<< Пред. стр. 13 (из 41) След. >>
Список литературы по разделу
103,2±0,9
1977
0,65±0,05
30,8±1,9
101,1±0,9
1978
0,65±0,06
28,4+2,0
102,4±1,0
1979
0,65±0,07
28,6+2,4
102,2±1,2
1980
0,60±0,06
29,7+2,2
101,4±1,1
1981
0,48±0,06
28,7+2,1
101,8±1,1
1982
0,49±0,05
27,6±1,9
102,0+1,0
1983
0,48±0,05
24,8±1,8
103,2+1,0
* Доверительные интервалы соответствуют 5Х-ной доверительной вероятности
71
Рис 8. Историческая динамика общей интенсивности смертности (Л, а также ее
фоновой (2) и возрастной (Д компонент для мужчин Швеции
Значения смертности соответствуют числу умерших в течение года из 1000 мужчин
40-летнего возраста
Рис 9. Историческая динамика средней продолжительности предстоящей жизни мужчин Швеции в XX в
I — средняя продолжительность предстоящей жизни при рождении; 2 — средняя
продолжительность предстоящей жизни в возрасте 20 лет
Поразительным представляется постоянство возрастной компоненты смертности. В самом деле, в XX в продолжительность жизни
людей увеличилась почти вдвое, радикально изменился образ жизни
и соотношение причин смерти. Тем не менее, несмотря на все
социальные преобразования, прогресс медицины и здравоохранения,
возрастная компонента смертности осталась практически неизменной. Следовательно, возрастная компонента смертности определяется не социальными условиями жизни, а значительно более
стабильными биологическими особенностями популяций человека.
Таким образом, в соответствии с критерием исторической стабильности возрастную компоненту смертности (/?ехр(ах)) следует считать
биологической характеристикой, представляющей особый интерес
для биологии продолжительности жизни. То же самое можно сказать
и о параметрах, ее определяющих (/? и а).
Поскольку данный вывод имеет принципиальное значение для
дальнейших исследований биологических основ продолжительности
жизни человека, необходимо прежде всего проверить его достоверность. И в первую очередь важно выяснить, насколько общей
закономерностью является историческая стабильность возрастной
компоненты смертности.
72
Рис 10 Историческая динамика общей интенсивности смертности (Л, а также ее
фоновой (2) и возрастной (3) компонент для женщин Японии
Значения смертности соответствуют числу умерших в течение года из 1000 женщин
40-летнего возраста
Рис 11 Историческая динамика общей интенсивности смертности (Л, а также ее
фоновой <2) и возрастной (3) компонент для женщин Финляндии
Значения смертности соответствуют числу умерших в течение года из 1000 женщин
40-летнего возраста
С этой целью было обработано 150 полных таблиц смертности
людей за период с начала нашего века и до последних лет для
населения следующих стран: Австрии, Англии и Уэльса, Бельгии,
Болгарии. Венгрии. ГДР и ФРГ, Дании, Испании, Италии, Норвегии,
США (белое и небелое население отдельно). Финляндии. Франции,
Швейцарии, Швеции и Японии. Обработка таблиц состояла в расчете
параметров уравнения Гомперца—Мейкема в возрастном интервале
20—80 лет. Чтобы количественно охарактеризовать временные тенденции изменения каждого из параметров, были определены
коэффициенты ранговой корреляции Спирмена между параметрами
A, R, а и временем (на протяжении XX в.). Всего было исследовано по
32 временной зависимости для каждого параметра (данные по
мужчинам и женщинам обрабатывались отдельно). Оказалось, что при
IX-ном уровне значимости временной тренд был достоверен для
параметра А в 25 случаях, для параметра R — только в шести, а для
параметра а — только в пяти из 32 изученных случаев. Важно
подчеркнуть, что даже в тех семи случаях, когда тренд к уменьшению
параметра А не был достоверен, это было обусловлено только тем,
что величина параметра падала крайне резко, быстро приближаясь к
предельному нулевому значению, и в дальнейшем уже существенно
не менялась. Поэтому в данном случае более показательны результаты изучения тенденций для наблюдаемых трендов. Оказалось, что
во всех 32 случаях параметр А имел тенденцию уменьшаться во
73
Рис. 12. Историческая динамика общей интенсивности смертности (Л, а также ее фоновой
(2) и возрастной (5) компонент для мужчин
Италии
Значения смертности соответствуют числу умерших в течение года из 1000 мужчин
40-летнего возраста [см.: Гаврилова и др,
19831
времени (тенденция достоверна). Изменение же параметров Я и а с
историей (увеличение или уменьшение) не проявляло достоверной
тенденции (вывод сделан с помощью критерия знаков для 1Х-ного
уровня значимости).
