1990—2019年中国肺癌发病死亡趋势分析及年龄-时期-队列模型

邱海平 谢晓平 陈天庆

作者单位：528415 中山 南方医科大学附属小榄医院胸心外科

肺癌是临床上最常见的呼吸系统恶性肿瘤，据统计，2020 年肺癌的死亡人数约为179 万人，占全球所有癌症死亡病例的18%［1-2］。在我国，肺癌是造成癌症死亡的第一位原因，并且全球超过三分之一的肺癌新发病例发生在我国［3］，由此可见，我国的肺癌疾病负担沉重。本研究基于全球疾病负担数据库（Global Burden of Diseases 2019，GBD 2019）的最新数据，分析1990—2019 年我国人群肺癌发病率和死亡率的变化趋势以及年龄、时期和队列因素对其的影响，以期为肺癌的防治政策提供科学依据。

1 资料与方法

1.1 数据来源

中国人群肺癌的具体数据来自GBD 2019，指标包括中国1990—2019 年不同年龄、性别人群肺癌的发病率、死亡率以及对应的年龄标化率。GBD 2019数据库中发病率和死亡率标准化方法参考文献［4-5］。

1.2 Joinpoint回归模型

本研究使用美国国家癌症研究所的Joinpoint 4.7.0.0 软件进行回归分析，采用年度变化百分比（annual percent change，APC）和平均年度变化百分比（average annual percent change，AAPC）及95%CI作为主要指标，通过比较不同时间段肺癌的发病率和死亡率的APC 值，以及不同性别、年龄在1990—2019 年的AAPC 值，以判断肺癌的变化趋势，当AAPC 和APC 大于0，代表该时期内肺癌的变化趋势为上升趋势；AAPC和APC小于0，代表该时期内肺癌的变化趋势为下降趋势，P＜0.05为趋势有统计学意义［5］。

1.3 年龄-时期-队列模型

本研究采用年龄-时期-队列模型分析1990—2019年中国肺癌的发病率和死亡率变化趋势。年龄-时期-队列模型提供了一个建模工具，可用于总结癌症登记处和其他疾病登记处常规收集的信息［6］。本研究选择内生因子法并用来解决年龄-时期-队列模型中的共线性问题［7］。年龄-时期-队列模型线性回归的表达式：

其中，Dij表示第i个年龄组在第j个时期肺癌的发病或死亡例数;Pij表示第i个年龄组在第j个时期内的暴露在风险因素下的人群总数;Mij表示第i个年龄组人群在第j个时期内的发病率或死亡率;μ为肺癌发病率或死亡率的调整均值;αi表示第i个年龄组的系数;βj表示第j个时期组的系数;γk为第k个队列组的系数;εijk表示随机抽样误差。在进行分析时，发病率、死亡率和人口数据分组均以5 年为间隔，统计1990—2019 年期间连续5 年的时间间隔（共分为6 个组），以及连续5 年的年龄间隔（从35岁至89 岁，共分为11个组）。由于＜35 岁的肺癌发病率和死亡率很低，因此在分析时剔除此年龄段。根据公式“队列=时期-年龄”计算出生队列。模型拟合优度指标为赤池信息准则（akaike information criterion，AIC）和贝叶斯信息准则（bayesian information criterion，BIC），AIC 与BIC的值越小代表模型拟合度越优。选择IE 算法对1990—2019 年中国人群肺癌的发病和死亡趋势变化进行年龄、时期以及队列因素造成的发病以及死亡效应的定量分析［8］。利用Microsoft Exce1 2019 汇总和整理公开数据库1990—2019 年中国人群肺癌发病和死亡情况，再根据整理后的数据利用Stata 17.0 软件完成中国人群1990—2019年肺癌发病和死亡趋势的年龄-时期-队列模型构建，进一步分析年龄、时期与队列因素对中国人群肺癌发病率和死亡率的影响。

2 结果

2.1 1990—2019年中国肺癌发病率和死亡率趋势变化

1990—2019年中国女性、男性以及总体人群肺癌发病率和死亡率变化均呈逐渐上升趋势，总体人群肺癌发病率由1990 年的30.196/10 万增长至2019 年的41.710/10万，死亡率由31.177/10万增长至38.699/10万。中国人群肺癌发病率的上升幅度高于死亡率，发病率的AAPC 值为1.176%，死亡率的AAPC 值为0.786%，变化均有统计学意义（均P＜0.05）。见表1。

