1
Kirjoitus on alun perin julkaistu Kvartti –lehdessä vuonna 2001 (Kvartti 2001; #1: 7 – 21)
Miesten kuolleisuuden alue-erot ja sosiaalinen segregaatio pääkaupunkiseudulla
Tässä artikkelissa kuvataan pääkaupunkiseudun osa-alueiden välisiä eroja miesten kuolleisuudessa vuosina 1991–95 sekä selvitetään erojen syitä. Kuolleisuutta käytetään yleisesti väestöjen yleisen hyvinvoinnin ja terveystason mittana, koska se on yleensä luotettavampi ja vertailukelpoisempi kuin monet muut tiedot. Kuolleisuutta koskeva tiedot sopivat hyvin myös alueellisen erilaistumisen tutkimiseen kaupunkiseutujen sisällä.
Kuolleisuuden alue-erot johtuvat osittain alueiden väestörakenteiden erosta. Ennenaikainen kuolleisuus on keskimääräistä suurempaa mm. vähän koulutusta saaneilla, ruumiillista työtä tekevillä ja parisuhteen ulkopuolella elävillä (Koskinen & Martelin 1994). Alueilla, joilla asuu paljon näihin ryhmiin kuuluvia, on keskimääräistä suurempi kuolleisuus ja pienempi elinajan odote. Alueitten välisiä kuolleisuuseroja voivat aiheuttaa myös alueita kokonaisuutena koskevat ominaisuudet, kuten liikenneturvallisuus, ilman saastuneisuus ja terveyspalvelujen laatu. Viimeaikaisessa aluevaikutusten tutkimuksessa on kiinnitetty erityisesti huomiota alueellisten yhteisöjen sosiaalisen kiinteyden ja sosiaalisen pääoman merkitykseen (Kawachi & Berkman 2000).
Artikkelissa pyritään selvittämään, missä määrin alueiden väliset kuolleisuuserot pääkaupunkiseudulla ovat selitettävissä väestörakenteiden eroilla ja missä määrin varsinaisella aluevaikutuksella.
Aineisto
Tutkimus perustuu Tilastokeskuksessa muodostettuun ns. EKSY-aineistoon (Valkonen & Martelin 1998), jota käytetään Helsingin yliopiston sosiologian laitoksella toteutettavassa väestöryhmien välisiä kuolleisuuseroja koskevassa tutkimusprojektissa. Eksy-aineisto sisältää koko Suomen väestöä koskevia yksilö tason sosiodemografisia tietoja sekä tietoja kuolleista vuosilta 1970–95. Tässä tutkimuksessa käytetty osa-aineisto on poimittu vuoden 1990 väestölaskentaan perustuvasta EKSY90-aineistosta, johon sisältyvät tiedot vuosina 1991–95 sattuneista kuolemantapauksista.
Aineistossa ovat mukana vuodenvaihteessa 1990/91 vähintään 15-vuotiaat Helsingissä, Espoossa, Vantaalla ja Kauniaisissa asuneet miehet. Naisten kuolleisuutta tultaneen selvittämään eri tutkimuksessa. Tutkimus koskee vain asuntoväestöä, joten asunnottomat, ulkomailla asuvat, laitos- ja asuntolaväestö sekä asumismuodoltaan tuntemattomat on karsittu pois. Myös ne karsittiin, joiden paikannus alueille ei Tilastokeskuksessa onnistunut. Alueettomista valtaosa oli muuta kuin asuntoväestöä eli nämä kaksi ryhmää ovat suurelta osin päällekkäisiä. Alkuperäisestä aineistosta karsittuja oli 8 205 (2,6 %). Lopulliseen aineistoon kuului 303 357 miestä. Vanhainkotien alueellisesta sijoittumisesta aiheutuva harha eliminoitiin ainakin pääosin poistamalla aineistosta laitos- ja asuntolaväestö.
