znamnïji vïtöì diferenciaci na rovni okres m ûeme pozorovat u mrtnosti na odvratitelnè p ÌËiny. Ta vzhledem ke svèmu podìlu na celkovè mrtnosti z roveú do znaënè mìry p edurëuje jak hrnnou intenzitu sledovanèho procesu, tak jeho region lnì diferenciaci. mrtnost muû a ûen v r mci vöech t Ì kategoriì vykazuje znaënè rozdìly, kterè se sniûujì jen pozvolna, neboù v vojovè tendence pozorovanè u obou pohlavì jsou si velmi blìzkè. ZnaËn aktu lnì rozr znïnost a dosavadnì v voj okresnìch intenzit odvratitelnè a neodvratitelnè mrtnosti spolu s hodnotami nejniûöìch dosahovan ch intenzit odvratitelnè mrtnosti, a to zejmèna u muû, potvrzuje n mi jiû d Ìve opakovanï vyslovenè p edpoklady o existenci st le jeötï znaënèho potenci lu naöì populace v oblasti dalöìho sniûov nì celkovè mrtnosti. Tento poznatek povaûujeme za d leûit p ÌspÏvek k diskusi o perspektiv ch v voje mrtnosti v naöich podmìnk ch, bez ohledu na to, ûe pro jeho operacionalizaci v r mci populaënìch prognûz bude nutnè jej d le detailnïji rozpracovat. Jako nemènï d leûit se jevì anal za p ÌËin a souvislostì aktu lnìho v voje odvratitelnè mrtnosti u n s a objektivnì posouzenì vhodnosti tohoto konceptu pro hodnocenì kvality poskytovanè zdravotnì pèëe nejen na celost tnì, ale takè region lnì rovni. T etì d leûit smïr studia konceptu odvratitelnè mrtnosti vych zì pomïrnï daleko za hranice (geo)demografie, nicmènï p edchozì dva smïry v zkumu m ûe v raznï ovlivnit. V nïm by totiû mïlo jìt o p Ìpadnou pravu pouûitèho seznamu odvratiteln ch p ÌËin mrtì, kter by p ÌpadnÏ lèpe reflektoval jak pokrok v oblasti prevence, tak i diagnostiky a lèëby ady chorob, z nichû nïkterè mohou b t doposud za azeny mezi neodvratitelnè p ÌËiny mrtì. Z roveú je d leûitè, aby tento v bïr p ÌËin odpovìdal region lnìm Ëi n rodnìm specifik m, kter se mohou od specifik stojìcìch za p evzatou a pouûitou klasifikacì v znamnï odliöovat. Literatura Andreev, E. M. et al. 2003. The evolving pattern of avoidable mortality in Russia. International Journal of Epidemiology, 32, p. 437ñ446. Burcin, B. 2008. V voj odvratitelnè mrtnosti v»eskè republice v obdobì 1990ñ2006. Demografie, 50, s. 15ñ31. 86

Boris Burcin ñ Tom ö KuËera: Region lnì diferenciace odvratitelnè a neodvratitelnè mrtnosti v»eskè republice a jejì v voj v obdobì 1987ñ2006 Holland, W. W. (ed.). 1991. European Community Atlas of Avoidable Death. 2nd Edn. Vol. 1. Commission of the European Communities Health Services Research Series No. 6. Oxford: Oxford Medical Publications. Holland, W. W. (ed.). 1993. European Community Atlas of Avoidable Death. 2nd Edn. Vol. 2. Commission of the European Communities Health Services Research Series No. 6. Oxford: Oxford Medical Publications. Newey, C. et al. 2004. Avoidable Mortality in the Enlarged European Union. ISS Statistics 2. Brussels, ISS. Nolte, E. et al. 2002. The contribution of medical care to changing life expectancy in Germany and Poland. Social Science and Medicine, 55, p. 1905ñ1921. Nolte, E. ñ McKee, M. 2004. Does Health Care Save Lives? Avoidable Mortality Revisited. London: The Nuffield Trust. Rutstein, D. D. et al. 1976. Measuring the quality of medical care. New England Journal of Medicine, 294, p. 582ñ588. BORIS BURCIN je absolventem Univerzity Karlovy v Praze, oboru ekonomick a soci lnì geografie na jejì p ÌrodovÏdeckÈ fakultï, kde od roku 1990 p sobì jako odborn asistent na kated e demografie a geodemografie. Akademickou dr hu nastoupil po dvouletè praxi na poli demografickè statistiky v tehdejöìm Feder lnìm statistickèm adu. Zab v se ot zkami mrtnosti a prognûzov nìm populaënìho v voje a je spoluautorem ady demografick ch studiì analytickèho i prognostickèho zamï enì pro ÌdÌcÌ a pl novacì sfèru. TOM ä KU»ERA vystudoval ekonomickou a soci lnì geografii na p ÌrodovÏdeckÈ fakultï Univerzity Karlovy v Praze, kam se v roce 1986 po vïdeckè aspirantu e v GeografickÈm stavu»sav vr til jako odborn asistent. Problematikou tvorby populaënìch prognûz se zab v od roku 1980. PoslednÌch öestn ct let se vïnuje populaënìmu prognûzov nì v r mci z kladnìho i aplikovanèho v zkumu spoleënï s Borisem Burcinem. SpoleËnÏ publikovali takè adu analytick ch studiì zamï en ch p edevöìm na region lnì diferenciaci rovnï z kladnìch reprodukënìch proces. Summary The article provides a new insight into regional differentiation of structuralized mortality. Using the concept of avoidable and unavoidable mortality, the territorial structures of the observed process are examined and developmental trends between the periods 1987ñ1991 and 2002ñ2006 are traced. Avoidable mortality which traditionally aspires to become an indicator of the health care quality and which is defined through the list of causes of death completed by Nolte et al. (2002) has displayed similar territorial structures and development like total mortality in a given age span (0ñ74 years of age) especially due to its high weight in the aggregated intensity. Avoidable mortality reflecting a part of the Czech Republic territorial differentiation is more variable than unavoidable one. At the same time, mortality of males and females also shows principal differences. Observed departures are reduced only slowly since development trends by sex are quite similar. The high levels of differentiation together with the values of the lowest real intensities signalize continuing high potential of our population towards further mortality reduction. This knowledge is understood as an important contribution to the discussion about mortality prospects in our conditions, regardless the fact we have to work it out more for its operationalization in the framework of population forecasting. Similar picture is provided by unavoidable mortality. Its regional structures (by districts of the CR) are less variable and more independent (less traditional) although current developments show that also these patterns are more and more getting closer to the traditional structure of mortality following different social profiles of population in particular regions of Czech Republic. 87