... مدل سازي بيزي حوادث ناشي

ت الم

ت سيري

مد13

92(16؛

51(

30

مدل سازي بيزي حوادث ناشي از كار ايران

1388در سال

6مصطفي ارجي/ 5حسن پيرحسيني/ 4نسيم وهابي/ 3فريد زايري/ 2مهدي ايماني/ 1مسعود صالحي

چكيده

اي بررسي الگوي جغرافيايي يك بيماري جهت تعيين نواحي با خطر باال يا پايين، از اهميت خاصي در هر جامعه :مقدمههايي دقيق جهت نقشه كهشوند هاي آماري را شامل مي اي از روش ها، مجموعه بندي بيماري نقشه .خوردار استبر

هاي بيزي براي برآورد خطر در اين پژوهش از روش. بررسي توزيع جغرافيايي بيماري مورد نظر به دست مي دهند .نسبي وقوع حوادث ناشي از كار استفاده شده است

براي . مورد تجزيه و تحليل قرار گرفت 1388هاي حوادث ناشي از كار ايران در سال ن پژوهش، دادهدر اي :روش كارو نرم ) گاما - مدل پواسون(برآورد پارامترهاي نقشه حوادث ناشي از كار و همچنين پيامدهاي آن از روش بيز تجربي

طر نسبي رخداد حادثه ناشي از كار و مرگ و همچنين براي تنظيم نقشه مربوط به خ. استفاده شد Winbugs 1.4افزار .استفاده شد Arc GIS 9.3مير ناشي از آن از نرم افزار

گاما، بيشترين و كمترين برآورد خطر نسبي رخداد حادثه ناشي از كار در -با توجه به برآوردهاي مدل پواسون :ها يافتهو براي زنان نيز به ترتيب در ) 0.457(و خراسان رضوي) 2.199(هاي مركزي براي مردان به ترتيب در استان 1388سال .به دست آمده است) 0.234(و هرمزگان) 3.848(هاي سمنان استان

كند و هاي مختلف كشور از پراكندگي يكساني پيروي نمي به طور كلي رخداد حوادث ناشي از كار در استان :گيري نتيجههاي همجوار استان تهران شيوع اين كالً در استان. و مردان متفاوت استاين الگو براي زنان ي كشورها در اكثر استان

.از ساير نقاط كشور است ترحوادث بيش گاما -حوادث ناشي از كار، خطر نسبي، بيز تجربي، مدل پواسون :ها كليدواژه

20/9/91 :پذيرش نهايي 13/9/91:اصالح نهايي 28/6/91: وصول مقاله

، تهران پزشكي علوم دانشگاه پزشكي، رساني اطالع و مديريت دانشكده ،علوم مديريت و اقتصاد سالمت قاتيتحق مركز ،و رياضي آمار گروه استاديار.1

)Salehi74@yahoo.com(ه مسئولنويسند؛ تهران، ايران ، تهران، ايرانتهران پزشكي علوم دانشگاه پزشكي، رساني اطالع و مديريت دانشكده ،كارشناس ارشد آمار زيستي.2

شهيد بهشتي، تهران، ايران شكيپز علوم دانشگاه ،پيراپزشكي، مركز تحقيقات پروتئوميكس دانشكده ،زيستي آمار گروه دانشيار.3

، تهران، ايرانتهران پزشكي علوم دانشگاه پزشكي، رساني اطالع و مديريت دانشكده ،كارشناس ارشد آمار زيستي. 4

شبكه و خدمات كامپيوتري، مركز آمار ايران، تهران، ايران گروهكارشناس ارشد . 5

اجتماعي، سازمان تامين اجتماعي ايران، تهران، ايران-اديدفتر آمار و محاسبات اقتص ،كارشناس ارشد اقتصاد. 6

و همكارانمسعود صالحي

31

متسال

ت يري

مد13

92( 16؛

51(

مقدمهترين مشكالت بهداشتي شي از كار يكي از مهمحوادث ناحوادث ناشي از . گيري در سراسر جهان است قابل پيش

كار عالوه بر اين كه در كشورهاي در حال توسعه موجب شوند، در هاي جاني و مالي قابل توجهي مي بروز زيان

كشورهاي صنعتي نيز خسارات فراواني از اين حوادث بالقوه كشنده و يا ناتوان اين حوادث . شود گزارش مي

كننده است و بر روي زندگي افراد اثرات اقتصادي و هاي فعال زندگي افراد گذارند و از سال اجتماعي مي

از اين رو نياز به انجام تحقيقات مختلف ]1،2[.كاهند ميبر روي الگوها و داليل رخداد حوادث ناشي از كار به

گيرانه از اين شهاي پي شود تا فعاليت خوبي احساس مي ]3-5[.حوادث بر اساس مدارك علمي بهبود و ارتقا يابند

بسياري از تحقيقات انجام شده بر روي الگوي حوادث اند و به بررسي توزيع ناشي از كار مرگبار متمركز شده

جغرافيايي و اپيدميولوژيك تمامي حوادث ناشي از كار ]6-13[.اند نپرداخته

روي حوادث ناشي از كار مطالعات اپيدميولوژي برها برتري دارند چرا كه اين مرگبار بر انواع ديگر پژوهش

توانند دانش مربوط به عواملي كه احتمال مطالعات ميرخداد اين گونه از حوادث را افزايش و ارتقاء دهند و

به . گيرانه را تعيين نمايند اثربخشي برنامه و مداخالت پيشفزايش آگاهي جامعه و عالوه، اين مطالعات باعث ا

سياست گذاران در خصوص وسعت و اهميت حوادث ]12-14[.شود ناشي از كار مي

هاي بروز يا ي ميزان در اپيدميولوژي، مطالعه نقشههاي سبب شناسي هاي مرگ و مير براي يافتن نشانه ميزان

هاي باال و يا پايين مناطق با ميزان. بيماري بسيار مهم استهاي توانند مورد بررسي ا، به دليل اين كه ميه در اين نقشه

