<< Пред. стр. 2 (из 4) След. >>
Список литературы по разделу
Различают таблицы полные и краткие. В полных таблицах возрастные интервалы равны одному году, в кратких - пяти годам. Целесообразно рассмотреть взаимосвязи показателей таблиц смертности на примере полных таблиц. В них с переходом от возраста "х" к возрасту "х + 1" число доживающих lx будет последовательно уменьшаться на величину числа умирающих в возрасте "х", т.е. dx. Математически эта связь выглядит следующим образом:
Lx+1 = lx - dx (6.5.1)
Если проследить эту последовательность (порядок) вымирания поколения, начиная с основания таблицы смертности, то она будет выглядеть следующим образом: l0 = 1 или 10000 или чаще 100000 - d0 = l1 - d1 = l2 - d2 = l3 и т.д. В общем виде эту последовательность можно записать так: lx+1 = lx - dx (для полных таблиц) и lх+п = lx - dx+n, где п - длина возрастного интервала.
Каждый родившийся рано или поздно умирает, и в конечном счете число умерших (из каждого поколения, численность которых мы определили заранее) составит l0, т. е. число родившихся, или
где ? -1 - предельный возраст, до которого доживает последний человек из поколения родившихся.
Формула (6.5.1) может быть использована в различных перестановках, к примеру:
lx = lx+1 + dx; dx = lx - lx+1, и т.д.
Вероятность смерти в возрасте "х" (в возрастном интервале от "х" до "х+1") ? qx - определяется в соответствии с правилами теории вероятностей как отношение числа умирающих в возрасте "х" - dx к числу доживающих до этого возраста, т.е. lz. В виде формулы эта связь выглядит так:
(6.5.2)
Из формулы хорошо видно, что вероятность смерти qx можно интерпретировать и как долю умирающих в возрасте "х" из числа доживающих до начала возрастного интервала "х".
Напротив, вероятность дожития до возраста "х + 1" - рх для тех, кто дожил до возраста "х" (до начала возрастного интервала "х"), будет определяться как отношение числа доживающих до возраста "х + 1" к числу доживших до возраста "х" (до начала возрастного интервала "х"). Запишем эту связь в виде формулы:
(6.5.3)
Отсюда можно так же, как и в предыдущей формуле, видеть, что вероятность дожития есть не что иное, как доля переживающих возраст "х" из числа доживающих до его начала.
Формулы (6.5.2) и (6.5.3) так же, как и (6.5.1), используются в виде различных преобразований, например: lx+1 = lxрх; dx = lxqxb и т. д.
Поскольку мы рассматриваем смертность, то в пределах одного возрастного интервала возможна только единственная альтернатива: либо пережить этот интервал и благополучно отметить следующий день рождения, либо, увы, не дожить до него. Иначе говоря, сумма вероятностей дожития до следующего возраста либо умереть, не дожив до него, равна единице, что можно изобразить в виде формулы:
qx + рх = 1. (6.5.4)
Эта простейшая формула оказывается, однако, очень полезной, так как, зная одну из двух вероятностей, всегда легко найти вторую (вычитанием из единицы).
Начав прослеживать закономерное уменьшение чисел доживающих с основания таблицы смертности, замечаем вскоре, что: l1 = l0p0.
Если основание таблицы l0 = 1, то, естественно, l0 в формуле можно опустить, и она примет вид: l1 = р0.
Далее, следуя той же логике: l2 = l1p1. Подставим вместо l1 его значение из предыдущей формулы (l1 = р0). Получим: l2 = р0 p1. Затем: l3 = l2р2 = p0p1p2 и т.д. Отсюда, кстати, видно, что число доживающих - нечто иное, как произведение вероятностей дожития, или, иначе говоря, оно само - тоже вероятность, вероятность для новорожденного дожить до возраста "х". В обобщенном виде эту связь можно записать и так:
lx = p0p1p3 x .......... x px-1. (6.5.5)
Поскольку в практических расчетах основание таблицы смертности принимается равным не 1, а 10000 и чаще всего 100000, то l0 опускать не приходится и формула (6.5.5) выражается в следующем виде:
lx = l0p0p1p2p3 x .......... x px-1.