表1 1990—2019年中国肺癌发病率和死亡率的变化趋势Tab.1 Trends in incidence and mortality of lung cancer in China,1990—2019

与中国人群肺癌发病率和死亡率的变化趋势一致，中国女性肺癌发病率的AAPC 值为0.923%，死亡率的AAPC 值为0.508%，趋势变化均有统计学意义（均P＜0.05）。中国男性肺癌发病率的AAPC 值为1.155%，死亡率的AAPC 值为0.800%，并且男性肺癌发病率和死亡率的上升幅度高于女性，其中发病率的趋势变化有统计学意义（均P＜0.05），见表1。

2.2 1990—2019 中国肺癌发病率和死亡率趋势变化分析

中国女性、男性以及总体人群肺癌发病率和死亡率的变化经历了三个转折，均在第二个转折的上升趋势最为明显，其中女性发病率在1998—2004 年期间的APC 值为2.975%，男性发病率在1994—2010 年期间的APC 值为2.171%，总体人群发病率在1997—2005 年时间段的APC 值为2.724%，变化均有统计学意义（均P＜0.05）。见图1。

图1 1990—2019年中国肺癌发病率以及死亡率趋势变化分析Fig.1 Trend analysis of lung cancer incidence and mortality in China, 1990—2019

与发病率的变化趋势不同，虽然中国女性、男性以及总体人群死亡率均在第二个转折的上升趋势最为明显，但是从第三个转折开始，死亡率呈下降趋势，女性死亡率在1997—2004 年的APC 值为2.515%，在2004—2019 年的APC 值为-0.449%。男性死亡率在1994—2010年的APC值为1.820%，在2010—2019 年的APC值为-0.745%。总体人群死亡率在1996—2005 年的APC 值为2.341%，在2005—2019 年时间段的APC值为-0.106%。其中男性和女性肺癌死亡率的变化均有统计学意义（均P＜0.05），见图1。

2.3 1990—2019 年中国人群肺癌发病率年龄-时期-队列模型分析结果

1990—2019年，中国肺癌发病率的年龄效应和时期效应的变化趋势一致，均呈逐渐上升趋势，年龄效应系数从1990 年的-152.224 升至2019 年的229.609，除65～69 岁年龄组，其余年龄组的效应系数变化有统计学意义（均P＜0.05）；时期效应系数从-16.116 上升至22.409，除2006—2010 年时间段，其余各时期的变化均有统计学意义（均P＜0.05）；发病率的队列效应总体呈先上升后下降的变化趋势，1916年的出生队列效应系数为-125.659，随后系数逐渐升高；1951 年出生队列的效应系数增至65.753，随后效应系数逐渐下降；除去1981年和1986年，剩余年份出生队列的效应系数变化均有统计学意义（均P＜0.05）。见图2。

图2 1990—2019年中国肺癌发病率年龄-时期-队列模型分析结果Fig.2 Results of age-period-cohort model analysis of lung cancer incidence in China, 1990—2019

2.4 1990—2019 年中国人群肺癌死亡率年龄-时期-队列模型分析结果

1990—2019 年中国人群肺癌死亡率年龄和时期效应的变化均呈逐渐上升趋势，队列效应的变化呈先上升后下降的趋势，其中35～39 岁年龄组效应系数为-167.36，随后效应系数逐渐升高，85～89 岁年龄组效应系数为286.438，所有年龄组效应系数的变化具有统计学意义（P＜0.05）；在1991—1995 年期间，效应系数为-14.7918，随后效应系数逐渐上升至21.162，除去2001—2005 年以及2006—2010 年，其余时期效应的变化有统计学意义（均P＜0.05）；在1951—1956年期间的出生队列，死亡的队列效应最高，效应系数为69.846，在其他年份的出生队列，效应系数逐渐降低，除去1936—1940年、1976—1980年以及1986—1990年的出生队列，其余年份出生队列的效应系数变化有统计学意义（均P＜0.05）。见图3。

图3 1990—2019年中国肺癌死亡率年龄-时期-队列模型分析结果Fig.3 Results of age-period-cohort model analysis of lung cancer mortality in China, 1990—2019