]15[.اپيدميولوژي تحليلي قرار گيرند، حائز اهميت هستندهاي هاي بروز و يا ميزان ها، ميزان در نقشه بندي بيماري

مرگ و مير استاندارد شده، رتبه بندي شده و رنگ بندي گرچه بيشتر مناطق پر خطر مورد توجه قرار . شوند ميولي مانعي در بررسي كليه نقاط با خطر باال و گيرند مي

ها از آن جا كه ناهمگني باالي جمعيت. پايين وجود ندارددر مناطق كوچك ممكن است منجر به برآوردهاي متفاوت از خطر نسبي شود، بنابراين چنين عدم ثباتي باعث

]16،17[.توسعه برآوردهاي پايا شده استوردهاي استوار در مناطق به طور معمول، براي توليد برآ

سازي هاي هموار سازي يا مدل مختلف جغرافيايي از روشبا توجه به وجود همبستگي مكاني در .شود استفاده مي

توزيع جغرافيايي حوادث ناشي از كار، براي دستيابي به هايي استفاده شود كه برآوردهايي قابل اعتماد بايد از مدل

هاي مدل. را درنظر بگيرندها ساختار سلسله مراتبي داده...) مانند رگرسيون خطي چندگانه و (مرسوم رگرسيوني

قادر به در نظر گرفتن اين همبستگي مكاني نيستند و ها از دقت بااليي برخوردار برآوردهاي حاصل از اين مدل

گونه مطالعات براي دست يابي به بنابراين در اين. نيستندهاي تعميم يافته و يا كارايي باالتر از خانواده مدل

ها را در نظر هاي بيزين كه همبستگي بين داده مدلهاي خطي تعميم يافته آميخته، مانند مدل(گيرند مي .شود استفاده مي...) هاي چند سطحي و مدل

هاي آمار بندي مشاهدات و استفاده از مدل عالوه بر مدلي نيز هاي هموارسازي ناپارامتر توان از روش پارامتري ميهاي هموارسازي ناپارامتري از قبيل در روش. استفاده كرد

هاي بيزين هموارسازي هسته و كريگينگ نيز همانند مدلنيازي به در نظر گرفتن پيش فرض بر روي توزيع

هاي اثرات تصادفي مانند آن چه كه در مدل(مشاهدات بنابراين در ]18[.وجود ندارد) شود گاوسي فرض مي

وار سازي ناپارامتري، به طور معمول هاي هم روشدر ]19،20[.شوند رويكردهاي درونيابي به كار گرفته مي

مطالعات مختلف انجام شده براي مقايسه مدل سازي بيزي

... مدل سازي بيزي حوادث ناشي

ت الم

ت سيري

مد13

92(16؛

51(

32

هاي هموارسازي ناپارامتري نشان داده شده است و روشهاي هموار سازي نسبت به مدل سازي سهولت و كه روش

هاي بيزين در رند ولي مدلسرعت بيشتري در محاسبات دا ]21[.برآورد پارامترها از دقت باالتري برخوردارند

هاي بيز تجربي و بيز هاي بيزين شامل مدل خانواده مدلتوزيع (هاي احتمالي كامل است كه در اين خانواده توزيع

براي پارامترها بر اساس مقادير مورد انتظار ) پيشين و پسينهاي احتمالي در نظر گرفته و يا مقادير محتمل توزيع

در مدل بيز تجربي، پارامترهاي توزيع پيشين . شوند ميهاي مشاهده شده، توسط داده) ميانگين و واريانس(

شوند در حالي كه در مدل بيز كامل براي برآورد ميپارامترهاي توزيع پيشين، يك توزيع در نظر گرفته مي

شاهده شده به هاي م شود كه بايد اين توزيع از روي دادهدست آيد و سپس به برآورد پارامترهاي توزيع پيشين

گرچه برآوردهاي حاصل از بيز ]22[.اوليه پرداخته شودكامل از دقت باالتري برخوردار هستند، ولي روش بيز تجربي از پيچيدگي بسيار كمتري برخوردار است و

دستيابي به ]23[.دهد برآوردهاي معتبري نيز به دست ميوردهاي قوي و مستقيم از مناطق همسايه به دليل برآ

برآرودگرهاي استوار و پايا و همچنين كمي سازي بهتر هاي ترين مزاياي مدل واريانس برآرودگرها از برجسته

]19، 22-26[.ها است ها و مدل بيزين نسبت به ساير روشدر ايران تا كنون نقشه بندي جغرافيايي و اپيدميولوژيك

تر و به طبع آن، به طور پيشرفتهث ناشي از كار ميزان حواددر اين مطالعه براي . مدل سازي بيزين آن انجام نشده است

گاماي اين حوادث و –اولين بار به مدل سازي پواسون پرداخته شده 1388هاي سال تهيه نقشه آن براي داده

.است روش كار

كاربردي يا اكولوژيك نوع مطالعات از پژوهش اين

بر بررسي اين كه جاي در اين نوع از مطالعه به. است

در اطالعات فقدان علت به بگيرد، افراد صورت روي

صورت ها گروه روي بر مطالعه افراد، تك تك سطح

و مناطق ها، استان قبيل از ها گروه مقايسه گيرد و امكان مي . دارد وجود ...