Aluejako
Kauniaista käsitellään yhtenä alueena. Muuten tutkimuksen aluejakoa tehtäessä lähtökohtana olivat Vantaan palvelualueet, Espoon palvelupiirit ja Helsingin suurpiirit. Nämä alueet jaettiin osa-alueiksi siten, että osa-alueiden kuolleiden määrää voitiin pitää riittävänä kuolleisuuslukujen liiallisen satunnaisvaihtelun eliminoimiseksi. Aluejaossa “rakennuspalikkoina“ olivat Helsingin peruspiirit, Vantaan kaupunginosat ja Espoon 2 tilastoalueet. Tutkimusalueet muodostettiin yhdistelemällä näitä tarvittaessa toisiinsa. Lisäksi Helsingin suuri Mellunkylän peruspiiri jaettiin kahteen osaan. Tuloksena olevassa aluejaossa pääkaupunkiseutu jaettiin 60 osa-alueeseen. Näistä viisi (Santahamina ja Itäsaaret Helsingissä sekä Sepänkylä, Otaniemi ja Suvisaaristo Espoossa) jätettiin tarkastelujen ulkopuolelle niiden pienuuden ja/tai poikkeavuuden vuoksi. Analyysissa käytettyjen alueiden yli 15-vuotiaiden miesasukkaiden määrä vaihteli vuonna 1990 välillä 1 417–9 917 (keskiarvo 5 488). Kuolleitten määrä vaihteli välillä 98–677 (keskiarvo 278).
Alue-erot elinajan odotteissa
Osa-alueittaisten elinajan odotteiden laskemista varten yksilötason aineistosta laadittiin taulukko, joka sisälsi osa-alueittain 5-vuotisikäryhmittäiset tiedot siitä, kuinka monta henkilövuotta alueella vuodenvaihteessa 1990/91 alussa asuneet henkilöt olivat eläneet jaksolla 1991–95 sekä kuinka monta kuolemantapausta heille oli tapahtunut. Näistä tiedoista laskettiin 15-vuotiaiden miesten alueittaiset elinajan odotteet (Shryock ym. 1976).
Aineistoon kuuluvien miesten elinajan odote on pitempi kuin alueen kaikkien miesten vastaava odote, koska aineistosta on poistettu mm. laitosväestö ja osoitteettomat, joilla on suuri kuolleisuus. Tietojen vertailukelpoisuuden parantamiseksi on aineistosta laskettuja 15-vuotiaiden elinajan odotteita korjattu niin, että ne vastaavat koko 15- vuotiaan miesväestön elinajan odotteita. Lisäksi 15-vuotiaiden elinaja n odotteet on muunnettu vastasyntyneiden elinajan odotteiksi olettamalla, että 0–14-vuotiaiden poikalasten kuolleisuus on sama kaikilla alueilla.
Kuviossa 1 on esitetty edellä kuvatulla tavalla lasketut vastasyntyneiden elinajanodotteet alueittain. Ne vaihtelevat Helsingin Vallilan 65,7 vuodesta Espoon Haukilahden/Westendin 78,8 vuoteen. Muita alhaisimman elinajan odotteen alueita ovat Jakomäki, Alppiharju, Maunula ja Kallio. Haukilahti-Westendin ohella korkeimman elinajan odotteen alueita ovat Kauniainen, Tapiola-Mankkaa, Kulo saari ja Kanta-Espoo/Espoonlahti. Yhtenäisin alhaisen elinajan odotteen alue on Helsingin Keskinen suurpiiri ja yhtenäisin korkean elinajan odotteen alue Etelä-Espoossa. Kauniainen kuuluu myös tähän alueeseen. Korkeita elinajan odotteita on myös Helsingin läntisillä ja itäisillä ranta-alueilla sekä pientalovaltaisilla alueilla luoteis-Vantaalla ja Pakilassa.
Alueiden välisten erojen suuruutta on havainnollistettu kuviossa 2. Siinä on esitetty yhtenäisellä viivalla koko maan miesten vastasyntyneitten elinajan odotteen kehitys jaksolla 1961–95 sekä Tilastokeskuksen väestöennusteessa käytetty olettamus kehityksestä vuoteen 2050. Kuviossa on esitetty, millainen eräiden esimerkkialueiden sijoittuminen oli tutkimusajanjaksolla 1991–95 koko maan menneeseen ja ennustettuun tulevaan kehitykseen verrattuna. Voidaan havaita, että keskisen Helsingin alhaisen elinajan odotteen alueen miehet olivat 1990-luvun alussa tasolla, jonka koko maan miehet olivat saavuttaneet 1960-luvulla. Toisaalta Kauniaisissa miesten elinajan odote oli suurempi kuin Tilastokeskus olettaa sen olevan koko maassa vuonna 2050.