3 讨论

本研究结果显示，1990—2019 年中国女性、男性以及总体人群肺癌发病率和死亡率均呈逐渐上升趋势，并且发病率的上升幅度高于死亡率。男性发病率和死亡率的上升幅度均高于女性。肺癌的发病以及死亡是多因素共同作用的结果，在我国室内污染、室外大气污染是肺癌发生发展的危险因素之一［9］。研究表明，在全球范围内，家庭煤炭使用与肺癌发病风险密切相关，特别是在中国大陆和台湾地区（OR=2.27，95%CI：1.65～3.12）［10］。在导致肺癌的危险因素中，室内氡暴露中是仅次于吸烟所造成肺癌的第二大原因，有调查显示从1999年至2015年期间，在全球范围内，3%～20%的肺癌死亡可能是由室内氡污染引起［11］。与发达国家相比，中国城市的空气污染类型已转变为烟尘和机动车尾气混合污染，而且导致室外空气污染物来源复杂多样［12］。PM2.5作为一种室外污染中常见的颗粒污染物，主要由固体和液体颗粒组成，其中就包括汽车尾气颗粒［13］。目前，尽管PM2.5导致肺癌的具体机制尚不清楚，但是一项时间跨度从1977—2009年的Meta 分析结果表明，PM2.5浓度每增加10µg/m3，肺癌死亡风险增加12%［14］。在一项从1988—2009 的病例对照研究中，PM2.5的暴露与加利福尼亚人群肺癌的发病率和死亡率升高密切相关，并且缩短了肺癌患者的存活期［15］。因此，空气污染可能致使肺癌死亡率逐年升高［16］。此外，癌症筛查技术手段的进步与发展，人群通过定期体检等主动就医行为的普及［17］，也可能是肺癌新发病例升高的原因。

本研究的Joinpoint 回归分析结果显示，女性、男性以及总体人群肺癌死亡率的变化从第三个转折点开始呈下降趋势，女性2004—2019 时间段的APC 值为-0.499%，男性在2010—2019 时间段的APC 值为-0.745%，总体人群在2005—2019 时间段的APC 值为-0.106%。年龄-时期-队列模型分析结果显示，1990—2019 年中国肺癌发病率和死亡率的年龄效应和时期效应的变化趋势一致，均呈现逐渐上升趋势。LI等［18］分析了1990—2019年中国女性家庭空气污染导致肺癌负担的长期趋势，也发现随着年龄的增长与时间的推移，肺癌的发病率和死亡率逐年上升，考虑可能是由于肺癌相关的室内外空气污染物在体内的蓄积造成。该研究还发现固体燃料导致的肺癌负担将在今后10 年内逐步下降，但是室内氡污染导致的肺癌负担将在2023 年逐步上升并超过固体燃料造成的负担。中国在全球层面肺癌死亡人数和可归因于环境PM2.5的疾病负担方面排名第一，其中男性肺癌的疾病负担和死亡率高于女性［19］。本研究队列效应的发病和死亡风险变化呈现先上升后下降的趋势，在1951—1956年期间的出生队列，发病和死亡的队列效应系数最大，即在1951—1956 年出生的人群面临最高的发病以及死亡风险，随后效应系数逐渐下降。未来，随着环境改革和国家朝着更绿色经济方向发展，可能会进一步减少与污染有关的癌症和慢性阻塞性肺病死亡［20］。

综上所述，1990—2019年中国人群肺癌的发病以及死亡率均呈上升趋势，年龄和时期因素是影响人群肺癌发生发展的重要因素，1951—1956 年期间出生的队列发病和死亡风险均处于最高水平，因此应进行重点防治，以减少肺癌患者的疾病负担。本研究分析1990—2019 年中国人群肺癌的发病率以及死亡率趋势的变化，并对各个时间段的变化进行年龄-时期-队列分析，具体分析了年龄、时期和队列因素对中国人群肺癌的影响，这对医疗资源的分配具有科学意义。本研究基于GBD 数据库进行分析，但该数据库对我国肺癌的数据是估算得到，研究结果可能存在一定偏差。此外，我国跨越经纬度较大，未来应进一步根据各个地区的数据进行分层分析，使研究结果更具指导意义。