حت جامعه آماري اين پژوهش را تمامي افراد بيمه شده تتشكيل 1388پوشش سازمان تأمين اجتماعي در سال

به مربوط مطالعات با توجه به اين كه در. دهند مي

ثبتي، تعداد هاي داده ها، معموالً بيماري بندي نقشه

استفاده مورد ها آن با مرتبط متغيرهاي كمكي و رويدادها

هاي روش از استفاده به نيازي لذا گيرد، مي قرار

نيست از اين رو در اين نمونه تعيين حجم و گيري نمونهگيري خاصي انجام نشده و تمامي افرادي مطالعه نيز نمونه

ها حادثه ناشي از كار اتفاق براي آن 1388كه در سال افتاده است به عنوان صورت كسر و تمامي افراد بيمه شده

1388تحت پوشش سازمان تامين اجتماعي ايران در سال به (در معرض خطر در مخرج كسر به عنوان جمعيت مورد استفاده قرار ) هاي مختلف كشور تفكيك در استان . خواهند گرفت

هاي اين پژوهش نيز به صورت گزارش حوادث ناشي دادههاي مختلف كشور در به تفكيك استان 1388از كار سال

به عبارت ديگر . سازمان تأمين اجتماعي منتشر شده استحوادث خصوص در شده ثبت هاي داده از اين جا در

ها داده اين .شده است استفاده 1388ناشي از كار سال

اجتماعي معاونت -توسط دفتر آمار و محاسبات اقتصادي امور اقتصادي سازمان تامين اجتماعي گرد آوري و ثبت

در بانك اطالعاتي موجود در اين دفتر نتيجه .است شدهودي، از كارافتادگي هر حادثه ناشي از كار به صورت بهب

33بين (، از كار افتادگي كلي )درصد 33كمتر از (جزئي بيش از (، از كار افتادگي دائم )درصد 66درصد تا

و مرگ، ثبت و نگهداري شده است كه در اين ) درصد66

و همكارانمسعود صالحي

33

متسال

ت يري

مد13

92( 16؛

51(

مطالعه پيامد هر حادثه ناشي از كار در سه سطح بهبودي، .معلوليت و مرگ در نظر گرفته شده است

ن روش، توزيع متغير تصادفي تعداد حوادث ناشي از در اي) وقايع نادر و جمعيت بسيار زياد( iyكار در يك منطقه

از اين رو . شود يك توزيع پواسون در نظر گرفته مي .به صورت زير است iyاحتمال مشاهده

( )!).(

..

i

ijirei y

yreeyf ji−=

هاي مدل سازي كالسيك داراي دو اينجا روشدر اول اين كه در واحدهاي . محدوديت اساسي هستند

ها در نظر كه در اين مطالعه استان(جغرافيايي مختلف ناهمگني بااليي در جمعيت در معرض ) اند گرفته شده

خطر وجود دارد كه باعث كاهش دقت برآوردهاي خطر با توجه به نادر بودن . شوند نسبي حوادث ناشي از كار مي

اين گونه حوادث در واحدهاي جغرافيايي مختلف، موارد ها به طور معمول بسيار بيشتر از مشاهده شده در اين استان

موارد مورد انتظار خواهند شد كه خود باعث كاهش دقت هاي پواسوني از سوي ديگر در مدل. گردد برآوردها ميدر نظر گرفته ) يمكان(گونه ساختار فضايي مرسوم هيچ

. شود نميهاي فوق از روش آماري بيز تجربي براي رفع محدوديت

براي اين منظور يك . استفاده شد) گاما -مدل پواسون(اطالع پيشين براي تغيير پذيري نرخ حوادث در نظر گرفته

براي اين اطالع پيشين فرض كرديم كه تمامي مقادير . شدبه irادث ناشي از كارواقعي بروزهاي استاندارد شده حو

αصورت يك توزيع گاما با ميانگينυμ و واريانس =

22

αυτ υ، پارامتر مقياس و αتوزيع شده اند كه در آن =

به صورت ir تابع چگالي احتمال. امتر شكل استنيز پار .شود مي زير در نظر گرفته

( ))(

,1

υα

υααυυ

Γ=

−− iri

ier

rg

در مرحله اول، ميانگين و واريانس توزيع گاما برآورد شده و در مرحله دوم بروز استاندارد شده حوادث ناشي از

.به صورت زير برآورد شد ir كار

αυˆˆ

ˆ++

=i

ii e

yr

براي يك ناحيه υو αبه شرط iyاي احتمال حاشيهiiرجغرافيايي با مقادير مورد انتظار re كه ،ir در آن از

يك توزيع گاما انتخاب شده است منجر به توزيع با توجه به اين ويژگي، براي . گردد اي منفي مي دوجمله

توزيع گاما 2τو واريانس μبرآورد پارامترهاي ميانگين در يك تابع لگاريتم درستنمايي به صورت زير استفاده

: شد

∑

⎥⎥⎥⎥⎥⎥⎥

⎦

⎤

⎢⎢⎢⎢⎢⎢⎢

⎣

⎡

⎟⎟⎠

⎞⎜⎜⎝

⎛+⎟

⎟

⎠

⎞

⎜⎜

⎝

⎛+−⎟

⎟⎠

⎞⎜⎜⎝

⎛+

⎪⎪⎪

⎭

⎪⎪⎪

⎬

⎫

⎪⎪⎪

⎩

⎪⎪⎪

⎨

⎧

⎟⎟

⎠

⎞

⎜⎜

⎝

⎛Γ

⎟⎟

⎠

⎞

⎜⎜

⎝

⎛+Γ

=⎟⎠⎞⎜

⎝⎛

i tietiy

tt

t

tiy

L2

ln2

2

2ln

2

2

2

2

2

2

ln2, μμμμ

μ

μ

τμ

با به دست آوردن برآورد پارامترهاي توزيع گاما به كمك رابطه فوق، به برآورد بروز استاندارد شده حوادث

گردند، ناشي از كار كه به صورت خطر نسبي تعريف ميشود و با استفاده از اين مقادير برآوردي به ته ميپرداخ

گردند تا صورت بازگشتي پارامترهاي توزيع برآورد مي .برآوردهاي پايايي از خطرات نسبي به دست آيند

ي حوادث ناشي از كار مورد مطالعه در ها براي توصيف دادههاي آمار توصيفي به كمك نرم افزار اين پژوهش از روش

براي به كارگيري روش . بهره گرفته شد SAS 9.1آماري بيز تجربي و تهيه نقشه خطر نسبي رخداد حادثه ناشي از