Elinajan odotteita tarkasteltaessa on syytä ottaa huomioon, että varsinkin väestöltään pienillä alueilla lukuihin vaikuttaa kuolleisuuden satunnaisvaihtelu. Täten esim. Haukilahti-Westendin korkea elinajan odote voi johtua osittain sattumasta, ja saman alueen elinajan odote esim. jaksolla 1996–2000 voisi olla alhaisempi kuin edellisenä viisivuotiskautena.
Kun alueiden välisiä eroja elinajan odotteessa kuvataan karkeammalla aluejaolla suuralueittain, erot ovat luonnollisesti pienempiä, mutta silti edelleen selviä (Taulukko 1). Helsingin Keskisessä suurpiirissä miesten elinajan odote oli 9,5 vuotta alhaisempi kuin Kauniaisissa ja 8,4 vuotta alhaisempi kuin Tapiolan palvelupiirissä. Taulukossa 1 on 3 vertailun vuoksi tietoja myös Helsingin seudun muiden kuntien elinajan odotteista. Kuntien välinen vaihtelu ei ole kovin suurta verrattuna pääkaupunkiseudun sisäiseen vaihteluun. Elinajan odote oli suurin Sipoossa (74,7) ja pienin Järvenpäässä (71,7).
Pääkaupunkiseudun kuolleisuuden alue-eroja tutkittiin myös erikseen 15–64-vuotiailla ja 65 vuotta täyttäneillä ikävakioitujen kuolleisuuslukujen avulla. Suhteelliset kuolleisuuserot olivat suurempia työikäisillä kuin vanhemmassa ikäluokassa, mutta alueiden väliset erot olivat molemmissa ikäryhmissä pääpiirteissään samanlaisia.
Kuolleisuuserot kuolemansyittäin
Kuolemansyittäisen analyysin alkuvaiheessa käytettiin yksityiskohtaisempaa luokittelua, mutta kuolleisuuslukujen satunnaisvaihtelun vähentämiseksi analyysissa päädyttiin taulukosta 2 ilmeneviin seitsemään kuolemansyyryhmään. Kullekin alueelle laskettiin epäsuorasti ikävakioidut kuolleisuusindeksit kuolemansyyn mukaan. Indeksit osoittavat kuolleisuuden suhteellisen tason, kun alueiden ikärakenteiden erojen vaikutus on poistettu. Taulukko 2 sisältää kuolemansyittäisten kuolleisuusindeksien keskinäiset korrelaatiot sekä kunkin kuolemansyyn ja kokonaiskuolleisuuden (kaikki kuolemansyyt yhteensä) väliset korrelaatiokertoimet. Korrelaatioita laskettaessa on alueita painotettu niiden väkiluvuilla.
Korrelaatiokertoimet eri kuolemansyiden välillä ovat poikkeuksetta positiivisia. Yleisesti ottaen siis alueilla, joilla kuolleisuus yhteen kuolemansyyhyn on keskimääräistä suurempi, se on keskimääräistä suurempi myös kaikkiin muihin kuolemansyihin. Myös kuolleisuusmuuttujista tehty faktorianalyysi osoitti saman. Kaikki kuolemansyyt saivat ensimmäisellä rotatoimattomalla faktorilla vähintään 0,41 suuruisen latauksen. Voimakkaimmin kokonaiskuolleisuus oli yhteydessä alkoholikuolemansyihin (eräät sairau- det ja tapaturmat, joissa alkoholipäihtymys on myötävaikuttavana syynä) ja sepelvaltimotautiin. Alueiden väliset erot kokonaiskuolleisuudessa johtuvat suurelta osalta alue-eroista näiden kuolemansyiden yleisyydessä. Heikoimmin kokonaiskuolleisuuteen liittyivät kuolleisuus muihin kasvaimiin kuin keuhko syöpään sekä kuolleisuus sellaisiin tapaturmiin, joissa alkoholipäihtymys ei ollut myötävaikuttavana syynä.
Sosiodemografinen rakenne ja kuolleisuuden alue-erot
Seuraavaksi pyritään analysoimaan, missä määrin kuolleisuuden alue-erot on selitettävissä alueiden väestörakenteiden eroilla. Ikämuuttujan lisäksi analyysissa käytetään seuraavia muuttujia, joita koskevat tiedot kulle kin henkilölle on saatu vuoden 1990 väestölaskennasta: koulutus (4 luokkaa), sosiaaliryhmä (4 luokkaa), perhetyyppi (2 luokkaa), asunnon hallintaperuste (2 luokkaa) ja asumistiheys (3 luokkaa). Analyysi pohjautuu Tilastokeskuksen muodostamaan taulukkoon, jossa aineistoon kuuluvat miehet oli taulukoitu samanaikaisesti kaikkien yksilötason muuttujien sekä alueen mukaan. Kullekin taulukon solulle laskettiin henkilövuosien sekä kuolleitten määrä jaksolla 1991–95.
Taulukkoa analysoitiin monitasoisella Poisson-regressioanalyysilla, jossa havaintoyksikköinä olivat taulukon solut. Analyysi suoritettiin käyttäen SAS-tilasto-- ohjelmiston Glimmix- makroa (ks. Littell ym. 1996). Selitettävänä muuttujana oli kunkin solun henkilövuosiin suhteutettu kuolleitten määrä logaritmoituna ja selittävinä muuttujina yksilötason muuttujat ja aluejako. Kaikkia selittäviä muuttujia, mukaanluettuna ikä, käsiteltiin luokiteltuina.
Käytimme monitasoanalyysia siitä syystä, että aineisto on kaksitasoinen (yksilötaso ja aluetaso). Monitasoanalyysin avulla saadaan tilastollisesti luotettavammat estimaatit alueitten kuolleisuutta kuvaaville parametreille. Malli on ns. empiirinen Bayes- malli, jonka 4 avulla voidaan vähentää satunnaisvaihtelun vaikutusta alueiden kuolleisuusestimaatteihin tuomalla pieniin tapausmääriin perustuvia estimaatteja lähemmäs koko aineiston keskiarvoa (Snijders & Bosker 1999).
Taulukossa 3 on esitetty, miten ikävakioitu kuolleisuus koko pääkaupunkiseudulla riippuu erikseen kustakin yksilötason muuttujasta. Kullekin muuttujalle taulukossa esitetty tulos on saatu Poisson-regressiomallista, jossa selittävinä muuttujina ovat vain kyseinen muuttuja ja ikä. Tulokset on esitetty suhdelukuina, jotka osoittavat, kuinka suuri eri muuttujaluokkiin kuuluvien miesten ikävakioitu kuolleisuus on vertailuryhmäksi (1,00) valittuun muuttujaluokkaan verrattuna. Esimerkiksi miehillä, joilla on vain perusasteen koulutus tai vähemmän, kuolleisuuden suhdeluku on 1,77. Tämä tarkoittaa, että tähän vähän koulutusta saaneeseen ryhmään kuuluvien miesten kuolleisuus oli 77 % suurempi kuin samanikäisten korkea-asteen koulutuksen saaneiden miesten. Kuolleisuuserot ovat huomattavan suuria kaikilla taulukkoon sisältyvillä muuttujilla, minkä vuoksi alueiden väliset erot väestörakenteessa johtavat eroihin myös alueiden kuolleisuudessa.
Osa-alueiden väestörakenteen erojen vaikutusta kuolleisuuden aluevaihteluun analysoitiin perättäisillä regressiomalleilla. Perusmallissa oli selittävinä muuttujina vain aluejako ja ikä. Mallin avulla laskettiin alueittaiset kuolleisuuden suhdeluvut, jotka osoittavat kunkin alueen ikävakioidun kuolleisuuden suhteessa koko pääkaupunkiseudun tasoon. Kuviossa 3 on esitetty nämä tiedot kunkin alueen suhteellisena poikkeamana koko pääkaupunkiseudun kuolleisuudesta prosentteina (punaiset palkit).
Kuviosta 3 ilmenevät alue-erot ja eri alueiden järjestys kuolleisuuden mukaan vastaavat melko tarkasti niitä, jotka on aikaisemmin esitetty elinajanodotteiden avulla: kuolleisuus on esim. suurinta Jakomäessä, Vallilassa ja Alppiharjussa ja pienintä Haukilahti- Westendissä, Kauniaisissa ja Olari-Henttaaassa.
