Зерттеу әдістерінің сипаттамасы

38
 
 
Жалпы  клиникалық  зерттеулер    барысында  нәрестелер  мен  ерте  жастағы 
балалардың  ауру  тарихы  бойынша  ретроспективті  талдаулар  (анамнездік, 
антропометриялық  және  физикалық-психикалық  даму  кӛрсеткіштері,  Апгар 
шкаласы  бойынша  бағалау)  жасалынды.  ЖТБДА  бар  балалардың  жүрек-қан 
тамыр  жүйесін  зерттеу  барысында  келесі  белгілерге:  тері  және  кілегей 
қабықтардың  түсіне,  цианоздар  мен  ісінулердің  локализациясына,  жүрек 
аймағының жалпы шолу мәліметтеріне, физикалық зерттеу нәтижелеріне назар 
аударылды. 
ЖТБДА бар нәрестелер мен ерте жастағы балаларға кешенді тексерілуден 
ӛту  және  диагностикалау  үшін:  электрокардиография,  эхокардиография,  кеуде 
сарайының  рентгенография,    доплерэхокардиография  және  қажет  жағдайда 
жүрек  қуысының  катетеризациясы  сияқты  аспаптық  зерттеу  әдістері 
қолданылды. 
-
 
Электрокардиография  12  каналды  «Heartscreen»  электрокардиографта 
(Innomed  Medical  Ins,  Hungary),  арнайы  50  мм/с  жылдамдықтағы  тастапмен 
жасалынды,  кейбір  жағдайда  жүректің  ӛткізгіштік  жүйесіндегі  ӛзгерістерге 
терең талдаулар жүргізу үшін тӛменгі жылдамдықты (25 мм/с) қолданылды. 
-
 
Эхокардиограмма  -  трансторакалды  ЭХО-КГ  3,5  МГц.  жиіліктегі 
секторлы  датчиктің  кӛмегімен,  «Philips  iE33  xMATRIX  Echocardiography 
System» (Philips, USA) аспаптың кӛмегімен жүргізілді. 
-
 
Кеуде сарайының рентгенографиялық зерттеулері «EDR 750 В» № 044-28 
(Венгрия,  1986г.)  аспабын  қолданып  жүргізілді.  Кеуде  сарайына  жасалған  
рентген суретінің кӛмегімен КТИ  % дәрежесі мен жүрек кӛлемінің ӛзгерістері 
анықталды. 
Инвазивті 
зерттеу 
жүрек 
қуысының 
катетеризациясы 
мен  
ангиокардиография әдістері арқылы жүзеге асырылды. 
Нәрестелер  мен  ерте  жастағы  балалардағы  ЖТБДА  туындататын  қауіп 
факторларын  анықтау  мақсатында  ата-аналарына  анкета  жүргізу  әдісі 
қолданылды.  Анкетада  ЖТБДА  туындататын:  демографиялық,  әлеуметтік-
гигиеналық  және  медико-биологиялық  факторлар  толығымен  қарастырылды. 
(Қосымша 
1). 
Құрастырылған  картада  ЖТБДА  туындататын  қауіп 
факторларыны  туралы  мәліметтер  жан-жақты  қарастырылды
 
 
(Васильев  В.В., 
2008; Тихонова О.С., 2010 және бірлескен авторлардың мәліметі бойынша): 
-
 
Демографиялық факторлар  (ата-анасының  жасы, отбасылық жағдайы  
және білім деңгейлері); 
-
 
Әлеуметтік-гигиеналық  факторлар  (ата-анасының  зиянды  әдеттері 
(темекі 
шегу, 
алкоголизм, 
жұмысының 
персоналды 
компьютермен 
байланыстылығы)); 
-Медико-биологиялық факторлар: 
- акушерлік анамнез  (токсикоз, гестоздар, құрсақ ішілік инфекциялар); 
- жүктілік кезіндегі бастан ӛткізген аурулар (ЖРВИ, анемия, пиелонефрит). 
Отбасылық  анамнезде  ата-аналардың  жасы,  зиянды  әдеттері,  созылмалы 
аурулардың  болуы,  жақын  туыстарының  арасында  ЖТБДА  мен  басқада  даму 
ақауларының  кездесу  жағдайларына  аса  назар  аударылды.  Баланың  ӛмір 

39
 
 
анамнезінде  келесі  параметрлерге  назар  аударылды:  туылған  кездегі  жалпы 
жағдайы(Апгар  шкаласы  бойынша),  жүрек  аймағындағы  патологиялық 
шуылдардың  анықталу  уақыты,тері  жабындысы  мен  кілегей  қабықтардағы 
цианоздардың  байқалулары,  ентігулер  және  олардың  физикалық  жүктемеге 
тәуелді  сипаттамалары,  жүрек  жетіспеушілікті  емдеу  барысы  және  оның 
нәтижесі. 
 