معرفي شده در فوق يگاما -كار در ايران، مدل پواسونهاي مورد نظر به داده Winbugs 1.4را به كمك نرم افزار

برازش داده شده و از خطر نسبي رخداد حادثه به همراه اصله اطمينان مربوطه برآوردي به دست انحراف معيار و ف

گاما با استفاده از دو زنجير ماركوف و -مدل پواسون. آمد

... مدل سازي بيزي حوادث ناشي

ت الم

ت سيري

مد13

92(16؛

51(

34

ها برآورد به داده 10000تكرار پس از سوزاندن 30000با برازش داده شده و برآوردهاي حاصل در جداول و

ها نيز براي تهيه نقشه .اند ها ارائه شده هاي بخش يافته نقشه .استفاده شده است Arc GIS 9.3از نرم افزار

ها يافته

مورد حادثه ناشي از كار در 21484تعداد 1388در سال سازمان تأمين اجتماعي به ثبت رسيده بود كه از اين تعداد،

371نفر را مردان و تعداد ) درصد98.3( 21113چنين از اين هم. دادند نفر را زنان تشكيل مي) درصد1 .7(

76 .5( 16443ناشي از كار، تعداد تعداد حادثه ديده. اند مجرد بوده) درصد 23 .5( 5041متأهل و تعداد ) درصد

توزيع سني حادثه ديدگان حوادث ناشي از كار ايران در .در جدول شماره يك ارائه شده است 1388سال

توزيع سني حادثه ديدگان حوادث ناشي از كار : 1جدول

1388ايران در سال گروه سني

)لسا( درصد تعداد

19-10 542 2.5 29 -20 9336 43.5 39 -30 7331 34.2 49 -40 3088 14.4 59 -50 991 4.5 69 -60 157 0.7

69بيش از 39 0.2 100.0 21484 كل

همان گونه كه از جدول فوق مي توان دريافت، بيشترين

سال 29تا 20حوداث ناشي از كار در افراد گروه سني نوع فعاليت افراد حادثه ديده مورد بررسي . رخداده است

.نيز در جدول شماره دو ارائه شده است

توزيع نوع فعاليت حادثه ديدگان حوادث ناشـي از : 2جدول 1388كار ايران در سال

درصد تعداد نوع فعاليت

2.8 596 كشاورزي، جنگلباني، شكار، صيد ماهي 3.9 835 استخراج معادن

دخانياتصنايع مواد غذايي، 992 4.6 3.2 685 صنايع نساجي، ساختن البسه، كفش

پنبه، چرم چوب، مبل، كاغذ، چاپ، چوب 832 3.9 10.1 2160 صنايع محصوالت شيميايي، كائوچويي

هاي الكتريكي و غير فلزات اساسي، ماشين 24.5 5253 الكتريكي

0.3 71 متفرقه در صنايع 18.8 4052 ساختمان

، بخار، خدمات بهداشتيبرق، آب، گاز 236 1.1 تجارت، بانك، بيمه، مستغالت و امور

1.7 371 مربوطه

2.6 549 حمل و نقل، انبارداري، ارتباطات 4.8 1039 خدمات

هاي متفرقه فعاليت 367 1.7 هاي ثبت نشده فعاليت 3446 16.0

100.0 21484 كل

لي با توجه به جدول دو، بيشترين حوادث در گروه شغهاي الكتريكي و غير الكتريكي فلزات اساسي و ماشين

پيامد حوادث ناشي از كار رخداده در سال . رخداده استاي كه نكته. در جدول شماره سه ارائه شده است 1388

بايد به آن توجه داشت اين است كه پيامد مرگ براي .هيچ كدام از زنان حادثه ديده رخ نداده است

د حوادث ناشي از كـار ايـران در سـال توزيع پيام: 3جدول1388

درصد تعداد پيامد 0.4 96 مرگ

%66معلوليت باالي 183 0.9 %66تا % 33معلوليت بين 274 1.3

%33معلوليت كمتر از 980 4.6 92.8 19951 بهبودي كامل

100.0 21484 كل

و همكارانمسعود صالحي

35

متسال

ت يري

مد13

92( 16؛

51(

با استفاده از روش بيز تجربي و به كارگيري مدل پواسون برآورد خطر نسبي رخداد اين حوادث و پيامد گاما –

هاي مختلف به تفكيك براي مرگ و معلوليت در استان . هايي ارائه شده اند زنان و مردان در نقشه

شكل شماره يك نشان دهنده توزيع برآورد خطر نسبي هاي مختلف كشور رخداد حوادث ناشي از كار در استان

.براي زنان و مردان است

براي مردان و 1388گاما در سال -نقشه برآورد خطر نسبي رخداد حادثه ناشي از كار با استفاده از مدل پواسون: 1شكل

زنانهاي شكل شماره دو توزيع برآورد خطر نسبي معلوليت

هاي مختلف حاصل از حوادث ناشي از كار در استان .كشور براي زنان و مردان را نشان مي دهد

گاما در سال -هاي حاصل از حادثه ناشي از كار با استفاده از مدل پواسون رد خطر نسبي معلوليتنقشه برآو :2شكل

براي مردان و زنان 1388

... مدل سازي بيزي حوادث ناشي

ت الم

ت سيري

مد13

92(16؛

51(

36

شكل شماره سه توزيع برآورد خطر نسبي مرگ و مير هاي مختلف حاصل از حوادث ناشي از كار در استانبا توجه به اين . كشور براي مردان و در كل نشان مي دهد

در سال مورد بررسي حادثه شغلي منجر به فوتي براي كه

زنان تحت پوشش سازمان تأمين اجتماعي به وقوع نپيوسته است، از اين رو نقشه برآورد خطر نسبي مرگ براي زنان

.تهيه نشد

، براي مردان و 1388گاما در سال -نقشه برآورد خطر نسبي مرگ و مير حادثه ناشي از كار با استفاده از مدل پواسون: 3شكل در كل

بحث مورد حادثه ناشي از كار در 21484تعداد 1388در سال

سازمان تأمين اجتماعي به ثبت رسيده بود كه با توجه به نفر بيمه شده ميزان بروز حادثه ناشي از 9917542تعداد

درصد به 0 .21كار در كل كشور در اين سال برابر با به با ساير مقادير گزارش شده اين مقدار مشا. دست آمد

ميزان بروز اين حوادث ]27،28[.استديگر در مطالعات گزارش درصد 0 .9برابر با 2006براي خاورميانه در سال

در مقايسه مقدار بروز به دست آمده با ]29[.شده استتوان بيان نمود كه با مقدار گزارش شده در خاورميانه مي

ون عدم امنيت شغلي، داليل چ توجه به داليل مختلفي همقانوني، ناآگاهي در خصوص سيستم پرداخت خسارت،

برخي از حوادث شغلي ]30،31[رد ادعاي كارگر و غيره

اند و از اين رو كم شماري در ثبت و گزارش نشدهالبته ناگفته نماند كه اين . ها وجود دارد نگهداري اين داده

ساير نقاط دنيا شود و در مشكل تنها به ايران محدود نمي ]32[.نيز به آن اشاره شده است

حادثه ناشي از كار ثبت شده در سال 21484از تعداد 371نفر را مردان و تعداد ) درصد 98 .3( 21113، 1388

توزيع جنسيتي . نفر را زنان تشكيل داده بودند) درصد1 .7(رخداد اين حوادث نشان دهنده اين است كه بيشتر اين

به كه بتوان گفت شايد. دان رخ داده استحوادث در مر

چنين و هم به زن نسبت مرد كارگران بيشتر تعداد علت

كاهش كار، شاهد هنگام در زنان بيشتر احتياط و توجه

البته، حضور .ايم بوده زنان در حوادث اين گير چشم نبايد آفرين را خطر و سخت كارهاي مردان در غالب

و همكارانمسعود صالحي

37

متسال

ت يري

مد13

92( 16؛

51(

بروز ميزان نيزانجام شده، مطالعاتساير .ناديده گرفت

گزارش زنان از بيشتر مردان در را حوادث ]27،28، 32-35[.اند كردهچنين از اين تعداد حادثه ديده ناشي از كار، تعداد هم

) درصد 23 .5( 5041متأهل و تعداد ) درصد 76 .5( 16443اين يافته مشابه با نتايج گزارش شده توسط . اند مجرد بودهتوزيع سني ]27،28،36[.ن به دست آمده استساير محققي

جدول ارائه شده در حادثه ديدگان حوادث ناشي از كار يك، نشان دهنده اين است كه بيشتر حادثه ديدگان در

در مطالعه انجام . اند سال قرار گرفته 29-20گروه سني شده در كشور آمريكا نشان داده شده است كه بيشترين

سال 25ي كه سني كمتر از حادثه شغلي در كارگرانالبته اين مطلب در ]37[.اند به وقوع پيوسته است داشته

]34،38[.ساير مطالعات منتشر شده نيز گزارش شده استهاي دوره جواني مانند شايد بتوان برخي از ويژگي

را از يك سو و از ... تجربگي، غرور و كم آگاهي و بير مشاغل پر سوي ديگر جذب و استخدام افراد جوان د

ترين داليل رخداد حوادث ناشي از خطر و سخت، از مهم . كار در اين گروه سني دانست

توان مشاهده كرد، گونه كه در جدول دو مي همانحوادث ناشي خطر معرض در شغلي هاي گروه بيشترينهاي ماشين اساسي، فلزات شغلي گروه ترتيب به از كار

ه شغلي ساختمانيالكتريكي و گرو غير و الكتريكيشده بندي انجام طبقه كه اذعان داشت بايد. اند بوده

بندي يك طبقه اجتماعي، تأمين سازمان توسط

جهاني نيست، استانداردهاي اساس بر و بوده قراردادي از هاي شغلي گروه برخي كه كرد ادعا توان مي بنابراين

درستي ثبت به ها آن اطالعات يا و شوند مي داده دست

توان در اين جدول مشاهده نمود كه در مي .شود ينم نامشخص شغلي گروه درصد از حوادث در 16حدود

به زيادي ارزش با اطالعات عمالً كه اند بندي شده طبقه

.است رفته دست از ثبت عدم يا غلط بندي دليل طبقه آمريكادر كشور شغلي گزارش شده حوادث بيشترين

كارگران ماهيگيري، شغلي كشاورزي، هاي گروه در

سازي ساختمان بخش خدماتي در كارگران و معدن

هاي گروه ديگر، مطالعات مختلف در ]39[.اند شده ثبت

ماهيگيري و ساختماني، كشاورزي كارگران شغلي

خود اختصاص به را آسيب موارد بيشترين ]40،41[.اند داده

گاماي به كار گرفته شده، -به كمك روش پواسونر نسبي رخداد حادثه ناشي از كار در مردان برآورد خط

هاي مركزي، قزوين، به ترتيب در استان) شكل يك(زنجان، سمنان، ايالم، چهار محال و بختياري، گلستان، فارس، اصفهان، البرز و آذربايجان شرقي بزرگتر از يك

ها خطر به عبارت ديگر، در اين استان. محاسبه شده استي از كار در مردان بيش از مقدار نسبي رخداد حوادث ناش

هاي يزد، گيالن و همچنين استان. مورد انتظار استمقادير (اند خوزستان برآورد خطر نسبي معادل يك داشته

برآورد اين ). مورد انتظار با مقادير مشاهده شده برابرندها نيز كمتر از يك محاسبه خطر نسبي براي ساير استان

مقادير مورد انتظار بسيار كمتر به اين معنا كه(شده است هاي و در اين بين، استان) اند از مقادير مشاهده شده

خراسان رضوي و قم كمترين مقدار برآورد را به خود برآورد خطر نسبي رخداد همچنين . اند اختصاص داده

هاي سمنان، حادثه ناشي از كار در زنان به ترتيب در استانو اصفهان بزرگتر از يك مركزي، يزد، آذربايجان شرقي

هاي برآورد اين خطر نسبي براي استان. محاسبه شده استهرمزگان، لرستان، خراسان رضوي و تهران كمتر از يك

ها نيز برآورد خطر همچنين ساير استان. محاسبه شده استنكته حائز اهميت اين است كه .اند نسبي معادل يك داشته

با توجه به تعداد باالي حادثه ناشي از كار مشاهده شده در استان تهران، شيوع استاندارد شده حوادث ناشي از كار

... مدل سازي بيزي حوادث ناشي

ت الم

ت سيري

مد13

92(16؛

51(

38

اما . در اين استان كمتر از مقدار مورد انتظار استهاي مركزي، قزوين، هاي همجوار آن مانند استان استان

بته صنعت در آنها توسعه زنجان، سمنان و البرز كه الخوبي يافته است از شيوع حادثه ناشي از كار بااليي

. برخوردارندبرآورد خطر نسبي يا همان شيوع استاندارد شده از كار

هاي حاصل از حوادث ناشي از كار در مردان افتادگيهاي ايالم، چهار محال و به ترتيب در استان) شكل دو(

فهان، كهكيلويه و بوير بختياري، گيالن، مركزي، اصاحمد و آذربايجان شرقي بزرگتر از يك محاسبه شده

درصدي حادثه ناشي از كار 98با توجه به رخداد . استبراي مردان، الگوي از كار افتادگي در كل نيز مشابه از

در حالي كه شيوع از كار . كار افتادگي مردان استيجان شرقي، هاي آذربا افتادگي زنان به ترتيب در استان

اصفهان، مركزي، البرز، سمنان، يزد، آذربايجان غربي و كهكيلويه و بوير احمد بزرگتر از يك محاسبه شده است ولي تنها در استان آذربايجان شرقي اين مقدار به طور

نكته قابل ). شكل دو(معناداري بيش از يك بوده است ادث توجه اين كه خطر نسبي از كار افتادگي ناشي از حو

كاري تنها در استان آذربايجان شرقي هم براي زنان و هم براي مردان به طور معناداري بيش از مقدار مورد انتظار

.بوده استبرآورد شيوع از كار افتادگي براي مردان و در كل نيز

هاي قم، گلستان، سيستان و بلوچستان، خراسان براي استانتان به ترتيب رضوي، كرمانشاه، تهران، بوشهر و لرس

.اند كمترين مقدار برآوردها را به خود اختصاص دادهبرآورد خطر نسبي مرگ و مير حوادث ناشي از كار در

در استان خوزستان به طور ) شكل سه( مردان و در كلتر از يك و در استان تهران به طور معناداري بزرگ

زنان در سال . معناداري كمتر از يك برآورد شده است

هيچ حادثه ناشي از كار مرگباري را تجربه 1388 .اند نكرده

به طور كلي مي توان بيان كرد كه رخداد حوادث ناشي كند، به از كار در كشور از پراكندگي يكساني پيروي نمي

ها خطر نسبي بيشتر از يك و طوري كه در برخي از استان. ها خطر نسبي كمتر از يك است در برخي ديگر از استان

.اين الگو براي زنان و مردان متفاوت استن همچنيهاي خام حوادث ناشي از برخالف استنباطي كه از داده

شود استان تهران نه تنها موارد زيادي از اين كار ميشود بلكه مقادير ثبت شده اين حوادث را شامل نمي

هاي در استان. حوادث بسيار كمتر از حد انتظار بوده استن، همچون سمنان، البرز، مركزي، همجوار استان تهرا

هايي همچون اصفهان و آذربايجان شرقي زنجان و استاننكته مهم اين كه در . شيوع حوادث ناشي از كار باال است

هايي همچون ايالم و چهارمحال بختياري نيز شيوع استانباال بودن . اين حوادث به طور قابل توجهي باال است

هاي فوق لزوم توجه استانشيوع حوادث ناشي از كار در . طلبد ويژه بازرسان كار و ايمني وزارت كار را مي

چنين برنامه ريزان استاني و مسئوالن سازمان تأمين همها نيز بايد با اجتماعي و وزارت كار اين استان

هاي دقيق و كارا در راستاي كاهش شيوع اين ريزي برنامه .حوادث گام بردارند

قدرداني و تشكرمعاونت مصوب تحقيقاتي طرح حاصل مقاله اين

- 12954كد با تهران پزشكي علوم دانشگاه پژوهشي علوم دانشگاه حمايت با كه باشد مي 1390در سال 136

كارشناسان محترم از .است اجرا شده تهران پزشكيدفتر آمار و محاسبات اقتصادي اجتماعي سازمان تأمين

اين انجام رد همكاري صميمانه خاطر به اجتماعي

.شود مي و قدرداني تشكر پژوهش

و همكارانمسعود صالحي

39

متسال

ت يري

مد13

92( 16؛

51(

References

1. Santana  VS,  Loomis  D.  Informal  Jobs  and  Non‐

fatal  Occupational  Injuries.  Annals  of  Occupational 

Hygiene. 2004; 48(2):147‐57. 

2. Li CY, Du CL, Chen CJ, Sung FC. A  registry‐based 

case‐control  study  of  risk  factors  for  the 

development  of  multiple  non‐fatal  injuries  on  the 

job. Occupational Medicine. 1999; 49(5):331‐4. 

3. Courtney  TK,  Burdorf  A,  Sorock  GS,  Herrick  RF. 

Methodological  challenges  to  the  study  of 

occupational  injury  ‐  an  international  epidemiology 

workshop.  American  Journal  of  Industrial 

Medicine.1997; 32(2): 103–5. 

4.  Hagberg M, Christiani D, Courtney  TK, Halperin 

W, Leamon TB, Smith TJ. Conceptual and definitional 

issues in occupational injury epidemiology. American 

Journal of Industrial Medicine. 2004; 32(2): 106–15. 