Kuolleisuuden alue-erojen suuruutta mitataan kuolleisuuden suhdelukujen keskipoikkeamalla, joka lasketaan kaavalla Ópi½RRi - 1,00½. Kaavassa pi on osa-alueen i miesten osuus koko pääkaupunkiseudun miehistä ja RRi alueen i kuolleisuuden suhdeluku koko pääkaupunkiseudun kuolleisuuteen verrattuna. Tämä mittaluku on siis painotettu keskiarvo kuviossa 3 esitetyistä punaisten poikkeamien itseisarvoista. Tämä keskipoikkeama on 11,7 %, ts. alueiden kuolleisuus poikkeaa keskimäärin 11,7 % koko pääkaupunkiseudun kuolleisuudesta.
Seuraavana vaiheena analyysissa laskettiin malli, jossa kuolleisuutta selittävänä tekijänä oli aluejaon ja iän lisäksi koulutus. Mallista saadut aluekohtaiset kuolleisuuden suhdeluvut osoittavat alueiden välisiä kuolleisuuseroja, kun sekä alueiden ikä- että koulutusrakenne on vakioitu. Koska koulutusryhmien välillä on huomattavia eroja kuolleisuudessa ja alueiden koulutusrakenteet ovat erilaisia, koulutuksen vakioiminen pienentää selvästi alue-eroja. Esimerkiksi Kauniaisten ikävakioitu kuolleisuus on 23,4 % pienempi kuin koko pääkaupunkiseudun, mutta koulutuksen vakioinnin jälkeen ero enää 8,9 %, koska koulutustaso Kauniaisissa on huomattavasti pääkaupunkiseudun keskitasoa ko rkeampi. Vastaavasti koulutuksen vakioiminen pienentää Jakomäen ylikuolleisuutta koko pääkaupunkiseutuun verrattuna 49,8 %:sta 30,7 %:iin.
Kun keskipoikkeama lasketaan iän ja koulutuksen suhteen vakioiduista kuolleisuuden suhdeluvuista, saadaan sen arvoks i 8,4 % (Kuvio 4). Kuten edellä todettiin, keskipoikkeama oli 11,7 % ilman koulutuksen vakiointia. Alueiden väestöjen koulutuserot selittävät siis lähes 30 % kuolleisuuden alue-eroista.
Kun regressiomalliin lisätään yksi kerrallaan muut vakioitavat yksilötason muuttujat, nähdään, missä määrin kukin niistä edelleen selittää alueiden välisiä kuolleisuuseroja. Kuvio 4 osoittaa, että sosiaaliryhmän vakioimisella on vain vähän vaikutusta alue-eroihin sen jälkeen kun koulutus on vakioitu. Tämä johtuu siitä, että koulutus ja sosiaaliryhmä 5 korreloivat voimakkaasti. Sen sijaan alue-eroilla eri perhetyyppien yleisyydessä (parisuhteessa elävät tai sen ulkopuolella elävät) on selvä vaikutus. Noin 18 % alueiden välisistä kuolleisuuseroista johtuu siitä, että ilman parisuhdetta elävien osuudessa on eroja alueiden välillä. Asunnon hallintaperusteella eli omistusasumisella verrattuna muuhun asumismuotoon on saman suuruusluokan vaikutus alue-eroihin kuin perhetyypillä. Asumistiheydellä ei sen sijaan ole sanottavaa vaikutusta (Kuvio 4).
Kaikenkaikkiaan alueiden väestöjen rakenne-erot em. viidellä muuttujalla mitattuna selittävät valtaosan (72 %) kuolleisuuden alue-eroista. Rakenne-erojen vakioinnin vaikutus eri alueitten osalta nähdään kuviosta 3. Kuvion punaiset vaakapylväät kuvaavat kunkin alueen ikävakioidun kuolleisuuden poikkeamaa keskitasosta ja siniset pylväät poikkeamaa sen jälkeen, kun kaikki yksilötason muuttujat on vakioitu. Useimmilla alueilla alkuperäinen poikkeama häviää tai supistuu hyvin pieneksi. Vakioinnin jälkeen vain yksi alue (Vanhakaupunki) poikkeaa yli 10 prosenttia keskitasosta, kun vakioimaton poikkeama oli suurimmillaan 50 prosenttia. Pääosa jäljellejäävästä ylikuolleisuudesta koskee eräitä keskisen Helsingin alueita (Alppiharju, Vallila, Vanhakaupunki, Maunula, Oulunkylä). Helsingin itäisten ja koillisten lähiöiden ylikuolleisuus näyttää sen sijaan pääosin selittyvän väestön koostumuksella. Myös alhaisen kuolleisuuden osa-alueiden tilanne selittyy pääosin väestörakenteella. Lauttasaaren, Munkkiniemen ja Kulosaaren “alikuolleisuus“ häviää kokonaan, kun väestörakenteen vaikutus vakioidaan. Joidenkin alueiden keskimääräistä alhaisempi kuolleisuus ei kuitenkaan näytä kokonaan selittyvän väestörakenteella (Kanta-Espoonlahti, Leppävaara-Laajalahti, Luoteis-Vantaa). On kuitenkin otettava huomioon, että osa vakioinninkin jälkeisestä vaihtelusta voi olla satunnaisvaihtelua.
Tutkimuksessa pyrittiin poistamaan erilaisten laitosten alueellisen sijoittumisen vaikutusta tuloksiin rajaamalla laitosväestö pois aineistosta. Tästä huolimatta voi joidenkin yksityisten alueiden kuolleisuudessa olla laitosten sijoittumisesta johtuvaa harhaa, koska laitosten väestökirjanpidossa ei ole ollut yhtenäistä käytäntöä (Helsingin kaupungin tietokeskuksen tilastoja 1996:2).
Pohdinta
Helsingin kaupungin tietokeskus (1996) on julkaissut tietoja kuolleisuudesta Helsingin 33 peruspiirille vuosilta 1988–94. Vaikka tiedot on esitetty eri aluejaolla kuin tässä ja ne koskevat alle 65-vuotiaita miehiä ja naisia yhdessä, antavat ne varsin samanlaisen kuvan Helsingin alue-eroista kuin edellä on esitetty. Niissäkin korostuu keskisen suurpiirin suuri ennenaikainen kuolleisuus. Myös ns. estettävissä olevaa kuolleisuutta koskevissa tutkimuksissa (Aho ym. 1994, Poikolainen ja Eskola 1995) on havaittu keskisen suurpiirin ylikuolleisuus muuhun Helsinkiin verrattuna.
Tulosten mukaan elinajan odote on Kauniaisissa ja suuressa osassa Espoota huomattavasti suurempi kuin Helsingissä. Myös Vantaalla elinajan odote on suurempi kuin Helsingissä. Pääkaupunkiseudun sisäiset alue-erot osoittautuivat yllättävän suuriksi: erot elinajan odotteessa ovat suurimmillaan yli kymmenen vuotta.
Kaupunkiseutujen osa-alueiden kuolleisuudesta on tehty useita ulkomaisia tutkimuksia. Tulokset eivät ole kuitenkaan keskenään vertailukelpoisia, koska erojen suuruus riippuu mm. alueiden koosta ja niiden muodostamistavasta. Näyttää kuitenkin siltä, että tässä esitetyt pääkaupunkiseudun osa-alueiden väliset kuolleisuuserot ovat samaa suuruusluokkaa kuin yleensä niissä Euroopan kaupungeissa, joista on tietoja (esim. Borrel & Arias 1995; Gongdon 1995; Moens 1984; Rognerud ym. 1998).
Kuolemansyittäinen analyysi osoitti, että erot ovat samansuuntaisia kaikissa kuolemansyyryhmissä, mutta alkoholiin liittyvä kuolleisuus sekä sydän- ja verisuonitaudit ovat tärkeimpiä alue-erojen syitä. Tämä on ymmärrettävää, koska samat syyt 6 aiheuttavat myös pääosan sosiaali- ja koulutusryhmien välisistä eroista (Valkonen ym. 1992).
Tutkimuskirjallisuudessa esitettyjen käsitysten mukaan kuolleisuuden alue-erot johtuvat yleensä osittain alueiden väestörakenteiden eroista ja osittain aluevaikutuksista, jotka liittyvät alueitten muihin ominaisuuksiin kuin väestörakenteeseen. Tässä saatujen tulosten mukaan yli 70 prosenttia kuolleisuuden alue-eroista pääkaupunkiseudulla oli selitettävissä viidellä tutkimukseen sisällytetyllä väestörakennetekijällä. Selittämättömästä osuudesta osa johtuu sattumasta ja osa voi johtua muiden kuin analyysiin otettujen rakennetekijöiden vaikutuksesta. Jos aluevaikutuksia on, niiden merkitys alue-erojen syynä on siten hyvin vähäinen, ja ne koskevat lähinnä keskisen suurpiirin suurta kuolleisuutta ja Etelä-Espoon ja Kauniaisten pientä kuolleisuutta.
Tämä tutkimus on koskenut vain miehiä. Naisten kuolleisuuseroja on tarkoitus käsitellä toisessa yhteydessä. Naisilla kuolleisuuserot ovat todennäköisesti alueellisesti samanlaisia kuin miehillä mutta pienempiä, koska sydän- ja verisuonitautien ja alkoholiin liittyvien kuolemansyiden osuus kokonaiskuolleisuudesta on naisilla vähäisempi. Jatkotutkimuksissa on tarkoituksena tutkia myös alueellisten kuolleisuuserojen muutoksia: kasvaako vai pieneneekö eriarvoisuus kuoleman edessä pääkaupunkiseudulla.
Kiitämme Tilastokeskusta luvasta käyttää EKSY90-aineistoa (lupa TK 53-1930-99). Tutkimus on saanut rahoitusta Suomen Akatemian tutkimusohjelmasta Väestöryhmien väliset terveyserot ja muut hyvinvointierot (hanke 41498).
Miesten kuolleisuuden alue-erot ja sosiaalinen segregaatio pääkaupunkiseudulla
Taulukko 1. Miesten elinajan odote pääkaupunkiseudun suuralueilla ja Helsingin seudun kunnissa v. 1991 - 95 vuodenvaihteen 1990/91 asuinpaikan mukaan.
Elinajan
Kunta Suuralue odote
Helsinki Eteläinen 72,9
Läntinen 72,7
Keskinen 68,0
Pohjoinen 71,2
Koillinen 70,4
Kaakkoinen 72,6
Itäinen 71,4
Espoo Leppävaara 74,4 7
Tapiola 76,4
Olari-Matinkylä 74,5
Espoonlahti 74,9
Espoon keskus 72,5
Vantaa Myyrmäki 73,6
Martinlaakso 74,3
Tikkurila 72,9
Korso-Rekola 71,1
Hakunila 72,0
Kauniainen 77,5
Hyvinkää 73,4
Järvenpää 71,7
Kerava 73,6
Kirkkonummi 73,8
Nurmijärvi 73,8
Sipoo 74,7
Tuusula 72,4
Vihti 72,1
Helsinki 71,3
Espoo 74,7
Vantaa 72,7
koko Helsingin seutu 72,5
Taulukko 2. Alueiden ikävakioitujen kuolemansyittäisten8 kuolleisuuslukujen väkiluvuilla painotetut korrelaatiot pääkaupunkiseudulla yli 15-vuotiailla miehillä v. 1991 - 95.
Kaikki Kuolemansyy kuolemansyy 1. 2. 3. 4. 5. 6. t 1. Keuhkosyöpä ja hengityselinten taudit 0,77 2. Muut kasvaimet kuin keuhkosyöpä 0,48 0,27 3. Sepelvaltimotauti 0,82 0,62 0,23 4. Muut verenkiertoelinten taudit 0,64 0,32 0,20 0,44 5. Alkoholisyyt 0,87 0,60 0,38 0,63 0,50 6. Muut taudit 0,56 0,32 0,37 0,35 0,29 0,45 7. Muut tapaturmat ja väkivalta 0,49 0,42 0,17 0,30 0,14 0,41 0,13
(alkoholi ei myötävaikuttavana)
9
Taulukko 3. Yksilötason selittävien muuttujien jakautumat ja kuolleisuuden suhdeluvut.
Osuus tutkimus- Kuolleisuuden
väestöstä (%) suhdeluku
Koulutus Korkea-aste 20,3 1,00
Ylempi keskiaste 23,0 1,23
Alempi keskiaste 17,2 1,62
Perusaste tai vähemmän 39,4 1,77
Sosioekonominen Ylempi toimihenkilö 26,2 1,00 asema Alempi toimihenkilö 21,8 1,32
Erikoistunut työntekijä 21,8 1,64
Erikoistumaton työntekijä 15,0 1,96
Muu 15,3 1,52
Perhetyyppi On parisuhteessa 72,4 1,00
Ei ole parisuhteessa 27,6 1,67
Asunnon Omistaa talon tai osakkeet 66,1 1,00 hallintaperuste Muu 33,9 1,70
Asumistiheys* Tilava 32,1 1,00
Normaali 57,7 1,34
Ahdas 10,2 1,51
* ks. Tilastokeskus 1993
10
Lähteet
Aho, Sirkka-Liisa, Outi Kupiainen, Petri Mikkola, Jouko Paloheimo, Kari Poikolainen, Esa Saarelainen, Inkeri Sippo-Tujunen, Kyllikki Torkkel, Erkki Vauramo, Harri Vertio: Estettävät kuolemat Helsingissä. Helsingin kaupungin terveysviraston raportteja, Sarja A, Raportti 81/1994.
Borrell, Carme & Antoni Asrias: Socioeconomic Factors and Mortality in Urban Settings: the Case of Barcelona, Spain. Journal of Epidemiology and Community Health 49(1995), 460-465.
Congdon, Peter: Socio-economic Structure and Health in London. Urban Studies 32(1995):3, 523-549.
Helsingin kaupungin tietokeskuksen tilastoja 1996:2. Väestönkehitys alueittain Helsingissä.
Kawachi, Ichiro & Lisa Berkman: Social Cohesion, Social Capital, and Health. Teoksessa Berkman, Lisa F. & Ichiro Kawachi (toim.): Social Epidemiology, Oxford University Press, New York 2000.
Koskinen, Seppo & Tuija Martelin: Kuolleisuus. Koskinen, Seppo, Tuija Martelin, Irma-Leena Notkola, Veijo Notkola, Kari Pitkänen (toim.): Suomen väestö. Gaudeamus, Hämeenlinna 1994.
Littell, Ramon C., George A. Milliken, Walter W. Stroup, Russell D. Wolfinger: SAS System for Mixed Models. SAS Institute Inc., Cary, NC 1996.
Moens, Guido F .G.: Some Aspects of the Geographical Mortality Pattem of the Brussels Population in 1970. Social Science & Medicine 18(1984):8, 1-24.
Poikolainen, Kari & Juhani Eskola: Regional and Social Class Variation in the Relative Risk of Death from Amenable Causes in the City of Helsinki, 1980-1986. Intemational Joumal of Epidemiology 24(1995):1, 114-118.
Rognerud, Marit Aase, Kriiger 0ystein, Finn Gjertsen, Dag Steinar Thelie: Strong Regional Links between Socio-economic Background Factors and Disability and Mortality in Oslo, Norway. European Joumal of Epidemiology 14(1998),457-463.
Shryock, H.S. ym.:The Methods and Materials of Demography. Academic Press, New York 1976.
Snijders, Tom & Roel Bosker: Multilevel Analysis. An Introduction to Basic and Advanced Multilevel Modelling. SAGE Publications, London, 1999.
Tilastokeskus. Asunnot ja asuinolot 1990. SVT, Väestölaskenta 1990 Osa 6. Helsinki 1993. Valkonen, Tapani, Tuija Martelin, Arja Rimpelä, Veijo Notkola, Soili Savela: Sosioekonomiset kuolleisuuserot 1981-90. Tilastokeskus, Väestö 1992:8.
Valkonen, Tapani & Tuija Martelin: Sosiaaliset tekijät ja kuolleisuus: Eksy-aineistot ja niiden analyysitavat. Teoksessa Valkonen, Tapani, Seppo Koskinen, Tuija Martelin (toim.): Rekisteriaineistot yhteiskunta- ja terveystutkimuksessa. Gaudeamus, Helsinki 1998.