ЖТБДА бар балаларға анкета жҥргізу әдісі 
ЖТБДА  туындататын  қауіп  факторларын  анықтау  мақсатында  2014-2015 
жылы  Жамбыл  Облыстық  перинаталды  орталықта  туылған  дені  сау  және 
ЖТБДА бар нәрестелер мен ерте жастағы балалардың ата-аналарына арнайы 24 
сұраудан  тұратын  анкеталық  сұрау  түрінде  жүргізілді.  Аталған    тест-анкета 
Васильев  В.В.,  2008;  Тихонова  О.С.,  2010  және  бірлескен  авторлардың 
ұсынысы бойынша дайындалған (кесте3) [39]. 
 
Кесте 3 — ЖТБДА туындататын негізгі қауіп факторлар 
 
Қауіп факторлары 
Белгілер 
градациясы 
Диагностикалық 
коэффициенті 
Ақпараттану 
коэффициенті 
1 
2 
3 
4 
Медико-биологиялық 
Ата–аналарында 
жұқпалы 
инфекциялардың болуы 
ия 
5 
0,40 
жоқ 
-2 
0,24 
Анасында 
құрсақ 
ішілік 
инфекциялардың 
болуы: 
ЦМВ, 
уреаплазмоз, 
вирусты 
гепатит 
В, 
хламидиоз,мерез 
ия 
5 
0,36 
жоқ 
-2 
0,35 
Жүктілік: 
1-ші 
ия 
0 
0,01 
2-ші 
ия 
-1 
0,05 
3-ші 
ия 
1 
0,02 
4-ші және жоғары 
ия 
5 
0,26 
3-ші кестенің жалғасы 
Анасының  анамнезінде  медициналық 
аборттың болуы 
ия 
4 
0,38 
жоқ 
-1 
0,08 
Анасында  жүктілік  кезінде  анемияның 
болуы беременности 
ия 
3 
0,37 
жоқ 
-2 
0,25 
Анасында  жүктілік  кезінде  созылмалы 
аурулардың ӛршуі 
ия 
3 
0,26 
жоқ 
-1 
0,13 
Әлеуметтік-гигиеналық 
Анасының темекі шегуі 
ия 
4 
0,29 
жоқ 
-1 
0,05 
Әкесінің темекі шегуі 
ия 
4 
0,29 
жоқ 
-1 
0,05 

40
 
 
3-кестенің жалғасы 
 
 
 
1 
2 
3 
4 
Анасының алкаголді ішімдікке салынуы  ия 
3 
0,50 
 
жоқ 
-2 
0,45 
Әкесінің алкаголді ішімдікке салынуы 
ия 
3 
0,50 
жоқ 
-2 
0,45 
Демографиялық 
Анасының жасы 
 
 
 
≥ 18 
Ия 
3 
0,26 
≤ 35 
ия 
-1 
0,13 
Толық емес отбасы 
ия 
9 
0,61 
жоқ 
-1 
0,04 
Анасының білімі: 
 
 
 
Орта 
ия 
3 
0,08 
Арнайы кәсіптік 
ия 
3 
0,50 
Жоғары 
ия 
-3 
0,55 
3-ші  кестенің жалғасы 
Әкесінің білімі: 
 
 
 
Орта 
ия 
1 
0,01 
Арнайы кәсіптік 
ия 
3 
0,50 
Жоғары 
ия 
-5 
0,82 
 
Анкета картасы негізгі ЖТБДА қауіп факторларының туындату себептерін 
ескере  отырып  3  бӛлімнен  құралған.  Кӛп  факторлы  зерттеулер  қорытындысы 
арнайы  болжамды  кестеде  –  14    негізгі  белгілер  бойынша  кӛрсетілген.  Ата-
аналардан  сұраулар  жүргізу  үшін  әрбір  белгілердің  диагностикалық  
коэффициенттеріне  сәйкес  градациялық  белгілері  тіркелген,  соңынан  барлық 
белгілерді  қосу  қажет  (Кесте  2).  Коэффициенттер  қосындысы  +13тең  немесе 
жоғары болған жағдайда, нәрестелердің ЖТБДА туылу болжамы 95% құрайды. 
Ата-аналарға  14    негізгі  белгілер  бойынша  кӛрсетілген  3  бӛлімнен  құралған 
анкета    сұраулар  ӛз  еріктерімен  толтырылды.  Статистикалық  кӛрсеткіштерді 
есептеу  кезінде  стандартты  әдістер  қолданылды.  Зерттеу  нәтижесі  бойынша 
топтар құрастырылып, ӛзара корреляциялық байланыс анықталды. 
 