5.  Rivara FP. The  scientific basis  for  injury control. 

Epidemiology. 2003; 25(1), 20–23. 

6. Rossignol M, Pineauk M. Fatal occupational injury 

rates: Quebec, 1981 through 1988. American Journal 

of Public Health. 1993; 83(11): 1563‐6. 

7.  Jenkins  EL.  Occupational  injury  deaths  among 

females. The US experience  for  the decade 1980  to 

1989. Annals of Epidemiology. 1994; 4(2): 146‐51. 

8.  Toscano  G,  JackT.  Occupational  injury  fatalities 

—  1994.  Sta s cal  Bulle n  Metropolitan  Life 

Insurance Company. 1994; 77(2): 12‐22. 

9.  Fullerton L, Olson L, Crandall C, Sklar D, Zumwalt 

R. Occupational injury mortality in Mexico. Annals of 

Emergency Medicine. 1995; 26(4): 447‐54. 

10.  Stout NA,  Jenkins  EL,  Pizatella  TJ. Occupational 

injury mortality  rates  in  the United States:  changes 

from  1980  to  1989.  American  Journal  of  Public 

Health. 1996; 86(1): 73‐7. 

11.  Schoemaker M, Barreto  S,  Swerdlow A, Higgins 

C, Carpenter R. A nested case‐control study of  fatal 

work related  injuries among Brazilian steel workers. 

Occupational  and  Environmental  Medicine.  2000; 

57(8): 555–62. 

12.  Nurminen  M,  Karjalainen  A.  Epidemiologic 

estimate  of  the  proportion  of  fatalities  related  to 

occupational factors in Finland. Scandinavian Journal 

of Work, Environment and Health. 2001; 27(3):161‐

213. 

13.  Villanueva  V,  Garcia  AM.  Individual  and 

occupational  factors  related  to  fatal  occupational 

injuries: A case‐control study. Accident Analysis and 

Prevention. 2011; 43(1):123‐7. 

14.  Thacker  SB,  MacKenzie  EJ.  The  role  of  the 

Epidemiology  in  injury  prevention  an  control  –  an 

unmet  challenge.  Epidemiologic  Reviews.  2003; 

25(1):1‐2.  

15.   Porta M. A Dic onary  of  Epidemiology.  5th  ed. 

London: Oxford University Press; 2008. 

16.  Devesa SS, Gramuan DG, Blot WJ, Pennello GA, 

Hoover RN. Atlas of Cancer Mortality  in  the United 

States, 1950–94. Washington: 1999. Available  from: 

URL:  http://ratecalc.cancer.gov/archivedatlas/ 

pdfs/text.pdf. 

17.  Clayton D, Kaldor J. Empirical Bayes estimates of 

age‐standardized  relative  risks  for  use  in  disease 

mapping. Biometrics. 1987; 43(3):671–81. 

18.  Waller LA, Gotway CA.   Applied spatial statistics 

for  public  health  data.  New  Jersey:  John Wiley  & 

Sons; 2004.  

19.  Lawson  AB,  Browne  WJ,  Vidal  Rodeiro  CL. 

Disease  Mapping  with  WinBUGS  and  MLWin 

.London: John Wiley & Sons; 2003. 

20.  Goovaerts  P.  Geostatistical  analysis  of  disease 

data: accounting  for spatial support and population 

density  in  the  isopleth mapping of cancer mortality 

risk using area‐to‐point Poisson kriging. International 

Journal  of  Health  Geographic.  2006  Nov  30;  5:52. 

... مدل سازي بيزي حوادث ناشي

ت الم

ت سيري

مد13

92(16؛

51(

40

Available  from:  URL:  http://www.ij‐

healthgeographics.com/content/5/1/52. 

21.  Lawson AB, Biggeri AB, Boehning D,  Lesaffre  E, 

Viel  JF, Clark A,  et  al. Disease mapping models:  an 

empirical evaluation. Disease Mapping Collaborative 

Group. Sta cs in Medicine. 2000; 19(17‐18):2217‐41. 

22. Ghosh  M,  Natarajan  K,  Waller  LA,  Kim  D. 

Hierarchical  Bayes GLMs  for  the  analysis  of  spatial 

data: An application  to disease mapping.  Journal of 

Sta s cal  Planning  and  Inference.  1999;  75(2):305‐ 

18.  

23. Bernardinelli  L,  Montomoli  C.  Empirical  Bayes 

versus  fully  Bayesian  analysis  of  geographical 

varia on  in  disease  risk.  Sta cs  in Medicine.  1992; 

11(8):983‐1007. 

24. Banerjee  S,  Carlin  BP,  Gelfand  AE.  Hierarchical 

Modeling  and  Analysis  for  Spatial Data. New  York: 

Chapman & Hall/CRC; 2004. 

25. Dunson DB. Commentary: practical advantages of 

Bayesian  analysis  of  epidemiologic  data.  American 

Journal of Epidemiology. 2001; 153(12):1222‐6. 

26. Wakefield  J.  Disease  mapping  and  spatial 

regression  with  count  data.  Biostatistics.  2007; 

8(2):158‐83. 

27. Bakhtiyari M, Aghaie A, Delpisheh A, Akbarpour 

S, Zayeri F, Soori H, et al. An Epidemiologic Survey of 

Recorded  Job‐Related  Accidents  by  Iranian  Social 

Security  Organiza on  (2001‐2005).  Journal  of 

Rafsanjan  University  of  Medical  Sciences.  2012; 

11(3): 231‐46. [Persian] 

28. Bakhtiyari  M,  Delpisheh  Al,  Riahi  M,  Latifi  A, 

Zayeri  F,  Salehi  M,  et  al.  Epidemiology  of 

occupational  accidents  among  Iranian  insured 

workers. Safety Science. 2012; 50(8): 1480−4. 