Здесь, пожалуй, самое время сказать, что в таблицах смертности нет ни одного доживающего или умирающего. Вообще - ни одного человека. Одна смерть в чистом виде. Одни вероятности и доли. В этом их большое преимущество перед другими измерителями уровня смертности, поскольку при отсутствии человека нет и зависимости показателей таблиц смертности от возрастной структуры населения. Наименования "числа доживающих", "числа умирающих" - опять же условные наименования, не более того.
Рис. 6.2. Вероятность умереть qx для мужского и женского населения СССР, 1986-1987 гг.
Последовательность изменений чисел доживающих lx графически представляет собой линию дожития, характеризующую порядок вымирания поколения. Чем ниже уровень смертности, чем большая доля родившихся (поколения) доживает до старших возрастов, тем более выпуклой формы будет кривая дожития (см. рис.6.4).
Числа живущих. В таблицах смертности числа доживающих показывают долю остающихся в живых к началу каждого следующего года возраста, то есть к возрасту "x" лет остается в живых часть поколения lx, к возрасту "х + 1" - часть lx+1, и т.д.
Однако на самом деле при переходе от одного возраста к следующему численность поколения убывает непрерывно, поэтому число живущих в возрасте "х" есть некоторая средняя величина между значениями чисел доживающих lx и lx+1. Если разбить каждый год возраста на предельно малые промежутки времени и с помощью дифференциального исчисления определить средние величины живущих в каждом таком мельчайшем интервале, то изменение чисел живущих определяется путем интегрирования таких средних. В реальности интегрирование заменяется суммированием.
Рис. 6.3. Число умирающих dx мужчин и женщин СССР,
1986-1987 гг.
На практике обычно мы не располагаем значениями чисел доживающих lx, для более дробных возрастных интервалов, чем год. Поэтому для средних возрастов, в которых число доживающих изменяется почти прямолинейно, число живущих рассчитывается как обычная средняя арифметическая величина из двух чисел доживающих, на начало и конец возрастного интервала, т. е.:
(6.5.6)
На тех же участках кривой дожития, где ее кривизна значительна, число живущих определяют по формуле, учитывающей эту кривизну:
(6.5.7)
где dx - число умирающих в таблицах смертности; тх - возрастные коэффициенты смертности того же населения, для которого строились таблицы смертности.
Обычно по формуле (6.5.7) рассчитывают число живущих для всех участков кривой дожития, кроме самых первых детских возрастов, для которых используются специальные формулы (мы познакомимся с ними позднее, при построении краткой таблицы смертности).
Средняя ожидаемая продолжительность жизни. Число живущих можно трактовать также и как число человеко-лет, прожитых всем поколением родившихся в интервале возраста "x". Тогда, следовательно,
Рис. 6.4. Линии дожития lx мужского и женского населения СССР, 1926-1927, 1958-1959, 1986-1987 гг.
поколение родившихся l0 проживет на первом году жизни (т.е. в возрасте 0 лет) L0 лет, на 2-м году - LI лет, на 3-м - L2 лет и т.д., а всего:
(6.5.8)
где Т0 - число человеко-лет, которое предстоит прожить данному поколению родившихся.
Если эту сумму человеко-лет разделить на первоначальную численность поколения, т.е. на число родившихся l0, то получим очень важный социальный показатель, который называется показателем средней ожидаемой продолжительности жизни.
Средняя ожидаемая продолжительность предстоящей жизни22 - это число лет, которое проживет один человек в среднем из данного поколения родившихся при условии, что на всем протяжении жизни этого поколения смертность в каждой возрастной группе будет оставаться неизменной на уровне расчетного периода.
Продолжительность предстоящей жизни рассчитывается для новорожденных (или иначе говорят - ожидаемая продолжительность жизни при рождении) и для достигших некоторого возраста "х".
В виде формул расчет обеих средних можно представить следующим образом.
Для новорожденных:
(6.5.9)
Поскольку при расчете средней продолжительности предстоящей жизни для новорожденных основание таблицы смертности l0 = 1, его можно опустить, и окончательно этот показатель выражается в виде суммы чисел живущих в жизненном интервале от рождения поколения до его полного исчезновения.
Для людей, достигших определенного возраста "x", расчет отличается лишь тем, что число доживающих до возраста "х", в знаменателе дроби уже меньше 1 и его опускать нельзя.
(6.5.10)
6.6. Расчет кратких таблиц смертности
Для анализа состояния и тенденций уровня смертности чаще всего бывает достаточным использование кратких таблиц смертности, т.е. по пятилетним возрастным интервалам. Для их построения необходимо располагать пятилетними возрастными коэффициентами смертности или данными для расчета таких коэффициентов. Обычно достаточно рассчитать лишь одну колонку таблиц, lx , qx или px , а все остальные колонки, кроме Lx , рассчитываются на основе взаимосвязей показателей таблиц смертности, представленных выше.
Для перехода от возрастных коэффициентов смертности тх к вероятностям смерти qx используется обычно одна из двух формул:
(6.5.11)
(6.5.12)
где qx - вероятность смерти в возрасте "х"; тх - возрастной коэффициент смертности; n - длина возрастного интервала.
Все остальные формулы показаны выше.
Построим для примера краткие таблицы смертности мужского населения России за 1995 г. и рассмотрим алгоритм расчета (см. таблицу 6.5).
1 . Из двух методов расчета по формулам (6.5.10) и (6.5.1 1) выберем второй метод - по показательной функции, потому, что она лучше, чем первая, учитывает кривизну изменения чисел доживающих lx. При этом вместо колонки вероятностей смерти qx будем рассчитывать колонку ее дополнения до единицы, т.е. вероятность дожития до следующего возраста, px. Таким путем мы избежим большого числа вычитаний из единицы.
2. Но сначала нужно возрастные коэффициенты смертности разделить на 1000 (т.е. перевести их из промилле в доли единицы) и перемножить на длину соответствующих возрастных интервалов. Для первого возрастного интервала 0 лет множитель будет равен 1, для второго - 1 - 4 года - 4, для остальных интервалов - 5.
3. Затем, возводя основание натурального логарифма "е" в отрицательную степень, равную произведению возрастного коэффициента смертности на длину возрастного интервала, находим значения колонки вероятностей дожития px (колонка 3 в таблице 6.5).
4. Следующая колонка - чисел доживающих "lx". Первое значение числа доживающих для возраста 0 лет - основание таблицы смертности 100000 (константа, которую всегда нужно помнить). Умножив 100000 на число доживающих p0, получаем число доживающих l1, умножив l1 на p1, получаем l2, и так - все значения колонки чисел доживающих до возраста "85 лет и старше".
5. Затем рассчитываем значения колонки dx как разность между соседними числами доживающих, т.е. 100000 - l0 = d0; l1 - l2 = d1, и т.д.
6. Далее рассчитываем числа живущих. Для всех возрастных интервалов, кроме первых двух ранних детских, числа живущих рассчитываются по формуле Lx = dx / тх. Для первых двух возрастных интервалов - 0 и1-4 - числа живущих определяются иначе ввиду резкой кривизны изменения линии дожития на этом участке. Так число живущих в возрасте 0 лет определяется уравнением L0 = l0 ? 2 / 3dx . Число живущих в следующем детском возрастном интервале 1-4 года определяется из следующего уравнения 4L1 = 1,704l1 + 2,533l5 ? 0,237l10. Число живущих в так называемом открытом возрастном интервале - 85 лет и старше - определяется по формуле L85+ = l85 / m85+. Поскольку все дожившие до 85 лет раньше или позже умрут после этого возраста, d85+ = l85.
Таблица 6.5
Расчет таблиц смертности мужского населения
России в 1995 году
Возрастные группы
(лет)
тх (в долях единицы)
lx
dx
А
1
2
3
4
5
0
0,0205
0,0205
0,97971
100000
2029
1 - 4
0,0012
0,0048
0,99521
97971
469
5-9
0,0007
0,0035
0,99651
97502
341
10-14
0,0007
0,0035
0,99651
97,161
339
15-19
0,0024
0,0120
0,98807
96822
1155
20-24
0,0043
0,0215
0,97873
95667
2035
25-29
0,0054
0,0270
0,97336
93632
2494
30-34
0,0074
0,0370
0,96368
91138
3310
35-39
0,0100
0,0500
0,95123
87828
4283
40-44
0,0141
0,0705
0,93193
83545
5687
45-49
0,0193
0,0965
0,90801
77858
7162
50-54
0,0273
0,1365
0,87241
70696
9021
55-59
0,0340
0,170
0,84366
61675
9642
60-64
0,0471
0,2355
0,79018
52033
10917
65-69
0,0613
0,3065
0,73602
41116
10854
70-74
0,0779
0,3895
0,67740
30262
9763
75-79
0,1091
0,5455
0,57955
20499
8619
80-84
0,1555
0,7775
0,45955
11880
6420
85 и старше
0,2252
5460
Таблицы 6.5 (продолжение)
Возрастные группы
(лет)
Lx
Tx
ex
exоф
Разность
ех - ехоф
А
6
7
8
9
10
0
98647
5817496
58,17
58,27
?0,10
1-4
390888
5718849
58,37
58,49
?0,12
5-9
487143
5327961
54,64
54,78
?0,14
10-14
484286
4840818
49,82
49,97
?0,15
15-19
481250
4356532
45,00
45,12
?0,12
20-24
473256
3875282
40,51
40,64
?0,13
25-29
461852
3402026
36,33
36,48
?0,15
30-34
447297
2940174
32,26
32,40
?0,14
35-39
428300
2492877
28,38
28,51
?0,13
40-44
403333
2064577
24,71
24,85
?0,14
45-49
371088
1661244
21,34
21,47
?0,13
50-54
330440
1290156
18,25
18,43
?0,18
55-59
283588
959716
15,56
15,70
?0,14
60-64
231783
676128
12,99
13,13
?0,14
65-69
177064
444345
10,81
10,79
+0,02
70-74
125327
267281
8,83
8,74
+0,09
75-79
79001
141954
6,92
6,96
?0,04
80-84
41286
62953
5,30
5,47
?0,17
85 и старше
21667
21667
3,97
4,23
?0,26
7. Значения колонки чисел живущих в возрастах старше "x" - Тх - получаются суммированием чисел живущих Lx с последовательным наращиванием суммы от конца ряда к началу.
8. Теперь путем деления чисел живущих в возрасте "х" лет и старше - Tx - на соответствующие числа доживающих - lx - определяется средняя ожидаемая продолжительность предстоящей жизни - еx (колонка 8).
9. В колонке 9 показаны значения средней продолжительности жизни для всех возрастов, рассчитанные Госкомстатом России, а в колонке 10 - разность между значениями средней продолжительности жизни, рассчитанными нами по кратким таблицам смертности и сотрудниками госстатистики - по полным таблицам. Как видим, разница невелика, можно даже сказать - несущественна.
6.7. Уровень средней ожидаемой продолжительности
жизни в России и его динамика
По данным Госкомстата России, средняя продолжительность жизни в стране в 1997 г. составила у мужчин 60,89 года, у женщин - 72,75 года. После резкого падения этого показателя в первой половине 90-х гг. - у мужчин почти на 6,2 года, у женщин - на 3,1 года, - в последние два года продолжительность жизни начала увеличиваться, и довольно быстро. Только затри года, 1995-1997, она увеличилась на 3,3 года у мужчин и на 1,6 года у женщин. Возможно, это не кратковременное колебание волны, а начало новой тенденции, свидетельство преодоления нашим народом шокового состояния и адаптации его к новым экономическим и социальным реалиям жизни. Но все же средняя продолжительность жизни нашего населения остается относительно низкой по сравнению с большинством экономически развитых стран и даже ряда развивающихся (см. таблицу 6.6).
В 1995 г. из 196 стран, по которым ООН рассчитывает среднюю продолжительность жизни (или получает данные из стран), Россия занимала 140-е место по продолжительности жизни мужчин и 100-е место - по продолжительности жизни женщин. Такое отставание нельзя оправдать никакими "объективными" причинами.
Таблица 6.6
Средняя ожидаемая продолжительность предстоящей жизни
населения (для новорожденных) в России и отдельных странах мира в 1997 году
Страны
Коэффициент младенческой смертности,
‰
Средняя продолжительность
жизни e0
Разность
(лет)
Мужчины
Женщины
Россия
17,2
60,89
72,75
11,86
Япония
4,1
76,80
83,16
6,36
Швеция
3,9
76,42
81,89
5,47
Израиль
8,3
76,34
80,18
3,84
Франция
5,8
74,44
82,53
8,09
Великобритания
6,0
74,40
79,78
6,68
Германия
5,3
73,64
80,16
6,52
Коста-Рика
13,32
73,41
78,36
4,95
Тайвань
6,7
73,28
79,30
6,02
Куба
8,0
73,17
77,97
4,80
США
6,6
72,25
79,49
6,74
Чили
10,8
71,69
78,22
6,53
Аргентина
19,7
70,67
78,12
7,45
Южная Корея
8,0
70,01
77,69
7,68
Китай
47,6
68,07
70,64
2,57
Вьетнам
37,2
65,03
69,86
4,83
Индия
65,5
61,68
63,18
1,50
Украина
21,9
59,93
71,91
11,98
6.8. Средняя интервальная продолжительность
предстоящей жизни
Средняя продолжительность жизни для новорожденных и для достигших любого возраста "х" является наилучшим показателем для характеристики уровня и динамики смертности. Ее главным достоинством является независимость от возрастной структуры населения. Однако и у нее есть недостаток. Она зависит от возрастной структуры самой смертности. К примеру, в 1997 г. средняя продолжительность жизни мужского населения в Латвии и Узбекистане была почти одинаковой, соответственно, 60,8 и 60,7 года. Но одновременно уровень младенческой смертности в Узбекистане почти в 4 раза превышал аналогичный уровень в Латвии (соответственно, 70,5 и 17,7). В то же время по таблицам смертности известно, что в старших возрастных группах уровень смертности в Узбекистане значительно ниже, чем в Латвии. То есть хотя средняя продолжительность жизни для новорожденных в целом мало различается в Латвии и Узбекистане, ее величина в разных возрастных группах может сильно различаться. Кроме того, величина средней продолжительности жизни для новорожденных в немалой степени зависит от того, как статистики определяют число живущих в самых старших возрастах. Поэтому представляется полезным рассчитывать так называемую интервальную продолжительность предстоящей жизни, т.е. продолжительность жизни в ограниченном снизу и сверху возрастном интервале. Такая продолжительность жизни зависит только от распределения чисел живущих в исследуемом возрастном интервале и не подвержена влиянию никаких других структурных факторов. Поэтому возможности сопоставимости такого показателя значительно лучше, чем обычной средней продолжительности жизни для новорожденных или для достигших некоторого возраста "x".
Рассчитывается интервальная продолжительность жизни довольно просто, в двух вариантах: 1) для новорожденных и 2) для достигших некоторого возраста "х".
Сначала посмотрим формулу в общем виде, для любого интервала:
(6.8.1)
где x+nех - средняя ожидаемая продолжительность предстоящей жизни в интервале "x+n"; Тх - число человеко-лет предстоящей жизни поколения в возрасте "х" и старше; Тх+п - число человеко-лет предстоящей жизни поколения в возрасте "x+n" и старше; п - длина возрастного интервала (может быть любым по произволу исследователя).
Иногда публикуются только три колонки таблиц смертности: lx, qx, и ех, по которым невозможно рассчитать колонки Lx и Тх. Тогда можно определить Тх из соотношения ex = Ts / lx, преобразовав его так: Тx = lx ех.
Теперь рассмотрим два вида формул интервальной продолжительности жизни, о которых говорилось выше, для новорожденных и для достигших возраста "x". Отличие первой формулы от второй состоит лишь в знаменателе дроби формулы (6.8.1). При расчете интервальной продолжительности жизни для новорожденных в знаменателе показателя любых выделенных интервалов находится одно и то же число l0 - основание таблицы. Поэтому показатели интервальной продолжительности жизни любых выделенных возрастных интервалов могут суммироваться и в итоге дают общую среднюю продолжительность жизни. Показатели же интервальной продолжительности жизни для достигших определенного возраста подобным свойством не обладают, поскольку у них в знаменателе дроби разные числа доживающих, числа доживающих до начала каждого возрастного интервала (с увеличением возраста эти числа последовательно уменьшаются). Посмотрим, как работает показатель средней интервальной продолжительности предстоящей жизни на примерах, выделив ряд возрастных интервалов.
Рассмотрим для примера динамику средней продолжительности жизни мужского населения СССР за десятилетие 1958-1970 гг. (см. таблицу 6.7).
Таблица 6.7
Средняя ожидаемая продолжительность жизни
мужского населения СССР в отдельных возрастных интервалах
в 1958-1959 и 1969-1970 гг.
Годы
Всего
ex
в том числе в возрастных интервалах (лет)
0-14
15-29
30-44
45-59
60-74
75 и ст.
Для новорожденных
1958-1959
64,4
14,1
13,7
13,1
11,7
8,3
3,5
1969-1970
64,4
14,4
14,2
13,3
11,7
8,0
2,8
Разность
0,0
+0,3
+0,5
+0,2
0,0
-0,3
-0,7
Для достигших начала каждого возрастного интервала
1958-1959
64,4
14,1
14,8
14,6
13,9
12,0
8,9
1969-1970
64,4
14,4
14,8
14,5
13,8
11,7
8,0
Разность
0,0
+0,3
0,0
-0,1
-0,1
-0,3
-0,9
За указанное десятилетие средняя ожидаемая продолжительность предстоящей жизни для новорожденных мужчин в СССР вроде бы не изменилась. Как и 10 лет назад, она составляла 64,4 года (другое дело, хорошо ли это. Хорошо было бы, если бы она устойчиво росла). Однако дифференциация общей величины средней продолжительности жизни по возрастным интервалам обнаруживает противоречивую и не совсем благоприятную динамику средней продолжительности жизни. В младших возрастах она выросла, в старших - сократилась. Ее стабильность, вернее, стагнация, которая тоже признак негативный, оказывается на поверку иллюзорной, результатом двух противоположных процессов. В последующие годы сокращение средней продолжительности жизни постепенно передвигалось от старших возрастов к младшим, пока не охватило все возрастные группы. Если бы специалисты и властные структуры вовремя разглядели неблагоприятные симптомы снижения продолжительности жизни нашего народа, можно было бы своевременно начать разрабатывать меры социальной политики, направленные на преодоление нежелательных тенденций. Но время было упущено. Не только из-за безразличного отношения властей предержащих к этой стороне нашей жизни, но и по демографической неграмотности всего общества (правда, одно с другим тесно связано. Демографическая неграмотность и порождает равнодушие к демографической проблеме. Ее просто не замечают).
6.9. Показатели смертности по причинам смерти
Изучение структуры уровня смертности по причинам смерти - необходимое условие в исследовании факторов смертности. Причины смерти связаны с условиями жизни и труда людей, с их образом жизни. Изучая структуру смертности по причинам смерти можно установить роль тех или иных природных и социальных факторов, объективных и субъективных, зависящих и не зависящих от воли отдельного человека.
Для характеристики уровня смертности по причинам смерти используются два основных типа показателей: общие и возрастные коэффициенты. Общий коэффициент смертности по причинам смерти рассчитывается как отношение числа умерших от определенной причины смерти к средней для данного периода времени (обычно год) численности населения. Поскольку сумма чисел умерших от отдельных причин смерти, естественно, равняется общему числу умерших (от всех причин) и в знаменателе дроби при расчете общих коэффициентов смертности от отдельных причин смерти находится одна и та же численность населения, коэффициенты смертности по причинам смерти можно складывать. В итоге эта сумма равна общему коэффициенту смертности.
Ввиду того, что общие коэффициенты смертности, дифференцированные по множеству причин смерти, представляют собой очень малые числа, их выражают не в промилле, а в процентимилле (°/оооо), т.е. в расчете на сто тысяч человек. К сожалению, общие коэффициенты смертности по причинам смерти страдают теми же недостатками, что и не дифференцированные общие коэффициенты, т.е. зависят от различий возрастной структуры населения. Поэтому их необходимо стандартизовать, чтобы избавить от влияния особенностей возрастной структуры. В последние годы Госкомстат России в своих демографических ежегодниках начал регулярно публиковать стандартизованные общие коэффициенты смертности по причинам смерти, которыми и надлежит пользоваться.
Изменения структуры уровня смертности по причинам смерти в нашей стране за последние 30 лет показаны в таблице 6.8. Показатели в таблице стандартизованы по возрастной структуре населения Госкомстатом России (прямым методом), так что они сопоставимы и по полу, и в динамике.
Таблица 6.8
Структура смертности по причинам смерти в России (стандартизованные коэффициенты смертности по основным
классам причин смерти и их удельный вес в процентах к общему коэффициенту, записанному в процентимилле)
Основные классы
причин смерти
Коэффициенты (на 100 000 жителей соответствующего пола)
Удельный вес умерших от данного класса причин смерти в общем числе умерших (в процентах)
1965
1985
1995
1965
1990
1995
Мужчины
Всего умерших от всех причин
1473,2
1807,9
2199,0
100,0
100,0
100,0
в том числе от:
болезней системы кровообращения
648,5
950,7
1051,8
44,0
52,6
47,8
Новообразований
292,3
299,5
309,1
19,9
16,6
14,1
несчастных случаев, отравлений и травм
180,0
239,6
394,7
12,2
13,2
18,0
болезней органов, дыхания
136,0
157,3
142,2
9,2
8,7
6,5
болезней органов пищеварения
42,1
50,7
68,8
2,9
2,8
3,1
инфекционных и паразитарных болезней
69,7
30,5
38,0
4,7
1,7
1,7
всех прочих
104,6
79,6
194,4
7,1
4,4
8,8
Женщины
Всего умерших от всех причин
889,4
966,3
1060,9
100,0
100,0
100,0
в том числе от:
болезней системы кровообращения
504,4
634,0
633,2
56,7
65,6
59,7
Новообразований
160,8
136,9
142,3
18,1
14,2
13,4
несчастных случаев, отравлений, и травм
41,4
60,8
93,6
4,7
6,3
8,8
болезней органов дыхания
63,5
55,2
37,5
7,1
5,7
3,5
болезней органов пищеварения
21,7
22,5
30,7
2,4
2,3
2,9
инфекционных и паразитарных болезней
21,9
9,0
8,4
2,5
0,9
0,8
всех прочих
75,7
47,9
115,2
8,5
5,0
10,9
Если проследить динамику общего коэффициента смертности по Демографическому ежегоднику23, где представлены сплошные динамические ряды коэффициентов смертности по причинам смерти, откуда и заимствованы данные таблицы 6.8, то можно увидеть, что уровень смертности в стране в 1965-1984 гг. Медленно увеличивался и у мужчин, и у женщин, затем немного снизился на короткое время в 1985-1987 гг., что в определенной степени связано с печально знаменитой лихой лигачевской антиалкогольной кампанией24, а затем снова стал расти. В первой половине 1990-х гг. этот рост резко увеличился. И вновь, так же как и после антиалкогольной кампании 1985 года, только с обратным знаком, это повышение - вовсе не прямой результат социально-экономических реформ в нашей стране самих по себе (как это изображают коммунисты и их сторонники), а результат "адаптационного синдрома", психологической растерянности большинства народа, оказавшегося в непривычной и неожиданной ситуации. В 1995-1997 гг. смертность начала снижаться. Думается, это начало новой, положительной тенденции, в которой государственные меры играют определенную, но, возможно, не главную роль. Народ спасает себя сам.
Но вернемся к таблице 6.8 и рассмотрим изменение структуры смертности по причинам смерти. Обращает на себя внимание то, что 80% всей смертности у мужчин и 82% у женщин приходится всего на три класса причин смерти из 1725. Это болезни системы кровообращения, новообразования, несчастные случаи, отравления и травмы. Следует заметить, что все эти причины в большой степени носят "поведенческий" характер, обусловлены в значительной степени образом жизни людей, отношением людей к своему здоровью, их самосохранительным поведением (о нем чуть позже). Здоровье и продолжительность жизни все в большей степени по сравнению с прошлыми эпохами начинает зависеть от воли и усилий самого человека, отдельной личности. Поэтому возрастает роль общественных наук, в частности социологии и психологии, особенно социальной психологии, в борьбе за увеличение средней продолжительности жизни народа. Чтобы оценить остроту проблемы уровня смертности и продолжительности жизни населения в нашей стране,
Таблица 6.9
Стандартизованные по возрасту показатели смертности
по причинам смерти в России и США в 1992 г.
(число умерших на 100 000 жителей)26
Причины смерти
Мужчины
Женщины
Россия
США
Индекс Россия США
Россия
США
Индекс Россия США
Число умерших от всех причин
1803,7
998,8
1,806
918,5
612,5
1,500
В том числе от:
болезней сердца
481,5
325,7
1,478
257,2
191,5
1,343
поражений сосудов мозга
288,3
51,2
5,631
225,3
45,4
4,963
злокачественных новообразований
309,4
248,9
1,243
138,3
163,5
0,846
В том числе от:
новообразований органов дыхания
116,6
87,1
1,339
11,7
39,1
0,299
новообразований молочной железы
-
-
-
21,0
30,6
0,686
пневмонии и гриппа
15,8
32,4
0,488
4,2
20,0
0,210
Хронических болезней печени и цирроза
25,8
15,1
1,709
13,9
6,4
2,172
дорожных и недорожных мототранспортных несчастных случаев
40,8
22,1
1,846
10,5
9,6
1,094
самоубийств и самоповреждений
55,8
19,9
2,804
10,9
4,6
2,370
убийств и повреждений, преднамеренно нанесенных другими лицами
36,4
15,3
2,379
9,7
4,0
2,425
Других внешних причин
159,2
24,9
6,394
36,8
9,6
3,833
всех прочих причин
390,7
243,3
1,606
211,7
157,9
1,341
представляется полезным сравнить показатели смертности по причинам смерти (конечно же, стандартизованные по возрасту) нашей страны с аналогичными показателями какой-нибудь другой страны, хотя бы такой, как США, в которой эти показатели далеко не самые лучшие в мире. Но лучше, чем у нас (см. таблицу 6.9).
В целом уровень смертности в 1992 г. (думается, что данные таблицы 6.9 не перестали быть актуальными за "давностью" лет) в России был выше, чем в США в 1,8 раза у мужчин и в полтора раза - у женщин. От большинства причин уровень смертности в России также намного выше, чем в США. Особенно значительна разница в смертности от сосудистых поражений мозга. Наши мужчины умирают от этой причины в 5,6 раза чаще, чем американцы, женщины - в 5,0 раз. От болезней сердца наши мужчины умирают чаще, чем в США в 1,5 раза, женщины - в 1,3 раза, от хронических болезней печени и цирроза - соответственно в 1,7 и 2,2 раза (какую-то роль здесь играют и злоупотребления алкоголем), от самоубийств - в 2,8 и 2,4 раза, от убийств - одинаково в 2,4 раза и у мужчин, и у женщин, от несчастных случаев, связанных с мототранспортом - в 1,8, но "всего" на 9,4% выше у женщин.
В то же время по некоторым причинам смерти наши данные выглядят более благополучно, чем американские. Так, смертность мужчин от пневмонии и гриппа у нас ниже, чем в США вдвое, а женщин - даже в 5 раз (что, вероятно, свидетельствует о способностях нашей массовой медицины эффективно бороться с эпидемиями). Смертность наших женщин от рака молочной железы ниже, чем в США, на треть, что также, возможно, является результатом профилактических мероприятий нашей медицины. Смертность от злокачественных новообразований органов дыхания у наших мужчин выше, чем в США в 1,4 раза, но у женщин, напротив, ниже втрое, чем в США. Объяснений этому последнему замечательному феномену мне пока не удалось найти.
Наилучшую характеристику смертности дают возрастные коэффициенты смертности по причинам смерти. В принципе они рассчитываются так же, как и общие коэффициенты, но в пределах каждой отдельной возрастной группы.
На базе возрастных коэффициентов смертности по причинам смерти строятся вероятностные таблицы смертности по причинам смерти, которые используются как для анализа состояния и динамики уровня смертности и продолжительности жизни, так и для ее прогноза. Таблицы смертности по причинам смерти позволяют получить представление о том, насколько средняя продолжительность предстоящей жизни изменяется в результате изменения уровня смертности от определенной причины смерти или класса причин.
<< Пред. стр. 2 (из 4) След. >>
Список литературы по разделу