2.3 Материалдардың статистикалық ӛңдеуі 
Ғылыми  жұмыстың  зерттеу  барысында  алынған  нәтижелер    «  Microsoft 
Excel 2007-2010 »  электрондық кестелер , 
Statistica for Windows» v. 7.0, StatSoft 
Inc.  (АҚШ)  қолданбалы  бағдарламалық  жүйе 
  және  «  SPSS  Statistics  -17» 
статистикалық бағдарламалары арқылы статистикалық ӛңдеуден ӛткізілді. 
Статистикалық  талдау  материалдар  озық  параметрлік  және  параметрлік 
емес  биомедициналық  зерттеулердегі  статистикалық  талдау  әдістерін,  сондай-
ақ  ,  медициналық  деректерді  талдау  үшін  қазіргі  заманғы  талаптарға  сәйкес 
дәлелді  медицина  критерийлерін  пайдалана  отырып  жүзеге  асырылды. 

41
 
 
Статистикалық  зерттеу  әдістері  барысында:  интенсивті  кӛрсеткіш,  экстенсивті 
кӛрсеткіш,    орташа  статистикалық  қателік;  t  -  сенімділік;  p  –  мінсіз  болжам 
тиімділігі (р=95,0%, 99,9%), (р=95,0%; р=99,9%, p<0,01; p<0,001), орташа мәнде 
арасында  айырмашылық  бар  (немесе  жоқ)  туралы  болжамды  тексеру  үшін 
параметрлік  емес  критерийлер  және  Пирсонның  корреляциялық  байланыс 
коэффиценттік формуласы қолданылды. 
Ҥлестік (экстенсивтік) кӛрсеткіш – жиынның (бүтіннің) бӛлшегін немесе 
оның  құрамын  кӛрсетеді.  Мысалы:  аурушандық,  мүгедектіктің,  ӛлім 
себептерінің 
құрамы. 
Жалпы 
дәрігерлер 
санының 
құрамы 
түрлі 
мамандықтардан  тұрады,  халық  құрамы  –  жынысы,  жас  шамасы,  мамандығы 
бойынша  бӛлінеді.  Бұл  кӛрсеткіш  пайызбен  белгіленеді  (барлығы  100%  деп 
алынады).Үлестік (экстенсивтік) кӛрсеткіш = жиынның бӛлшегінің абсолюттік 
мӛлшері х 100жиынның жалпы абсолюттік мӛлшері. 
Қарқынды  (интенсивтік)  кӛрсеткіш  –  болмаса  жиілік,  таралу 
кӛрсеткіші 
деп 
атайды. 
Бұл 
кӛрсеткіш 
бір 
белгінің 
немесе 
құбылыстың  зерттелетін  ортадағы,  жиынтықтағы  жиілігін  анықтайды. 
Қарқынды  кӛрсеткіш  =  зерттелетін  жағдайдың  абсолюттік  саны  х  1000 
сол  ортаның  абсолюттік  саны.  Сонымен  қарқынды  кӛрсеткіштер  зерттелетін 
жағдайлардың жиілігіне байланысты 100, 1000, 10 000, 100 000-ға есептелінеді, 
себебі  қарқынды  мӛлшерлер  бүтін  санмен  кӛрсетілу  керек,  сонда  салыстыру 
оңай  болады.  Қарқынды  кӛрсеткіштің  пайдалануы:  зерттелетін  жағдайдың 
деңгейін,  жиілігін,  таралуын  анықтағанда;  зерттелетін  жағдайдың  түрлі 
жиынтықтағы жиілігін кӛрсеткенде (мысалы, әр түрлі мемлекеттердегі туулық 
кӛрсеткіштерін  салыстырғанда  т.б.);  бірнеше  жыл  бойы  бір  жағдайдың 
құбылысын  бақылағанда  (мысалы,  бірнеше    жыл  ішінде  сәбилер  ӛлімінің 
кӛрсеткішінің ӛзгеруі т.с.с). 
Статистикалық  қателер  ӛзіндік  статистикалық  әдістермен  ерешеленеді, 
яғни басты жиынтықтан объектінің бӛлігін алып қарастырады. Басты жиынтық 
кӛрсеткіштерінің  сипатталуынан  іріктеуді  зерттеуде  пайда  болған  қателерді 
репрезентативті  қате  деп  атайды.  Статистикалық  қатенің  шамасы  іріктеуге 
кіретін  сандық  мүшелерге  және  белгінің  ӛзгеру  дәрежесіне  байланысты. 
Неғұрлым белгінің ӛзгеруі күшті болса, соғұрлым статистикалық қатесі де кӛп 
болады;  іріктеу  кӛлемі  кӛп  болса,  қатесі  де  аз  болады.  Осы  қателер  басты 
жиынтықтағы  сенімділік  шекараларын,  іріктеу  және  айырма  кӛрсеткіштерінің 
сенімділігін,  ғылыми-зерттеу  жұмыстарында  іріктеу  кӛлемін  анықтауда 
қолданылады.  Сатистикалық  қатені  m  әріпімен  белгілеп,  параметр  жазуының 
астыңғы жолына жазады.Сенімді интервалдар деп соңғы мағынаны, яғни оның 
шегінде  басты  жиынтық  параметрінің  болуын  айтады.  Вариациялық 
статистиканың  пайымдауынша,  басты  жиынтықтың  орташа  арифметикалығы 
±3m шекарасында жатады, орташа арифметикалықтан (бірге(σ  және С) іріктеу 
зерттеулерінде;  кӛп  жағдайда  бұл  жақын  келеді.Орташа  арифметикалықтың 
қатесін (
) мына формула бойынша есептейді: 