Проведенный анализ данных показал, что явление исторической
стабильности возрастной компоненты смертности является достаточно общей закономерностью, а не уникальной особенностью мужского населения Швеции. В качестве иллюстрации данного вывода
можно привести еще несколько примеров (рис. 10—12). Следует,
однако, подчеркнуть, что представление об исторической стабильности вовсе не означает абсолютного постоянства возрастной
компоненты смертности во времени. Вполне возможно, что временной ряд значений этой компоненты не является случайным, и
более тщательный анализ выявит скрытые периодичности и даже
тренды. Под исторической стабильностью следует понимать не
абсолютное постоянство, а незначительность наблюдаемых изменений по сравнению с резким изменением общей смертности. Сам факт
небольшого изменения возрастной компоненты смертности не может
рассматриваться в качестве аргумента против ее биологической
природы, поскольку биологические характеристики человеческих
популяций также не остаются абсолютно неизменными (достаточно
вспомнить явление акселерации) В ряде стран действительно
наблюдается тенденция к уменьшению (Швейцария, Англия и Уэльс)
или увеличению (Венгрия) возрастной компоненты смертности.
Причины этих трендов неизвестны и заслуживают специального изучения Вместе с тем в подавляющем большинстве случаев возрастная
компонента смертности оказывается настолько устойчивой к социальным преобразованиям, что этот факт никак нельзя считать случайным.
74
3.4. ЭПИДЕМИОЛОГИЧЕСКИЙ ПОДХОД
К ИЗУЧЕНИЮ БИОЛОГИИ
ПРОДОЛЖИТЕЛЬНОСТИ ЖИЗНИ ЧЕЛОВЕКА
Среди методов изучения биологических основ продолжительности
жизни человека эпидемиологическим исследованиям принадлежит
особая роль, поскольку возможности постановки экспериментов на
человеке ограничены для ученых, но безграничны для природы
Эпидемиология, зародившись как раздел медицинской географии,
изучающий очаги инфекционных болезней и закономерности
развития эпидемий, впоследствии необычайно расширила круг
рассматриваемых проблем. Началось ускоренное и успешное
развитие эпидемиологии неинфекционных заболеваний, и в том числе
эпидемиологии рака [Долл. Пито, 1984]. Традиционные методы
эпидемиологических исследований, основанные на сопоставлении
различных географических районов, дополнились анализом особенностей разных групп населения, живущих на одной и той же территории В результате современная эпидемиология переросла рамки
медицинской географии и чисто медицинской проблематики, превратившись в мощный инструмент разработки фундаментальных
медико-биологических проблем. Одна из них — выяснение биологических основ продолжительности жизни человека.
До последнего времени эпидемиологические исследования проблемы продолжительности жизни ограничивались в основном
анализом феномена долгожительства [Зубов, Козлов, 1982]. Такой
подход имеет, однако, два существенных недостатка. Во-первых,
возраст долгожителей постоянно преувеличивается [Abrams, 1985],
поэтому неясно, что же исследуется: эпидемиология долгожительства или эпидемиология легенд и анекдотов Во-вторых, география
очагов долгожительства может быть обусловлена не современными
условиями, а теми неизвестными сегодня обстоятельствами, которые
существовали много лет назад. Поэтому значительно более перспективным представляется анализ надежных демографических данных по смертности взрослых людей (20—80 лет) с целью выявления
биологических характеристик продолжительности жизни и последующего изучения региональных различий.
Вместе с тем поиск фундаментальных биологических различий в
смертности человеческих популяций осложняется мощным влиянием
социальных факторов Поэтому само по себе сопоставление уровней
смертности людей, живущих в разных социально-экономических
условиях, мало что может дать для выявления биологических основ
продолжительности жизни Теоретически эту проблему можно было
бы решить, учитывая влияние каждого из мешающих факторов, с тем,
чтобы вычитая их влияние, получить биологически обусловленные
остаточные различия. На практике, однако, такой метод исключения
представляет собой почти безнадежную задачу, поскольку трудно
даже перечислить все возможные мешающие факторы, не говоря уже
о количественном учете их влияния. По этой причине эпидемио-
75
логические исследования биологии продолжительности жизни человека развивались чрезвычайно медленно.
Ситуация может принципиально измениться теперь, когда найдены
описанные в предыдущем разделе биологические характеристики
продолжительности жизни человека. Как уже отмечалось, анализируя возрастную динамику смертности людей, можно выделить
такую компоненту смертности, которая остается исторически
стабильной, несмотря на резкое снижение общей смертности и
радикальные социально-экономические преобразования, происшедшие в XX в. Историческая стабильность этой компоненты смертности
указывает на то, что она обусловлена фундаментальными биологическими (генетическим и экологическими) особенностями популяций человека, которые эволюционируют значительно медленнее,
чем социально-экономические условия жизни. Таким образом, открывается уникальная возможность изучать биологически обусловленые различия по продолжительности жизни людей на
сложном фоне социально-экономических различий сравниваемых
популяций.
Перед тем как переходить к анализу региональных различий по
биологическим характеристикам продолжительности жизни, необходимо решить вопрос о том, какие именно группы населения
следует сопоставлять. И прежде всего возникает проблема: как
анализировать данные по смертности мужчин и женщин — совместно
или раздельно? Действительно, между этими двумя большими
группами населения обычно существуют значительные различия в
уровнях смертности (превышение мужской смертности над женской).
С другой стороны, если такие различия имеют в основном
социальную природу, как полагают некоторые демографы, то
биологические характеристики продолжительности жизни обоих
полов должны быть близки друг к другу. Вместе с тем опыт
предыдущих исследований (см. историю расчета С-критерия в
разделе 3.2) показал, что совместный анализ данных по мужчинам и
женщинам нередко является чрезмерным упрощением. Поэтому
прежде всего следует выяснить, с какими параметрами распределения продолжительности жизни связаны различия в смертности
мужчин и женщин.
Сравнительный анализ распределения продолжительности жизни
мужчин и женщин. Для изучения половых различий в смертности
людей был использован метод попарных сопоставлений для каждого
из трех параметров формулы Гомперца—Мейкема. Всего было
сделано 255 попарных сравнений для каждого параметра в географическом и историческом разрезах. Оказалось, что величина
фоновой компоненты интенсивности смертности (параметр А)
мужчин и женщин была, как правило, одинаковой в пределах ошибки
измерений. Если же сопоставлять эти данные в целом, то отсутствует
даже тенденция к каким-либо различиям по этому параметру: в
половине случаев оценка параметра А для женщин несколько превышала соответствующую оценку для мужчин (53±6Х для Р э= 0,95), а в
76
Таблица 6
Сравнительная характеристика распределения продолжительности жизни мужчин и
женщин
Страна
Годы
Числообработанных
таблиц
Значение параметров распределения,
год – 1
a 103
R 106
Re40a.103
Мужчины
Болгария
1920—1977
8
102,8
(96—105)
32,5
(28—53)
1,98
(1,8—2,5)
Италия
1899—1979
12
95,1
(93—107)
57,7
(32—68)
2,59
(2,2—2,7)
Финляндия
1881—1980
15
87,1
(85—95)
137,1
(79—155)
4,33
(3,5-4,7)
Франция
1856—1981
45
87,2
(86—88)
110,5
(104—118)
3.61
(3,5—3,9)
Швеция
1901—1983
38
103,7
(103—105)
26,4
(24—28)
1,64
(1,6-1,7)
Япония
1891—1983
31
103,7
(102—105)
31,1
(26—39)
2,03
(1,7—2,4)
Женщины
Болгария
1920—1977
8
118,4
(117—122)
7,8
(7—10)
0,91
(0,9—1,0)
Италия
1899—1979
12
115,2
(110—129)
10,8
(6—11)
1,02
(1,0-1,1)
<< Пред. стр. 13 (из 41) След. >>
Список литературы по разделу