29. Shafieian  SH,  Tofighi  H,  Rezvani  Ardestani  F, 

Beheshti  S,  Khaji  A.  Epidemiologic  survey  of  death 

related to occupational accidents referred to Tehran 

medical  organiza on  (2003‐2004).  Medical 

Jurisprudence. 2007; 12(1):30‐4.[Persian] 

30. Rosenman  KD,  Gardiner  JC,  Wang  J,  Biddle  J, 

Hogan  A,  Reilly MJ,  et  al. Why most workers with 

occupational  repetitive  trauma  do  not  file  for 

workers’ compensation. Journal of Occupational and 

Environmental Medicine. 2000; 42(1):25‐34. 

31. Shannon  HS,  Lowe  GS.  How  many  injured 

workers  do  not  file  claims  for  workers’ 

compensation  benefits?  American  Journal  of 

Industrial Medicine. 2002; 42(6):467‐73. 

32. Benavides  F,  Serra C. Quality  assessment of  the 

system  of  information  on  labor  accidents  in  Spain. 

Archivos de Prevención de Riesgos Laborales . 2003; 

6(1):26‐30. 

33. Hamalainen  P,  Takala  J,  Saarela  K.  L.  Global 

estimates of occupational accidents. Safety Science. 

2006; 44(2):137−56. 

34. Mc Caig LF, Burt CW, Stussman BJ. A comparison 

of work‐related injury visits and other injury visits to 

emergency departments  in the United States, 1995‐

1996.  Journal  of  Occupa onal  and  Environmental 

Medicine. 1998; 40(10):870–5. 

35. Solomon C, Poole  J, Palmer KT, Coggon D. Non‐

fatal  occupational  injuries  in  British  agriculture. 

Journal  of  Occupational  and  Environmental 

Medicine. 2007; 64(3):150‐4. 

36. Ghods  A,  Alhani  F,  Monireh  A,  Kahoie  M. 

Epidemiology  of  occupational  accidents  in  Semnan 

(2002‐2006).  Journal  of  Semnan  University  of 

Medical Sciences. 2009; 10(2):95‐101.[Persian] 

37. International Labour Office [ILO]. ILO Safety in 

numbers. Pointers for a global safety culture at 

work. Geneva: 2003.Available from: URL: 

http://www.ilo.org/public/english/region/eurpro/m

oscow/areas/safety/docs/safety_in_numbers_en.pd

f. 

و همكارانمسعود صالحي

41

متسال

ت يري

مد13

92( 16؛

51(

38. Cloutier E. The effect of age on safety and work 

practice among domestic trash collectors  in Québec 

safety science. Safety Science. 1994; 17(4):291‐308. 

39. Ahn  YS,  Bena  JF,  Bailer  AJ.  Comparison  of 

unintentional  fatal  occupational  injuries  in  the 

Republic  of  Korea  and  the  United  States.  Injury 

Prevention. 2004; 10(4):199‐205. 

40. Villanueva  V,  Garcia  AM.  Individual  and 

occupational  factors  related  to  fatal  occupational 

injuries: A case‐control study. Accident Analysis and 

Preven on. 2011; 43(1):123‐7 

41. Horwitz  IB,  Mc  Call  BP.  Disabling  and  fatal 

occupational  claim  rates,  risks,  and  costs  in  the 

Oregon construc on  industry 1990‐1997.  Journal of 

Occupational  and  Environmental  Hygiene.  2004; 

1(10):688‐98

... مدل سازي بيزي حوادث ناشي

ت الم

ت سيري

مد13

92(16؛

51(

42

Bayesian model for work-related accidents

in Iran: 2009

Salehi M1/ Imani M2/ Zayeri F3/ Vahabi N4/ Pirhosseini H5/ Arji M6 Abstract

Introduction: It is of prime importance to consider the pattern and geographical changes of a disease, in each community independently, to determine high and low risk areas. Mapping diseases is a set of statistical methods which attempt to provide precise maps by which the geographical distribution of a disease is estimated. In this study, Bayesian methods were applied to estimate the relative death rate of work-related accidents in Iran. Methods: For the purpose of this study, the data of work-related accidents of Iran in 2009 were analyzed. To estimate the parameters of the map, empirical Bayes method (Poisson-Gamma method) was applied using Winbugs 1.4 software. Moreover, the Arc GIs 9.2 software was used to set relative incidence of death and accident related maps. Results: Regarding the estimates achieved by empirical Bayes method and applying Poisson-Gamma for the incidence of work related accidents in 2009, the maximum and minimum prevalence risk rate among men was 2.991 in Markazi province and 0.457 in Khorasan Razavi province, while they were 3.848 in Semnan province and 0.243 in Hormozgan province for women. Conclusion: Overall, the incidence of work-related accidents follows no specific geographical distribution pattern and in most provinces the pattern was different for men and women in Iran. By and large, the incidence of these events in the neighboring provinces of Tehran is more than the other parts of the country. Keywords: Work-Related Accidents, Empirical Bayes, Relative Risk, Poisson-Gamma Modeling

● Received: 19/Sep/2012● Modified: 3/Dec/2012● Accepted: 10/Dec/2012  

1.Asistant Professor of Statistics and Mathematics Department, Health Management and Economics Research Center, School of Health Management and Information Sciences, Tehran University of Medical Sciences, Tehran, Iran; Corresponding Author(Salehi74@yahoo.com) 2.MSc in Biostatistics, School of Health Management and Information Sciences, Tehran University of Medical Sciences, Tehran, Iran 3. Associate Professor of Biostatistics, Faculty of Paramedical Sciences, Proteomics Research Center, Shahid Beheshti University of Medical Sciences, Tehran, Iran 4.MSc in Biostatistics, Department of Statistics and Mathematics, School of Health Management and Information Sciences, Tehran University of Medical Sciences, Tehran, Iran 5. MSc in Computer Sciences, Department of Network and Computer Services, Statistics Center of Iran, Tehran, Iran 6.MSc in Economics, Offices of Statistics and Economic-Social Calculations, Social Security Organization of Iran, Tehran, Iran