42
 
 
 
 
Белгілі  нүктелік  таңдама  сипаттамалар  бойынша  интервалды  баға  немесе 
сенімділік  интервалын  құруға  болады,  онда  қандай  да  бір  ықтималдықпен 
генералды  параметр  орналасады.  Белгілі  таңдама  кӛрсеткіштер  негізіндегі 
генералды параметрлер туралы сенімді түрде айтуға келетін болып есептелген 
ықтималдықтар  сенімді  деп  аталады.  Әдетте  медициналық-биологиялық 
зерттеулерде Р=0,95 (95%) сенімділік ықтималдығының мәні қолданылады.  
Параметрдің  нақты  мәнінің  осы  шектерден  шығу  ықтималдығы  1–
0,95=0,05 (5%)-тен аспайды. Сенімділік ықтималдықты толықтыратын шаманы 
әдетте α деп белгілейді. Орталық шекті теоремадан білетініміздей, таңдамалар 
алынған  бастапқы  жиынтықтың  тарамдалуына  тәуелсіз  таңдама  орташалар 
жуықтап  алғанда  қалыпты  тарамдалуға  ие.  Осылайша,  таңдама  орташа  мән 
үшін  сенімділік  интервалы 
  және 
  мәндерінің  арасында 
орналасқан,  мұндағы  m
x 
орташаның  стандартты  қатесі,  t
α
–  Стьюдент 
коэффициенті,  п  таңдама  кӛлеміне  тәуелді  (немесе  сәйкес  f  бостандық 
дәрежелірінің  саны)  шама  және  сенімділік  ықтималдығының  таңдалған 
деңгейіне тәуелді шама Стьюдент тарамдалу кестелері бойынша анықталады. t
α
 
коэффициент  шамасы  сенімділік  ықтималдығын  1-ге  дейін  толықтыратын  α 
деңгейінде  кесте  бойынша  анықталады,  яғни  сенімділік  ықтималдығы  95% 
жағдайда интервал симметриясы ескерілгенде (1-0,95)=0,05 деңгейінде. Орташа 
мәндерді  салыстыру  үшін  параметрлік  емес  критерийлердің  толық  қатары 
қолданыла алады, олардың ішінде маңызды орынды рангілі критерийлер алады.  
Осы  критерийлерді  қолдану  салыстырылатын  топтардың  мүшелерін 
ранжирлеуге 
негізделген. 
Бұнда 
ранжирленген 
қатардың 
мүшелері 
салыстырылмайды, олардың реттік нӛмірдері немесе рангілері салыстырылады. 
Салыстырылатын  тәуелсіз  таңдамалардың  бір  генеральды  жиынтыққа  қатысы 
туралы  болжамды  тексеру  үшін  Манна—Уитни  U-критерийін  келтіреміз.  Екі 
таңдаманың  барлық  мәндерін  бір  қатарға  ӛсу  ретімен  біріктіреміз.  Осы 
қатардың әрбір элементіне 1-ден N= n
1
+ n
2
–ға дейін номер (ранг) береміз. Егер 
қатардың  бірнеше  элементтері  шамалары  бойынша  сәйкес  келсе,  онда 
әрқайсысына  олардың  номерлерінің  арифметикалық  орташасына  тең  ранг 
беріледі.  Бірінші  таңдаманың  R
1
  рангілерінің  суммасын  және  екінші 
таңдаманың  R
2
  рангілерінің  суммасын  анықтаймыз  және  статистикаларды 
есептейміз:  
 
U критерийі ретінде осы сандардың ең кішісін таңдаймыз. Егер оның мәні 
кестеде  α  мәнділік  деңгейінің  бойында  және  f  бостандық  дәрежелерінің  саны 

43
 
 
(кіші  таңдама кӛлемі) үшін кӛрсетілген  критикалық  мәннен үлкен  болса, онда 
нольдік  болжам  қабылданады,  яғни  таңдамалар  арасындағы  айырмашылықтар 
сенімді  емес.  Кері  жағдайда  Н(1)  қабылданады.  Егер  нольдік  болжам  дұрыс 
болса  және  таңдамалар  бір  генеральды  жиынтықтан  алынса,  онда  біріккен 
вариациялық  қатардың  бір  жағынан  бір  таңдаманың  бақылаулары  артық 
болады  дей  алмаймыз.  Олардың  мәндері  барлық  жалпыланған  қатар  бойымен 
біртекті тарамдалған болу керек. Осылайша, R статистиканың ӛте үлкен немесе 
ӛте кішкентай мәндері гольдік болжамның дұрыстығына күмән келтіреді. 
Егер х пен у кездейсоқ шамалар қалыпты тарамдалса, олардың сызықтық 
байланысының  күшін  Пирсон  корреляция  коэффициенті  арқылы  есептеуге 
болады; 



























n
у
у
n
х
х
n
у
х
ху
r
2
2
2
2
*
 
Есептелген корреляция коэффициенті жиынтықтың генералды корреляция 
коэффициентінің  таңдамалы  бағасы  болып  табылады,  яғни,  кез  келген 
кездейсоқ шама сияқты m
г
 қатесі бар. Сол себепті корреляция жоқтығы туралы 
болжамды тексеру керек. Болжамдарды тұжырымдамасын жасайық: 
-
 
Н0 - r=0 (айнымалылар арасында байланыс жоқ) 
-
 
Н1 - r.≠0 
-
 
α мәнділік деңгейін берейік. 
Критерий статистикасы келесі теңдік болып табылады: 
2
1
2



n
r
r
t
 
мұндағы  t  -  (п-2)  бостандық  дәрежелі  Стьюдент  тарамдалуы  бар  
статистика. Егер t сенімділіктің берілген деңгейінің критикалық мәнінен үлкен 
болса,  онда  нӛлдік  болжам  қабылданбайды.Корреляция  коэффициенті  келесі 
аралықта орналасады: -1 ≤ r ≤ 1. 
Егер  r  <  0,  онда  х  шамасы  артқан  сайын  оларға  сәйкес  келетін  у  екінші 
вариациялық  қатардың  мәндері  кемиді.  Егер  r>  0,  онда  бір  шаманың  мәні 
артқан сайын екіншісі де артады. Егер r =0, онда х және у шамалары абсолютті 
тәуелсіз. r = 1 болғанда шамалар арасында тура пропорционал функционалдық 
тәуелділік  бар  (  медициналық-биологиялық  зерттеулерді  ӛте  сирек  жағдай).  7 
суретте  тәуелділіктің  бірнеше  типтік  варианттары  және  оларға  сәйкес  келетін 
корреляция коэффициенттерінің мәндері кӛрсетілген (сурет 2). 

44
 
 
 
Сурет 2 – X және Y айнымалылары арасындағы тәуелділік 
варианттарының және олардың сәйкес Пирсон корреляция коэффициенттерінің 
схемалық сызбасы. 
 
 
 
 
r=0
 
б) 
r=+0,5
 
r=+0,8
 
в) 
r=-0,5
 
г) 
r=+1
 
д) 
r=-1
 
е) 
а) 

45
 
 
3 
ЖҤРЕКТІҢ  ТУА  БІТКЕН  ДАМУ  АҚАУЛАРЫНЫҢ  ТАРАЛУЫ  
МЕН ҚҦРЫЛЫМЫ 
Нәрестелер 
мен 
ерте 
жастағы 
балаларға 
кардиохирургиялық, 
кардиологиялық  және  педиатриялық  (неонатологиялық)  кӛмек  кӛрсетуді 
жақсарту  болып    ЖТБДА  таралуы  мен  құрылымдық  ерекшеліктерін  анықтау 
болып табылады. Осы мақсатта зерттеуге алынған уақыт аралығындағы  (2014-
2015жж.) ЖТБДА бар 1 жасқа дейінгі балаларға Қазақстан Республикасындағы 
таралу кӛрсеткіштерімен салыстыра отырып Жамбыл Облысы бойынша таралу 
мен  құрылымдық  ерекшеліктеріне  терең  талдаулар  жүргізілді.
 
Зерттеу 
обьектісін:  жүректің  тума  даму  ақаулары  бар  бір  жасқа  дейінгі  және  ӛмірінде 
алғаш рет анықталған балалар құрады. Зерттеу нысандары: жүректің тума даму 
ақаулары,  ЭхоКГ,  ЭКГ  және  кеуде  сарайының  рентгенографиясы  сияқты 
аспаптық  тексерулерден  тұрды.  Зерттеудің  жүргізілетін  орны:  Тараз 
қаласындағы  «Ғылыми-клиникалық  кардиохирургия  және    трансплантология 
орталығы»;  Жамбыл  «Облыстық  перинаталды  орталығы»;  Алматы  қаласы, 
«Педиатрия  және  балалар  хирургиясы  Ғылыми  Орталығы»;  Алматы  қаласы, 
«Перинаталды орталық және балалар кардиохирургиясы» болып табылды. 
3.1  Қазақстан  Республикасы  бойынша  бала  тҧрғындарының  негізгі 
демографиялық қысқаша сипаттамасы 
Қазақстан  Республикасындағы  демографиялық  саясат  –  бала  тууды 
ұлғайтуға, саламатты ӛмір салтын қалыптастыруға, ӛлім-жітімді азайтуға және 
соның  нәтижесінде  адамдардың  ӛмір  сүру  сапасын  арттыруға  және  ӛмір  сүру 
ұзақтығын ұлғайтуға бағытталған. 
Қазақстан  Республикасы  Ұлттық  экономика  министрлігі  Статистика 
коммитетінің деректеріне сүйенсек, 2015 жылғы 1 қаңтардағы жағдай бойынша 
халық  саны  -  17  417  673  адамды  құрады.  2014  жылмен  салыстырғанда  халық 
саны 256 889 адамға ӛскен  (2013 жылғы 1 қаңтардағы адам саны - 17 160 774 
адам).  ҚР  халқының  құрылымында  0-17  жастағы  балалардың  үлесі  –  2015 
жылдың  басында  30,4%(2014ж.  –  30%)  құрады.  ҚР  0-17  жастағы  балалардың 
(соның  ішінде  1  жасқа  дейінгң  балалардың  саны)  саны  тӛмендегі  кестеде 
кӛрсетіледі (кесте 4). 
 
Кесте 4 — Қазақстан Республикасындағы 0-17 жастағы балалардың саны 
 
Жасы 
Барлық жыныстар 
бойынша 
Ұлдар 
Қыздар 
2014 
2015 
2014 
2015 
2014 
2015 
1 
2 
3 
4 
5 
6 
7 
Бүкіл халық  17 160 774 
17 417 673 
8 284 815 
8 414 523 
8 875 959 
9 003 150 
Оның ішінде 
0-17жас 
5 151221 
5 298488 
2 643 182 
2 719 810 
2 508 039 
2 578 678 
0 
383507 
396714 
197722 
204197 
185785 
192517 
1 
375693 
382464 
192521 
197173 
183172 
185291 
2 
366782 
375237 
188593 
192258 
178189 
182979 

46
 
 
4-кестенің жалғасы 
1 
2 
3 
4 
5 
6 
7 
3 
361640 
366372 
185654 
188383 
175986 
177989 
4 
349845 
361257 
180309 
185436 
169536 
175821 
5 
346494 
349421 
177571 
180104 
168923 
169317 
6 
306013 
346119 
157237 
177351 
148776 
168768 
7 
289150 
305621 
148812 
157030 
140338 
148591 
8 
270012 
288853 
138649 
148634 
131363 
140219 
9 
266775 
269704 
137637 
138474 
129138 
131230 
10 
245306 
266477 
125694 
137489 
119612 
128988 
11 
233005 
244993 
118938 
125529 
114067 
119464 
12 
221893 
232720 
113736 
118794 
108157 
113926 
13 
224258 
221641 
114482 
113597 
109776 
108044 
14 
218007 
223984 
111811 
114313 
106196 
109671 
15 
224133 
217747 
114753 
111656 
109380 
106091 
16 
225500 
223850 
114915 
114596 
110585 
109254 
17 
243208 
225314 
124148 
114796 
119060 
110518 
 
Осы  кӛрсеткіштердің  ішінен  0-1  жастағы  балалардың  санын  іріктеп  алу 
барысында анықталды: республикадағы бір жасқа дейінгі балалардың саны– 
396 714, бұл 2014 жылға қарағанда 13207 балаға артық  (2014 жылы – 383 
507). 
Ана  мен  баланы  қолдау  жӛніндегі  шаралар  жүйесін  іске  асыру  бала 
тұрғындарының санын сақтауға және ұлғайтуға ықпал етеді. 
Республикада  жалпы  тұрғылықты  халықтың  56,6%  (2014  жылы  –  54,9% 
қалалық  елді  мекенде  тұрып  жатыр,  оның  ішінде  –  2  769  743    балалар  (52%) 
құрайды  (2014  жылы–  2  576  201,  50%  ).  ҚР  Облыстары  бойынша  балалардың 
таралу кӛрсеткіші тӛмендегі кестеде кӛрсетіледі (кесте 5). 
 
Кесте  5  –  Қазақстан  Республикасындағы    балалардың  аймақтар  бойынша 
таралуы 
 
Облыстар 
Қалалық 
Ауылдық 
барлығы 
ер 
әйел  барлығы 
ер 
әйел 
1 
2 
3 
4 
5 
6 
7 
Бүкіл халық 
9868641 
4636579 
5232062 
7549032 
3777944 
3771088 
Оның ішінде 
0-17жас 
2769743 
1423546 
1346197 
2528745 
1296264 
1232481 
Ақмола 
90675 
46632 
44043 
105688 
54039 
51649 
Ақтӛбе 
145359 
75011 
70348 
98902 
50826 
48076 
Алматы 
146445 
75142 
71303 
471709 
241885 
229824 
Атырау 
95283 
48760 
46523 
109506 
56297 
53209 
Шығыс Қазақстан  189142 
96963 
92179 
154917 
79316 
75601 
Жамбыл 
150966 
77685 
73281 
245486 
125859 
11962780 
Батыс Қазақстан 
80883 
41520 
39363 
93209 
48036 
45173 
Қостанай 
99348 
51163 
48185 
103959 
52922 
51037 
Қызылорда 
116709 
59988 
56721 
158947 
81387 
77560 
Маңғыстау 
104663 
53933 
50730 
119954 
61836 
58118 

47
 
 
5-ші кестенің жалғасы 
1 
2 
3 
4 
5 
6 
7 
Солтүстік 
Қазақстан 
51554 
26642 
24912 
84528 
43581 
40947 
Оңтүстік 
Қазақстан 
474198 
243559 
230639 
634609 
324685 
309924 
Алматы қаласы 
385484 
198668 
186816 
0 
0 
0 
Астана қаласы 
241793 
124302 
117491 
0 
0 
0 
 
2015  жылғы  1  қаңтардағы  жағдай  бойынша  балалардың  кӛп  үлестік 
мӛлшері  Оңтүстік  Қазақстан  (1  108  807),  Алматы  (618  154),  Жамбыл 
облыстарында  (396  452)  және  Алматы  қаласында  (385  484)    байқалады. 
Балалардың ең тӛменгі таралу кӛрсеткіштері Солтүстік Қазақстан(136 082) мен 
Батыс Қазақстан облыстарында (174 092) анықталады. 
 

жүктеу/скачать 2,59 Mb.

Достарыңызбен бөлісу: