На главную страницу сайтаОборудование для предприятий железных дорогФото и видеоОтчёты и очерки о путешествияхТуристическое снаряжениеФилософия всех времён и народовЛитература художественная и нехудожественнаяUNIX и около негоРазное в ассортиментеКто мы и где мыВход для однажды входивших и регистрация новых пользователей

<-- Перейти к оглавлению
Оглавление:
ГЛАВА 1. ДЕМОГРАФИЯ КАК НАУКА
ГЛАВА 2. ИСТОЧНИКИ ДАННЫХ О НАСЕЛЕНИИ
ГЛАВА 3. ОБЩИЕ ИЗМЕРИТЕЛИ ЧИСЛЕННОСТИ И СТРУКТУРЫ НАСЕЛЕНИЯ И ИХ ДИНАМИКИ
ГЛАВА 4. БРАЧНОСТЬ И РАЗВОДИМОСТЬ
ГЛАВА 5. РОЖДАЕМОСТЬ И РЕПРОДУКТИВНОЕ ПОВЕДЕНИЕ

ГЛАВА 6. СМЕРТНОСТЬ И ПРОДОЛЖИТЕЛЬНОСТЬ ЖИЗНИ
ГЛАВА 7. ВОСПРОИЗВОДСТВО НАСЕЛЕНИЯ
ГЛАВА 8. ДЕМОГРАФИЧЕСКОЕ ПРОГНОЗИРОВАНИЕ
ГЛАВА 9. ДЕМОГРАФИЧЕСКАЯ ПОЛИТИКА В ЭПОХУ ДЕПОПУЛЯЦИИ
СЛОВАРЬ ДЕМОГРАФИЧЕСКИХ ТЕРМИНОВ

Список литературы по всему курсу

ГЛАВА 6. СМЕРТНОСТЬ И ПРОДОЛЖИТЕЛЬНОСТЬ ЖИЗНИ

6.1. ДЕМОГРАФИЧЕСКОЕ ПОНЯТИЕ СМЕРТНОСТИ

Смертность является вторым после рождаемости важнейшим демографическим процессом. Изучение смертности имеет своим предметом влияние, которое смерть оказывает на население, на его численность и структуру.

В демографии под смертностью понимают процесс вымирания поколения и рассматривают ее как массовый статистический процесс, складывающийся из множества единичных смертей, наступающих в разных возрастах и определяющих в своей совокупности порядок вымирания реального или условного поколения1 .

Смерть является первичным витальным событием, для которого система демографической статистики собирает и комбинирует данные. Статистика смертей, как и вообще анализ смертности, необходимы и для целей демографических исследований (чисто познавательный аспект), и для практики, прежде всего для органов здравоохранения и социальной политики.

Смертность - это частота случаев смерти в социальной среде.

Борисов В.А. Демография: Учебник для вузов. М., 1999, С. 196.

Наиболее важными и приоритетными направлениями использования статистики смертей и смертности являются: анализ существующей демографической ситуации и тенденций ее изменения; удовлетворение административных и исследовательских нужд служб здравоохранения в связи с разработкой и выполнением программ общественного здоровья и оценкой их эффективности; определение политики и действий в иных, кроме здравоохранения, сферах деятельности; удовлетворение потребностей в информации об изменениях в населении в связи с разнообразной профессиональной и коммерческой деятельностью (демогрэфикс).

Смертность - массовый процесс прекращения индивидуальных жизней, протекающий в населении. Наряду с рождаемостью смертность формирует естественное движение (воспроизводство) населения. Социальная энциклопедия. М., 2000. С. 335.

Данные о смертности необходимы как для анализа прошлых демографических тенденций, так и для разработки демографических прогнозов. Последние, как известно, используются практически во всех сферах деятельности: для планирования развития жилищных служб, системы образования, здравоохранения, для реализации программ социальной защиты, для производства товаров и услуг для различных групп населения.

Статистика смертности необходима в анализе заболеваемости как на национальном, так и на региональном уровнях. Органы здравоохранения используют данные статистики смертности для мониторинга и совершенствования своей деятельности.

6.2. ПОКАЗАТЕЛИ УРОВНЯ СМЕРТНОСТИ

Для измерения смертности используется система показателей. Самым первым и простым из них является абсолютное число смертей. Статистические органы собирают и публикуют данные о числе смертей за год, а в последнее время и за более краткие периоды времени. Однако этот показатель, подобно всем абсолютным демографическим показателям, сильно зависит как от общей численности населения, так и от его структуры, прежде всего возрастно-половой.

где D - число случаев смерти за период времени Т; P • Т - общее число человеко-лет, прожитых населением за период Т.

Если же речь идет о периоде, равном 1 году, то общий коэффициент смертности равен просто:

Первым относительным показателем уровня смертности является общий коэффициент смертности (ОКС, или CMR). В общем случае он равен отношению числа случаев смерти за период времени Т к общему числу человеко-лет, прожитых населением за этот период:

Общий коэффициент смертности одновременно является и ее специальным коэффициентом, поскольку все люди смертны. Динамика общего коэффициента за ряд лет позволяет получить самое первое представление об изменениях уровня смертности. В табл. 6.1 приведены данные о динамике общего коэффициента смертности в России за ряд лет. Однако ограничиваться только данными об общем коэффициенте смертности было бы абсолютно неправильно, поскольку он является весьма грубым и приблизительным измерителем ее уровня. На его величину чрезвычайно сильно влияет возрастно-половая структура населения, поэтому пользоваться им надо весьма осторожно, стремясь устранить или, по крайней мере, максимально уменьшить влияние демографической структуры. Кроме того, величина общего коэффициента смертности зависит и от уровня рождаемости: при прочих равных условиях чем выше рождаемость, тем выше и общий коэффициент смертности, поскольку тем выше доля детей в возрасте до года, смертность которых выше, чем во многих других возрастах.

Влияние возрастно-половой структуры устраняется прежде всего использованием частных коэффициентов смертности, т.е. коэффициентов смертности для различных групп населения: для мужчин и женщин, для города и села, для разных брачных состояний и т.п.

Как и в случае изучения рождаемости, среди частных коэффициентов смертности важнейшее место принадлежит ее повозрастным коэффициентам, которые рассчитываются отдельно для мужчин и женщин как отношение числа смертей в том или ином возрасте к среднегодовой численности мужчин или женщин в этом возрасте:

где ASMRX - повозрастные коэффициенты смертности;  n DХ - числа умерших на интервале возраста (х + n); п Рх – среднегодовая численность населения (мужчин или женщин) в интервале возраста (х + п).

Анализ" повозрастных коэффициентов смертности позволяет выявить различия в уровнях смертности по отдельным возрастным группам. Анализ смертности должен начинаться именно с выявления роли и динамики повозрастных коэффициентов смертности, а затем уж и других факторов.

Таблица 6.1

Динамика общих коэффициентов смертности, Россия, 1960-2000 гг., %о

Годы

Все население

Городское население

Сельское население

1960

7,4

6,7

8,2

1961

7,4

6,8

8,3

1962

7,7

6,9

8,8

1963

7,5

6.8

8,4

1964

7,2

6,6

8,0

1965

7,6

6,9

8,6

1966

7.6

7,0

8,6

1967

7,9

7,2

9.1

1968

8,1

7,4

9,2

1969

8,5

7,8

9,8

1970

8,7

7,9

10,0

1971

8,7

8.0

10,0

1972

9,0

8,1

10,5

1973

9,2

8,3

10,9

1974

9,2

8,3

10,9

1975

9,8

8,8

11,8

1976

10,0

9,0

12,1

1977

10,2

9,2

12,4

1978

10,3

9,4

12,4

1979

10,8

9,8

13,1

1980

11,0

10,0

13.4

1981

10,9

9,9

13,3

1982

10,7

9,8

13,0

1983

11,1

10,1

13,5

1984

11,6

10,6

14.3

1985

11,3

10,3

14,0

1986

10.4

9,6

12.5

1987

10,5

9,7

12,7

1988 1989

10,7 10,7

9,9 10,0

13,0 12,7

1990

11,2

10,4

13,3

1991

11,4

10,6

13,4

1992

12,2

11,5

14,1

1993

14,5

13,8

16,4

1994

15.7

15,0

17,5

1995

15,0

14,4

16,5

1996

14,2

13,4

16,2

1997

13,8

12,9

16,1

1998

13,6

12,9

15,6

1999

14,7

14,0

16,6

2000

15,4

14,7

17,0

Источник: Демографический ежегодник РФ. 2001. М., 2001. С. 55-57.

График 6.1

Динамика повозрастной смертности в России в 90-е гг. (логарифмическая шкала)

Специалисты считают повозрастные коэффициенты смертности наилучшим инструментом анализа этого демографического процесса. Недостатком является, пожалуй, их большое (до сотни) количество, а также некоторая подверженность влиянию возрастной аккумуляции. Но эти недостатки устраняются расчетом коэффициентов не для одногодичных, а для пятилетних возрастных интервалов. Пятилетние коэффициенты свободны от недостатков одногодичных, а их точность вполне достаточна для большинства практических целей. На графике 6.1 показана динамика повозрастных коэффициентов смертности в России за 90-е гг. На графике 6.2 приведены данные, иллюстрирующие соотношение мужской и женской смертности в нашей стране в те же годы.

Среди повозрастных коэффициентов смертности особое место занимает коэффициент младенческой смертности, т.е. показатель, измеряющий смертность детей в возрасте до года.

График 6.2

Соотношение мужской и женской повозрастной смертности, 1990-1997 гг.

Смертность в возрасте до года, с одной стороны, резко превышает смертность в других возрастах, кроме самых старших. С другой же стороны, величина младенческой смертности служит мощным и весьма информативным показателем уровня социально-экономического развития страны.

Коэффициент младенческой смертности рассчитывается не так, как остальные повозрастные коэффициенты. По своей природе показатель младенческой смертности является, строго говоря, не коэффициентом, а вероятностью. При его вычислении число смертей детей в возрасте до 1 года делится не на их среднегодовую численность, а на число родившихся. Дело в том, что для этой возрастной группы понятие среднегодовой численности практически неопределимо. К тому же вероятности смерти в начале и в конце первого года жизни сильно отличаются друг от друга.

Если мы посмотрим на совокупность умерших в течение календарного года в возрасте 0 лет, то увидим, что эта совокупность образуется из детей, родившихся как в данном, так и в прошлом году (график 6.3). В квадрате ABCD расположены смертные точки детей, умерших в 2000 г. в возрасте до 1 года. Прекрасно видно, что часть этих детей (элементарная совокупность, изображаемая треугольником ACD) родилась в том же 2000 г., а другая (элементарная совокупность, изображаемая треугольником ABC) - в 1999 г.

Расчетная формула для вероятности (коэффициента) смертности на первом году жизни должна, очевидно, учитывать факт принадлежности умерших к разным поколениям. Это делается с помощью различных приближений, выбор которых определяется наличием соответствующей статистической информации и требуемой точностью вычислений.

Если известны только общие данные о числах родившихся и умерших в том или ином году и не нужна большая точность оценки величины коэффициента младенческой смертности, то оценка коэффициента младенческой смертности может быть получена с помощью простого деления числа умерших детей на число родившихся в том же году. Однако эта оценка будет наиболее грубой и приблизительной. К тому же делать это можно только тогда, когда годовые колебания как чисел родившихся, так и чисел умерших невелики. Если же соседние годы сильно отличаются друг от друга в этом отношении, то величина ошибки оценки может выйти за допустимые пределы. В этом случае прибегают к т.н. формуле Ратса, названной так по имени предложившего ее немецкого статистика и демографа Йоханнеса Ратса (1854-1933). В своем общем виде формула Ратса выглядит следующим образом:

где IMR - коэффициент младенческой смертности: D0 - число детей в возрасте до 1 года, умерших в данном году; В_1 - число родившихся в прошлом году; В1 - число родившихся в данном году: (a и b  - веса, причем и b = 1.

Веса и b подбираются, исходя из распределения умерших детей по месяцам первого года жизни. Если бы это распределение было равномерным, т.е. если бы вероятность умереть была одинаковой для любого месяца 1 года жизни, то  = 1/2. В действительности же это не так: вероятность смерти уменьшается с возрастом. Чем старше ребенок, тем меньше вероятность того, что он умрет, не дожив до года. При этом одновременно с уменьшением младенческой смертности происходит ее сдвиг к самым ранним возрастам. Поэтому с течением времени весовые коэффициенты в формуле Ратса приходится менять. Ратс принимал a = 2/3, b = 1/3. В настоящее время эти веса чаще всего принимаются равными соответственно 3/4 и 1/4. В некоторых странах, где уровни младенческой смертности малы, в качестве весов принимаются значения a = 4/5 и b = 1/5 или даже более резко отличающиеся друг от друга.

График 6.3 Совокупности умерших на первом году жизни.

Формула Ратса предназначена для использования в тех случаях, когда известны только численности родившихся в данном и предыдущем году и умерших на первом году жизни, но неизвестно распределение умерших по поколениям или неизвестны численности элементарных совокупностей ABC и ACD, т.е. неизвестно, кто из умерших в возрасте до года родился в прошлом году и в данном. Формула Ратса используется также и в учебных целях, поскольку публикуемые статистические данные о младенческой смертности не дают распределения умерших в возрасте до года по поколениям.

В действительности же современная статистика располагает такого рода информацией, и потому на самом деле коэффициент младенческой смертности рассчитывается как сумма двух независимых коэффициентов, первый из которых равен отношению числа умерших в данном году из совокупности родившихся в прошлом, а второй - отношению числа умерших в данном году из совокупности родившихся также в данном году:

 

где D0 -1 и d01 - дети, умершие в возрасте 0 лет, соответственно из числа родившихся в прошлом (B-1) и данном (51) году. Во вставке приведен официальный методический комментарий Госкомстата России, использующего именно эту формулу расчета коэффициента младенческой смертности.

В табл. 6.2 для иллюстрации сказанного приведены величины коэффициента младенческой смертности, рассчитанные по всем приведенным выше формулам, и дается их сравнение с официальными данными Госкомстата РФ.

Как видим, все эти оценки коэффициента младенческой смертности достаточно близки друг к другу, однако «грубая оценка», как правило, завышает реальный уровень младенческой смертности. Динамика последнего в нашей стране в 90-е гг. показана также на графике 6.4.

Коэффициенты младенческой смертности вычисле-

число умерших в возрасте до 1 года из родившихся в том году, для которого вычисляется коэффициент; М 1 - число умерших в возрасте до 1 года из родившихся в предыдущем году; N1- число родившихся в том году, для которого вычисляется коэффициент; N 1 - число родившихся в предыдущем году. Демографический ежегодник РФ 1998. М., 1998. С. 180.

На графике 6.4 отчетливо видно довольно заметное (более 2%о) повышение коэффициента младенческой смертности в 1993 г. Это повышение связано с переходом нашей страны на международный стандарт определения живорождения. Этот факт интересен, помимо прочего, тем, что ярко демонстрирует зависимость величины показателя от того, как определена и операционализирована переменная. Он показывает, как важно правильно и адекватно определить правила измерения той или иной переменной.

До 1993 г. в СССР и в России применялось свое, доморо-

Таблица б Сравнение величин коэффициента младенческой смертности, рассчитанных по разным методикам. Россия, отдельные годы

Годы

Родившиеся

Умершие в возрасте до года

«Грубая оценка»

Формула Ратса

Данные Госкомстата РФ

 

 

 

 

(a =2/3; b =1/3)

(a=3/4; b=1/4)

(a=4/5; b=1/5)

 

1960

2782353

102040

36,7

-

-

-

36,6

1970

1903713

43511

22,9

23,1

23,0

23,0

23,0

1975

2106147

49806

23,6

23,7

23,7

23,7

23,7

1980

2202779

48500

22,0

22,1

22,1

22,1

22,1

1985

2375147

49381

20,8

20,7

20,7

20,7

20,7

1990

1988858

35088

17,6

17,1

17,3

17,3

17,4

1993*

13789S3

27946

20,3

79,3

19.5

19,7

19,9

1995

1363806

24840

18,2

18,0

18,1

18,1

18,1

1999

1214689

20731

17,1

16,8

16,8

16,9

16,9

Источник: Демографический ежегодник РФ. 2001. М., 2001. С. 56.

щенное определение живорождения, которое существенно отличалось от принятого в международной практике. Ребенок считался родившимся живым, если его масса была не менее 1000 г или длина тела не менее 35 см и при этом длительность беременности должна была составлять не менее 28 недель. Но самое главное, родившийся ребенок должен был хотя бы некоторое время самостоятельно дышать. Все другие признаки жизни не учитывались, и ребенок считался родившимся мертвым, если он не начинал дышать. При этом все появившиеся на свет с массой 500-999 г считались родившимися мертвыми и регистрировались в органах загса только в случае, если они прожили более 168 часов (7 суток).

График 6.4 Динамика младенческой смертности в 90-е гг.

В 1993 г. Россия перешла на международный стандарт определения живорождения, в соответствии с которым под живорождением понимается полное изгнание или извлечение из организма матери продукта зачатия вне зависимости от продолжительности беременности, причем плод после такого отделения дышит или проявляет любые другие признаки жизни (сердцебиение, пульсация пуповины или произвольные сокращения мускулатуры) независимо от того, перерезана ли пуповина и отделилась ли плацента. Однако старое правило регистрации действует и сейчас. Так что наш переход на международные стандарты нельзя считать полным и завершенным. Отечественная государственная статистика по-прежнему не содержит данных о случаях рождения живыми и смертей детей с массой тела менее 1000 г. Они учитываются только медицинской статистикой, поскольку органы здравоохранения обязаны регистрировать всех родившихся живыми и мертвыми с массой тела менее 1000 г (или длиной тела 25 см и более, или сроком беременности не менее 22 недель).

Рождением ребенка (живорождением) до 1 января 1993 г. считалось полное выделение или извлечение из организма матери плода при сроке беременности 28 недель и больше (т.е. плода ростом 35 см и больше, массой 1000 г и больше), который после отделения от тела матери сделал самостоятельно хотя бы один вдох. К живорожденным относились также плоды, родившиеся до 28 недель беременности (т. е. ростом менее 35 см и массой тела менее 1000 г) и прожившие дольше 7 дней (т. е. дольше конца перинатального периода...).

С 1 января 1993 г. в Российской Федерации принято следующее определение живорождения: «Живорождением является полное изгнание или извлечение продукта зачатия из организма матери вне зависимости от продолжительности беременности, причем плод после такого отделения дышит или , проявляет другие признаки жизни, такие как сердцебиение, пульсация пуповины или произвольные движения мускулатуры, независимо от того, перерезана пуповина и отделилась ли плацента. Каждый продукт такого рождения рассматривается как живорожденный». Согласно действующей инструкции, в органах загса и в государственной статистике учитываются дети с массой тела при рождении 1000 г и более (или, если масса неизвестна, с длиной тела 35 см и более, либо со сроком беременности 28 недель и более), включая живорожденных с массой тела менее 1000 г при многоплодных родах; все родившиеся с массой тела от 500 до 999 г также подлежат регистрации в органах загса в тех случаях, когда они прожили после рождения более 168 часов (7 суток). Демографический ежегодник Российской Федерации 1999. М., 1999. С. 46.

Переход России на международное определение живорождения привел к некоторому повышению коэффициента младенческой смертности в 1993-1994 гг. В настоящее время показатель младенческой смертности в России снижается (по данным за 7 месяцев 2001 г. он опустился ниже отметки 16%о), что говорит о том, что российское здравоохранение все-таки живо и, по крайней мере, в том, что касается неонатологии, преодолевает сегодняшние трудности.

6.3. СТАНДАРТИЗАЦИЯ КОЭФФИЦИЕНТОВ СМЕРТНОСТИ

Величина общих коэффициентов смертности, будучи свободной от влияния абсолютной численности населения, тем не менее зависит от структурных факторов, т.е. от соотношения численностей мужского и женского населения, городского и сельского населения, состоящих и не состоящих в браке и т.д. Одним из наиболее сильных факторов, оказывающих влияние на величину общих коэффициентов, является возрастная структура населения. Сказанное здесь касается общих коэффициентов и для других демографических процессов.

Влияние структурных факторов на величину общих коэффициентов можно проиллюстрировать следующим гипотетическим примером, в котором рассматриваются три страны с одинаковыми по численности, но имеющими разную возрастную структуру населениями (табл. 6.3)2.

В странах А и В - одинаковые повозрастные коэффициенты смертности. Однако в стране А общий коэффициент смертности в полтора с лишним раза больше, чем в стране В. Это является прямым результатом того, что страна А имеет более высокую долю детей в возрасте 0-4 года. Для этой группы свойственны повышенные значения повозрастных показателей смертности (особенно в группе 0 лет).

С другой стороны, страны В и С имеют одинаковые величины общих коэффициентов смертности, но существенно разные повозрастные коэффициенты. В стране С гораздо выше доля населения в старших возрастах (где можно было бы ожидать более высоких показателей смертности). Однако в этой стране показатель повозрастной смертности для старших возрастов в два раза меньше, чем в странах А и В. Благодаря этому страна С, хотя в ней более старое население, имеет общий коэффициент смертности такой же, как и страна В.

Ясно, что напрямую сопоставлять данные об общих коэффициентах смертности в этих условных странах невозможно. И в целом действие структурных факторов является одной из причин, делающих практически несопоставимыми данные о демографических показателях разных территорий или различных периодов (если по прошествии времени произошли значительные изменения различных структур населения).

Поэтому приходится использовать различные методы, позволяющие устранить искажающее влияние структурных факторов, прежде всего возрастной структуры. Одним из таких

Таблица 6,3

Влияние возрастной структуры на величину общих коэффициентов смертности

 

ВОЗРАСТ (лет)

СТРАНА

 

А

В

С

Среднегодовое население (человек)

0-4

1500

500

500

5-39

4000

5000

4000

40 и старше

500

500

1500

Число случаев смерти в группе

0-4

120

40

50

5-39

40

50

20

40 и старше

40

40

60

Повозрастные коэффициенты смертности (%о)

0-4

80

80

100

5-39

10

10

5

40 и старше

80

80

40

Общий коэффициент смертности

 

33,3

21,7

21,7

методов является использование специальных и частных коэффициентов, на которые структурные факторы не влияют или влияют гораздо в меньшей степени.

Еще одним способом устранения влияния структурных факторов и является стандартизация демографических коэффициентов. Метод стандартизации был предложен и впервые применен в анализе смертности английским статистиком и демографом У. Фарром (W. Farr, 1807-1883).

Применение стандартизации основано как раз па разложении общих коэффициентов на сомножители, выражающие, с одной стороны, интенсивность демографического процесса, а с другой, численность или долю соответствующего субнаселения во всем населении.

Общие коэффициенты суть взвешенные суммы частных или специальных. При этом частные или специальные коэффициенты характеризуют интенсивность процесса (или, что то же самое, соответствующее среднее поведение), а веса, которыми являются численности или доли соответствующих субнаселений, характеризуют структурный фактор.

Суть стандартизации заключается в том, что реальные общие коэффициенты сравниваются с показателями некоторого условного населения, которое получается, если проделать следующее.

Интенсивность демографического процесса в некотором населении (реальном или искусственно сконструированном) или его структура принимается за стандарт*. Затем для каждого из сравниваемых населений рассчитывается стандартизованный общий коэффициент, который показывает, какими были бы общие коэффициенты рассматриваемого процесса в данном населении, если бы интенсивность этого процесса в нем или его структура были бы такими же, как и в населении стандарта. При этом, в зависимости от того, что именно принимается за стандарт (интенсивность или структура), применяют различные методы стандартизации.

Наибольшее распространение имеют прямая стандартизация, косвенная и обратная, к рассмотрению которых мы и переходим. Покажем суть этих методов на примере стандартизации общих коэффициентов смертности.

Методы стандартизации

При прямой стандартизации** повозрастные коэффициенты смертности реального населения перевзвешиваются по возрастной структуре стандарта. Таким образом получается то число смертей, которое имело бы место в реальном населении, если бы его возрастная структура была такой же, как и возрастная структура стандарта. Разделив это число на число смертей в стандартном населении, получают индекс прямой стандартизации. Если общий коэффициент смертности стандарта умножить на этот индекс, то получим стандартизованный общий коэффициент смертности, который показывает, какова была бы величина общего коэффициента смертности в реальном населении, если бы его возрастная структура была такой же, как и возрастная структура стандарта.

Отсюда CMRcmаm = CMR0-Iпр , где CMRcman - стандартизованный общий коэффициент смертности; CMR0 - общий коэффициент смертности стандарта.

Прямую стандартизацию можно применять, если известны повозрастные коэффициенты смертности сравниваемых реальных населений и возрастная структура стандарта. При этом за стандартную возрастную структуру можно принять либо возрастную структуру какого-либо реального населения, либо искусственно сконструированную.

При прямой стандартизации существует опасность, что и индекс стандартизации и стандартизованный коэффициент окажутся под влиянием повозрастного коэффициента, вес которого мал в реальном населении и, напротив, велик в населении стандартном. Избежать этой опасности позволяет косвенная стандартизация.

В случае косвенной стандартизации* поступают прямо противоположным образом: повозрастные коэффициенты смертности стандарта перевзвешиваются по возрастной структуре реального населения. Таким образом получается то число смертей, которое бы имело место в реальном населении, если бы его возрастная смертность была такой же, как и повозрастная смертность стандартного населения. Разделив число смертей в реальном населении на их ожидаемое число, получают индекс косвенной стандартизации. Если общий коэффициент смертности стандарта умножить на этот индекс, то получим стандартизованный общий коэффициент смертности, который показывает, какова была бы величина общего коэффициента смертности в реальном населении, если бы повозрастные коэффициенты смертности в нем были такими же, как и в населении стандарта.

Все сказанное можно выразить в виде следующей формулы:

где 1косв - индекс косвенной стандартизации; Pх1 - возрастная структура реального населения, выраженная в абсолютных величинах или долях; тх0 - повозрастные коэффициенты смертности в стандартном населении и тх1 - повозрастные коэффициенты смертности в данном населении.

Отсюда CMRcman - CMR0 - 1косв, где CMRcman - стандартизованный общий коэффициент смертности; CMR0 - общий коэффициент стандарта смертности.

Косвенную стандартизацию целесообразно применять, если известны возрастные структуры реального населения и стандарта и повозрастные интенсивности демографических процессов в стандартном населении.

Косвенная стандартизация имеет широкое применение при анализе смертности, для которого она, собственно, и была разработана. Однако в последние полвека метод косвенной стандартизации активно применяется и в изучении рождаемости. Сфера его применения здесь - это анализ сравнительной роли демографической структуры (возрастной, брачной и др.) и поведения индивидов в формировании уровня рождаемости, о чем шла речь в предыдущей главе. В частности, именно косвенная стандартизация лежит в основе индексов рождаемости Э. Коула и модели т.н. гипотетического минимума естественной рождаемости В.А. Борисова.

Метод обратной стандартизации* , иначе называемый методом ожидаемой численности населения, применяется в том случае, когда отсутствуют данные о возрастной структуре данного населения, но зато есть данные об его общей численности и о числе демографических событий в нем (случай нередкий во многих развивающихся странах, где переписи населения стали проводиться лишь недавно). А также, разумеется, известны повозрастные коэффициенты смертности стандарта. Зная это, можно восстановить условную среднюю численность всех возрастных групп реального населения при условии, что реальное население имеет те же повозрастные коэффициенты смертности, что и население стандарта. Для этого надо просто поделить известное число смертей на стандартный повозрастный коэффициент смертности:

где fxs - условная численность группы в возрасте х лет; Dx - реальное число смертей и fxs - повозрастные коэффициенты смертности стандарта. Тогда, просуммировав все Fxs , можно восстановить ту общую численность населения, которая должна была бы быть, если бы реальное население имело те же повозрастные коэффициенты смертности, что и население стандарта. И затем, поделив эту условную численность на реальную, получим индекс обратной стандартизации:

В знаменателе этого выражения стоит реальная средняя численность населения, в числителе - его гипотетическая («ожидаемая») численность, которая при стандартных повозрастных интенсивностях смертности продуцировала бы в каждом возрасте фактическое число смертей.

Умножив индекс обратной стандартизации на общий коэффициент стандарта смертности, получим стандартизованный общий коэффициент смертности, то значение общего коэффициента смертности для реального населения, которое бы имело место, если бы его повозрастные коэффициенты смертности были такими же, что и в населении стандарта.

Завершая данный параграф, необходимо подчеркнуть следующее. Используя стандартизованные коэффициенты смертности, надо помнить, что они не имеют самостоятельного значения, поскольку зависят от выбранного стандарта. Поэтому сфера их применения ограничивается лишь сравнением различных населений друг с другом и то при условии, что стандартизация проведена одним и тем же методом и с использованием одного и того же стандарта. При этом в качестве стандарта необходимо выбирать население (реальное или искусственно сконструированное), демографическая структура которого (возрастная прежде всего) близка к возрастным структурам сравниваемых населений, хотя и отличается от них.

6.4. ТАБЛИЦЫ СМЕРТНОСТИ

Таблицы смертности (дожития) - это первый и, пожалуй, самый распространенный и важный вид демографических таблиц. Как уже говорилось, именно с разработкой Дж. Граунтом первой в мире таблицы смертности связывают возникновение демографии как науки.

Принимая во внимание, что мы установили, что из каждых 100 родившихся приблизительно 36 не доживают до шестилетнего возраста и что, возможно, один доживает до 76 лет, мы, имея 7 десятилетий между 6 и 76 годами, пытались найти 6 промежуточных пропорциональных чисел между 64, доживающими до 6 лет, и тем 1, который доживает до76 лет. Мы нашли, что нижеследующие числа достаточно близки к истине: из каждых 100 родившихся умирают в пределах первых 6 лет - 36. В течение следующих 10 лет, или второго десятилетия, - 24. В течение третьего десятилетия - 15. В течение четвертого десятилетия - б. В течение пятого десятилетия - 4. В течение шестого - 3. В течение седьмого - 2. И в течение восьмого - 1.

Отсюда следует, что из упомянутых 100 родившихся в 6 лет остаются в живых 64. В 16 лет - 40; в 26 - 25; в 36 - 16; в 46 - 10; в 56 - 6; в 66 - 3; в

Граунт Дж. Естественные и политические наблюдения, сделанные над бюллетенями смертности.... Лондон, 1662. Цит. по: Smith D.P. Formal Demography. N. Y., London. 1983. P. 73.

Таблицы смертности (дожития) - это числовые модели  смертности, служащие для характеристики ее общего уровня и возрастных особенностей в различных населениях. Они представляют собой систему упорядоченных по возрасту и взаимосвязанных между собой рядов чисел, которые в своей совокупности описывают процесс вымирания некоторого теоретического поколения с фиксированной начальной численностью (корень таблицы). Обычно ее принимают равной некоторой степени 10, т.е.10 000, 100 000, 1 000 000 и т.п. Чаше всего за корень таблицы смертности принимают 100 000.

В демографии различают таблицы смертности для реального и условного поколения.

В зависимости от шага временной шкалы различают полные (шаг = 1 году) и краткие (шаг = 5 или 10 годам) таблицы.

Показатели (функции) таблиц смертности делятся на интервальные и кумулятивные. Первые характеризуют смертность на данном интервале возраста, вторые - за весь период жизни до или после данного точного возраста.

Показатели (функции) таблиц смертности связаны между собой определенными соотношениями. Все они могут быть вычислены почти из любого из них, но обычно за исходный принимается тот, который наиболее простым и ясным образом характеризует процесс смертности и легче всего получается из статистических данных о смертности. Таким показателем является интервальная вероятность умереть в возрасте (х, х+п) лет, наиболее естественным образом связанная с повозрастными коэффициентами смертности. Обычно построение таблиц смертности начинается именно с этого показателя. И всю историю развития методов такого построения можно рассматривать как совершенствование методов перехода от повозрастных коэффициентов смертности к табличным интервальным вероятностям смерти в возрасте (х, х + п) лет.

Рассмотрим на примере полной таблицы смертности основные ее функции (табл. 6.4):

Графа 1. Возрастной интервал (х, х + 1) год.

Графа 2. Числа доживающих до точного возраста х лет (lХ). Первое число в этой графе - это конвенциональный корень таблицы смертности. Все прочие представляют собой числа доживающих до точного возраста х лет и равны разности чисел доживающих до точного возраста х-1 год и чисел умирающих на интервале возраста (х, х + 1) лет, т.е. lx = lx 1 - dx. С другой стороны, поскольку dx = lx*qx, каждое lx=lx 1 - lx 1* *qx 1 = lx 1*(1 - qx 1)= lx *1Px 1. И поэтому lx = l0*p0*p1*...*px 1. Иначе говоря, числа доживающих равны вероятности того, что каждая единица исходной совокупности 10 доживет до точного возраста х лет.

Графа 3. Вероятность умереть на интервале возраста (х, х + 1) год, qx. Каждое qx представляет собой вероятность того, что человек, достигший точного возраста х лет, не доживет до возраста х + 1 год. Эти вероятности рассчитываются на основе соответствующих повозрастных коэффициентов смертности реального населения. Именно их этих вероятностей затем рассчитываются все остальные показатели таблиц смертности.

Графа 4. Вероятность остаться в живых на интервале возраста (х, х+1) год,рх. Каждое px представляет собой вероятность того, что человек, достигший точного возраста х лет, доживет и до возраста х + 1 год. Является дополнением вероятности qx до 1,т.е.рх = 1 - qx.

Графа 5. Числа умирающих на интервале возраста (х, х + 1) год, dx. Эти числа также зависят от корня таблицы. Числа в графах 3-5 рассчитываются из наблюдаемых qx корня таблицы с использованием следующих соотношений: dx= lxqx; lx+l = lx - dx и рx = 1-qx.

Графа 6. Доля последнего года жизни для умирающих на интервале возраста (х, х+1) лет, а'х. Каждый из dx, умирающих на возрастном интервале (х, х+1) лет, прожил полные х лет плюс некоторую часть этого возрастного интервала. Средняя из этих долей и обозначается а 'х. Ее величина зависит от характера распределения случаев смерти внутри возрастного интервала (х, х + \) лет. В самых младших возрастах это распределение имеет I левостороннюю асимметрию (т.е. сдвинуто к началу возрастного интервала), и потому величина а 'х меньше 1/2, чему она была бы равна в случае равномерного распределения и чему она конвенционально равна для возрастов старше 4 лет. Данный показатель играет важную роль в современных модификациях т.н. демографического метода построения таблиц смертности.

Доля последнего года жизни для умирающих на интервале возраста (х, х + п) лет, (а 'х) рассчитывается в зависимости от особенностей распределения смертности на данном возрастном интервале. В таблице приведены значения этого параметра, взятые из работы американского демографа Чин Лонг Чаня (См.: Chin Long Chiang. The Life Table and Its Construction // Introduction to Stochastic Processes in Biostatistics. N.Y., 1968. PP. 189-214).

Графа 7. Число человеко-лет, прожитых в возрастном интервале (х, х + 1) лет. Lx. Каждый из тех, кто проживет полный

Таблица 6,4

Функции таблиц смертности

Интервал возраста (х, х+n) пет

Числа доживающих до точного возраста х пет, I*

Вероятность умереть на интервале возраста (х, х+n) лет, nqx

Вероятность остаться в живых на интервале возраста (х, х+n) лет, nРx

Числа умирающих на интервале возраста (х, х+n) лет, ndx

Доля последнего года жизни для умирающих на интервале возраста (х, х+n) пет, na'x

Числа живущих на интервале возраста (х, х+n) лет, nLx

Число человеко-лет, прожитых после достижения точного возраста х лет, Tх

Средняя ожидаемая продолжительность предстоящей жизни в возрасте х лет, лx

1

2

3

4

5

6

7

8

9

0-1

100 000

ndx/lx

1 - nqx

lx*nqx

10

(lx - ndx)+а 'x *ndx

S,,Ln

Tx/lx

1-2

100000-d0

 

 

 

.43

 

 

 

2-3

lx=lx-1-ndx

 

 

 

.45

 

 

 

3-4

 

 

 

 

.47

 

 

 

4-5

 

 

 

 

.49

 

 

 

5-ö

 

 

 

 

.50

 

 

 

возрастной интервал (х, х + 1) лет, вносит в общее число человеко-лет (/r- dx) лет. Каждый же из тех, кто умрет на этом интервале возраста, вносит в Lx в среднем а 'х часть этого интервала. Отсюда: Lx - (lx-dx)'+ а'х- dx (х = О,1, 2- 1). В полных таблицах смертности в возрастах 5 лет и старше величина а 'х принимается равной 1/2 и, поэтому, для этих возрастов Lx - полными аналогами среднегодового населения.

Графа 8. Число человеко-лет, которое предстоит прожить после достижения точного возраста х лет, Тx Это число равно сумме человеко-лет, прожитых в каждом возрастном интервале начиная с возраста х лет, или Тх = Lx.

Графа 9. Средняя ожидаемая продолжительность предстоящей жизни в возрасте х лет, елх. Это число показывает, сколько в среднем предстоит прожить человеку, достигшему возраста х лет. Поскольку всем дожившим до этого возраста (их число равно lx предстоит прожить Тх лет, постольку елх=Tx/lx ,   лет.

Каждое елх суммирует смертность в возрастах старше x лет, что делает эту графу наиболее важной в таблице смертности. Более того, это одна из трех функций таблицы смертности (наряду с qx и а'х), которая имеет смысл безотносительно к корню таблицы. Как правило, елх убывает с возрастом. Единственное исключение представляет собой возраст 0 лет, когда ел0< eл1 из-за высокой младенческой смертности. Это называется парадоксом младенческой смертности. В высокоразвитых странах с очень низкими значениями младенческой смертности этот парадокс не действует.

6.5. ПОСТРОЕНИЕ ТАБЛИЦ СМЕРТНОСТИ

6.5.1. Построение полной таблицы смертности

Построение таблиц смертности является в принципе несложной, но достаточно трудоемкой вычислительной процедурой. Она включает в себя несколько этапов3:

·расчет значений исходного показателя для всех возрастов на основе данных статистики смертности (распределения умерших по возрастам);

·если необходимо, обработку этого ряда значений для уст
ранения искажений, вызванных возрастной аккумуляцией;

·интерполяцию ряда значений для устранения возможных
пропусков или экстраполяцию для расчета значений для самых
старших возрастов;

·вычисление остальных функций таблицы смертности.
Основная методическая проблема построения таблиц смертности, как уже говорилось, связана с переходом от реальных показателей повозрастной смертности к табличным вероятностям умереть в данном возрасте, т.е. от тх* к qx.

Методы построения таблиц смертности занимают большое место в демографии. Можно повторить уже сказанное выше, что история демографии в значительной мере совпадает с историей разработки и совершенствования этих методов.

Современные таблицы смертности рассчитываются с помощью т.н. косвенного, или демографического, метода. Демографический метод назван так потому, что в его основе лежат данные о повозрастной смертности, а также о возрастно-половой структуре населения, получаемые во время переписей и текущего учета. Косвенным этот метод назван, чтобы противопоставить его т.н. прямому методу, или, иначе, методу Р. Бека, основанному на непосредственном расчете показателей таблицы смертности в ситуации, когда известно распределение смертей на элементарные совокупности сетки Лексиса4.

Исходным показателем здесь служит повозрастной коэффициент смертности, который приравнивается к табличному

коэффициенту смертности (dx/Lx) и на основе которого определяются все функции таблицы смертности, начиная, разумеется, с вероятности умереть в возрасте х лет. Демографический метод позволяет строить таблицы смертности, наиболее адекватно отражающие ее уровень. При этом на величину итоговых показателей не влияют колебания чисел родившихся и умерших в годы, предшествовавшие расчету5.

Проблема, связанная с переходом от повозрастных коэффициентов смертности к вероятностям смерти на возрастном интервале (х, х+п) лет, состоит в том, что первые, как известно, рассчитываются по отношению к общему числу человеко-лет, прожитых населением на этом возрастном интервале, или к его приближению, т.е. среднегодовому населению. Вторые же рассчитываются по отношению к численности населения в начале возрастного интервала. Чтобы построить таблицу смертности, надо установить соотношение между ними, т.е. между тх и qx. Иначе говоря, нужно перейти от тх к qx6.

Пусть Nx - число доживающих до возраста х лет в реальном населении. Из этого числа до следующего возраста х+1 лет не доживет Dx. Тогда, по определению:

· 

Вместе с тем повозрастной коэффициент смертности тх равен отношению Dx к числу человеко-лет, прожитых Nx в течение интервала (х, х + 1). Это число человеко-лет, в свою очередь, равно сумме двух слагаемых:

Первое слагаемое - это (Nx - Dx, т.е. число человеко-лет, прожитых на этом интервале возраста теми, кто дожил до возраста (х, х + 1).

Второе слагаемое - это число человеко-лет, прожитых на этом интервале возраста теми, кто не дожил до возраста (х, х + 1), т.е. умер на этом интервале возраста. Это число равно a'x-Dx.

Последнее выражение есть знакомая формула расчета повозрастного коэффициента смертности.

Решим уравнение Рх = (NX -Dx) + a'xDx относительно Nx:

Nx=Px+(1-a'xDx). Подставим это выражение в приведенную выше формулу для qx.

Если числитель и знаменатель этого выражения разделить на Рx , то получим искомое базисное соотношение между qx и тх:

Величины а0 а1 ...варьируют от страны к стране в зависимости от уровня смертности. Для развивающихся стран, в которых смертность высока, обычно принимается а0 - 0,3, a1 - 0,4 и 0,5 для всех остальных. Там же, где смертность низка, наилучшей величиной для а0 является 0,1. В целом выбранная величина не является критичной, за исключением а0. Более того, существует альтернативный путь определения q0 без использования вышеприведенной формулы. Речь идет о простом приравнивании q0 к коэффициенту младенческой смертности. Newell С. Methods and Models in Demography. London. 1988. P. 69.

Приведенное выше уравнение является фундаментальным для построения современных таблиц смертности. Зная все qx и выбрав корень таблицы смертности l0 , можно, используя приведенные выше соотношения между ними, построить все остальные функции таблиц смертности.

6.5.2. Построение краткой таблицы смертности

Идея и метод построения краткой таблицы смертности аналогичны только что рассмотренным для полных таблиц смертности. Разница только в длине возрастного интервала. Длина типичного i-того интервала возраста (хi, xi+l) в кратких таблицах равна ni = xi+1 - xi, т.е. превышает 1 год. Чаще всего она равна 5 годам. Существенным элементом здесь является средняя доля этого интервала, прожитая теми, кто умер в этом возрастном интервале.

Эта доля, обозначаемая аi, является обобщением рассмотренной выше доли а'х последнего года жизни. Определение этой

доли является отдельной задачей, которая может решаться по-разному. Одно из возможных решений приведено во вставке на этой странице. В целом, к счастью, за исключением самых молодых возрастов, выбор величины ai не является критичным для построения кратких таблиц смертности. Обычно конвенционально принимается, что a0 = 0,1 для стран с низкой смертноcтью и 0,3 - для стран с высокой смертностью. Все прочие значения этого параметра принимаются равными 0,4 для всех остальных возрастных интервалов7.

Вместе с тем, как показал Чин Лонг Чань8, величина ai не зависит от конкретных значений коэффициента смертности в год, для которого рассчитывается краткая таблица смертности, а определяется лишь тенденцией изменения вероятности смерти внутри возрастного интервала i, xi+l) и может быть рассчитана на основании данных об одногодичных вероятностях смерти. Наличие специальных компьютерных программ построения таблиц смертности делает расчет этого параметра тривиальной задачей.

...Задача построения всех функций таблицы смертности по возрастным коэффициентам смертности jn (x), которые считаются равными табличным, на практике очень важна. Для ее решения надо решить специальное уравнение 1(х+п) - 1(х) - = -nm(х)nLp которое называется основным уравнением таблицы смертности. Существуют различные методы решения этого уравнения. Мы укажем простейший. На основе равенства (6.1) получим рас-

по которой числа доживающих легко восстанавливаются. Достаточно лишь знать па(х). Обычно полагают па(х) - 1/2 п, как это сделано в первых советских таблицах смертности... Валентей Д,И,, КвашаА.Я. Основы демографии. М., 1989. С. 119-120.

Формула для вероятности умереть на возрастном интервале (xj, xi+1) лет аналогична формуле для полных таблиц смертности и имеет следующий вид:

Эта формула построена при предположении, что внутри возрастного интервала (х + п) вероятность смерти или постоянна, или меняется линейно (в возрастных интервалах 0-1 год и 1- 4 года). Если же гипотеза линейности не принимается, то используют альтернативную формулу Гомперца (1825) и Фарра (1864):

 

в которой гипотеза линейности заменяется гипотезой экспоненциального изменения вероятности смерти на возрастном интервале (х + п) лет. Соответственно, nqx = 1 - nрх.

Для возрастного интервала 0 - 1 год как альтернатива иногда просто приравнивают q0 к коэффициенту младенческой смертности.

Все прочие функции краткой таблицы смертности рассчитываются исходя из вычисленных ai , qi и корня таблицы l0.

Числа умирающих (di) на возрастном интервале (xi, xi + l) лет из числа доживающих до точного возраста xi + 1 лет рассчитываются по формулам:

di = l iqi; и li+1 = li - di , где i=0, 1 , 2, 3  - 1 .

Число человеко-лет, прожитых на возрастном интервале (xi , xi+l) лет, или число живущих на этом интервале, при принятии гипотезы линейности равно: Li = ni(li - di) + ai ni di , где i= 0,1,2, 3 - 1. Если же принимается экспоненциальная гипотеза, то для возрастного интервала 0 - 1 год используется альтернативная формула:

 

И для возрастного интервала 1 - 4 года:

4 l1 = 1,704 li + 2,533 l5 -237 l10.

Для последнего открытого возрастного интервала со эта величина равна:

, где тw - повозрастный коэффициент смертности.

Покажем на примере данных о повозрастной смертности мужчин в России в 1997 г, процедуру расчета краткой таблицы смертности мужского населения (табл. 6.5). Примем при этом гипотезу линейности, а также значения параметра аi, равные его величинам по таблице смертности для всего населения США 1960 г., поскольку тогдашний уровень смертности в этой стране довольно близок нынешнему ее уровню в России. Средняя ожидаемая продолжительность жизни для обоих полов в 1960 г. в США равнялась примерно 70 годам, а уровень младенческой смертности - 26,8%о9.

В России средняя ожидаемая продолжительность жизни для обоих полов в 1997 г. была равна примерно 67 годам, а уровень младенческой смертности-17,2%о.

Рассчитаем краткую таблицу смертности с помощью нижеследующей пошаговой процедуры.

·         Шаг 1. Рассчитываем длину возрастного интервала (xi , xi+1), Для интервала 0-1 год она равна 1 году; для интервала 1-4 года она равна 4 годам; для всех прочих - 5 годам. Эту же величину (5 лет) мы условно принимаем и для последнего открытого интервала 85 лет и старше. Хотя знание точного возраста смерти в самых старших возрастах позволяет более точно оценить его длину. Однако для описываемой процедуры длина открытого интервала не играет никакой роли.

·         Шаг 2. Переводим значения повозрастных коэффициентов смертности из промилле в относительные доли единицы.

·         Шаг 3. Учитывая величину параметра аi , определяем qi - вероятность умереть на возрастном интервале (хi , xi+l). При этом для интервала 0-1 год принимаем значение q0 , равное коэффициенту младенческой смертности.

·         Шаг 4. С помощью итеративного процесса рассчитываем числа умирающих (di) на возрастном интервале (xi , xi+l) и числа доживающих (li) до точного возраста х лет. При этом l0 принимаем равным 10 000 (учитывая точность повозрастных коэффициентов смертности); d0 = lOq0 и 11 = l0 - d0 . Затем вся процедура повторяется для каждого возрастного интервала (xi , xi+l), кроме последнего открытого интервала 85 лет и старше. На этом интервале вероятность смерти равна единице, поэтому d18 = l18.

·         Шаг 5. Рассчитываем по приведенным выше формулам числа живущих (Li) на возрастном интервале (xi , xi+1). Для последнего открытого возрастного интервала 85 лет и старше эта величина равна: L18 = l18/m18 , где m18 - повозрастной коэффициент смертности для этого возрастного интервала.

·         Шаг 6. Рассчитываем общее число человеко-лет, которое предстоит прожить дожившим до начала возрастного интервала (xi , xi+1) лет (до точного возраста х лет). Эта величина равна сумме всех Li от i до w (в данном случае до 18).

·         Шаг 7. Разделив Li на li , получим среднюю ожидаемую продолжительность предстоящей жизни для дожившего до начала возрастного интервала (xi ,xi+1) лет (до точного возраста х лет), еi .Построение краткой таблицы смертности закончено.

В предпоследней колонке таблицы приведены официальные данные о величине ei , опубликованные в Демографическом ежегоднике РФ 98, а в последней - разность значений этого показателя, рассчитанных нами, и официальных. Как видно, они близки друг к другу, хотя наш расчет показал несколько большие, чем официальные, значения средней ожидаемой продолжительности жизни для возрастов от 0 до 59 лет. Для старших же возрастов, напротив, расчетные значения меньше официальных. Полного совпадения не может быть, поскольку официальные данные рассчитываются по полным таблицам смертности.

В современных условиях расчет таблиц смертности, как кратких, так и полных, значительно упростился и стал гораздо менее трудоемким, чем ранее. Разработаны специальные пакеты программ и электронные таблицы, позволяющие все процедуру расчета таблиц смертности свести к простому вводу ее повозрастных коэффициентов и некоторых других параметров. Примером таких пакетов является Mort-Pak, примером электронных таблиц - LTPOPDTH и LTMXQXAD из комплекта PAS1.

6.6. ДИНАМИКА ОЖИДАЕМОЙ ПРОДОЛЖИТЕЛЬНОСТИ ЖИЗНИ В РОССИИ В 1990-е гг.

Динамика средней ожидаемой продолжительности жизни в нашей стране за последнее столетие характеризуется сильной неоднородностью, сменой периодов роста этого показателя периодами его довольно резкого и глубокого падения*. Однако на протяжении 70 с лишним лет основной тенденцией было снижение смертности и рост средней ожидаемой продолжительности жизни. В конце XIX в. величина этого показателя была равна 29,4 года для мужчин и 31,7 года для женщин, или примерно на 10 лет ниже, чем в странах Запада. Через примерно 30

Таблица 6.5 Пример расчета краткой таблицы смертности для мужского населения России, 1997 г.

 

Номер возрастного интервала (i)

Возрастной интервал i, хi+1)

Длина возрастного интервала

Повозрастный коэффициент смертности (mi)

а/

/;

qi

di

Li

Тi

в,

Данные Госкомстата РФ (01ei)

01ei-ei

 

 

 

%0

т/1000

 

 

 

 

 

 

 

 

 

0

0-1

1

19,5

0,0195

0,10

10000

0,0195

195

9825

609646,4

60,96

60,75

-0,21

1

1-4

4

1,1

0,0011

0,39

9805

0,0044

43

39115

599821,9

61,18

60,88

-0,30

2

5-9

5

0,6

0,0006

0,46

9762

0,0030

29

48731

560706,9

57,44

57,22

-0,22

3

10-14

5

0,6

0,0006

0,54

9733

0,0030

29

48597

511976,0

52,60

52,38

-0,22

4

15-19

5

1,9

0,0019

0,57

9704

0,0095

92

48320

463379,4

47,75

47,54

-0,21

5

20-24

5

3,9

0,0039

0,49

9612

0,0193

186

47586

415058,9

43,18

42,98

-0,20

6

25-29

5

4,6

0,0046

0,50

9426

0,0227

214

46595

367473,3

38,98

38,77

-0,21

7

30-34

5

5,9

0,0059

0,52

9212

0,0291

268

45416

320878,2

34,83

34,63

-0,20

8

35-39

5

7,7

0,0077

0,54

8944

0,0378

338

43941

275462,0

30,80

30,60

-0,20

9

40-44

5

10,6

0,0106

0,54

8606

0,0517

445

42004

231520,8

26,90

26,71

-0,19

10

45-49

5

14,8

0,0148

0,54

8160

0,0716

584

39458

189517,1

23,22

23,05

-0,17

11

50-54

5

20,4

0,0204

0,53

7576

0,0973

737

36149

150058,8

19,81

19,68

-0,13

12

55-59

5

29,5

0,0295

0,52

6839

0,1377

942

31934

113910,1

16,66

16,64

-0,02

13

60-64

5

40,0

0,0400

0,52

5897

0,1825

1076

26902

81976,6

13,90

13,97

0,07

14

65-69

5

56,9

0,0569

0,52

4821

0,2503

1207

21208

55074,9

11,42

11,61

0,19

15

70-74

5

73,9

0,0739

0,51

3614

0,3129

1131

15300

33867,1

9,37

9,56

0,19

16

75-79

5

103,2

0,1032

0,51

2483

0,4119

1023

9911

18567,0

7,48

7,82

0,34

17

80-84

5

145,9

0,1459

0,48

1461

0,5289

772

5294

8656,0

5,93

6,36

0,43

18

85 и более

204,7

0,2047

0,43

688

1,0000

688

3362

3361,5

4,89

5,18

0,29

лет она составляла уже 40,4 года для мужчин и 45,3 года для женщин11. Несмотря на весь трагизм отечественной истории прошлого века, несмотря на две мировые и гражданскую войны, несмотря на сталинские репрессии, унесшие миллионы жизней, средняя ожидаемая продолжительность жизни населения России увеличивалась вплоть до конца 60-х гг. прошлого века, что, несомненно, можно объяснить как общим подъемом уровня жизни подавляющего большинства населения, так и достижениями в области медицины и здравоохранения. Последние позволили резко снизить смертность (особенно младенческую) от инфекционных и других острых заболеваний. В результате средняя ожидаемая продолжительность жизни населения России достигла 64,6 года для мужчин (1963-1964 гг.) и 73,6 года для женщин (1971-1972 гг.)12.

В последующие годы, вплоть до 1980 г., средняя ожидаемая продолжительность жизни населения России медленно, но неуклонно снижалась, причиной чего был рост смертности от хронических болезней и травм, к чему отечественная медицина оказалась неготовой. В 1979-1980 гг. данный показатель составил 61,4 года для мужчин и 73,0 года для женщин. После 1980 г. падение средней ожидаемой продолжительности жизни населения России прекратилось, а в 1985-1987 гг. ее величина заметно выросла, достигнув 64,9 года для мужчин и 74,6 года для женщин13. Специалисты считают этот существенный, но крайне непродолжительный рост средней ожидаемой продолжительности жизни результатом печально знаменитой антиалкогольной кампании 1985 г., обусловившей некоторое снижение смертности в трудоспособных возрастах от несчастных случаев, а также частично своеобразной реакцией на подъем в 1984 г. смертности от болезней системы кровообращения, вызванный эпидемией гриппа14. Эффект этой кампании был весьма непродолжительным. Уже в 1988 г. средняя ожидаемая продолжительность жизни стала падать, и это падение оказалось весьма глубоким и продолжительным (вплоть до 1994 г.). В 1994 г. этот показатель был равен 57,6 года для мужчин и 71,2 года для женщин. Иначе говоря, наша страна оказалась отброшенной на несколько десятилетий назад, выпав по этому критерию из числа развитых стран. После 1994 г. средняя ожидаемая продолжительность жизни при рождении вновь стала расти, и этот рост продолжается и до сих пор. В 1998 г. она была равна 61,3 года для мужчин и 72,9 года для женщин, после чего вновь начал снижаться, достигнув в 2000 г. соответственно 59,0 и 72,2 лет.15 (график 6.5).

По показателю средней ожидаемой продолжительности жизни при рождении наша страна далеко отстает от наиболее передовых в этом отношении стран, занимая в 1997 г. 111-е место в мире (табл. 6.6). Отставание по этому показателю вполне коррелирует с общей социально-экономической отсталостью нашей страны. График 6.6 прекрасно иллюстрирует этот тезис и в особых комментариях не нуждается.

Показатель средней ожидаемой предстоящей жизни новорожденного является одним из лучших индикаторов не только смертности, но и уровней социально-экономического развития в целом. Совсем не случайно именно эта величина является единственным из демографических показателей, которые используются при расчете т.н. индекса человеческого развития, сводного

График 6.5

Динамика ожидаемой продолжительности жизни при рождении, Россия, 1970-1998 гг.

Таблица 6.6

Ожидаемая продолжительность жизни при рождении по отдельным странам мира (лет)16

 

Страна

Мужчины

Женщины

Страна

Мужчины

Женщины

Австралия. 1996

75,2

81.0

Латвия. 1996

63.9

75.6

Австрия, 1996

73,9

80,2

Литва, 1996

65,0

76,1

Азербайджан, 1998

67,9

75,0

Мексика, 1995

69.2

75,1

Алжир, 1995

66,8

69,4

Молдавия, 1997

62,9

70,3

Армения, 1998

70,9

78,1

Монголия, 1996

64,0

67,0

Аргентина, 1995

69,1

76,2

Нидерланды, 1996

74.7

80,4

Белоруссия, 1997

62,9

74,3

Новая Зеландия, 1996

74,3

79,6

Бельгия, 1996

74.3

81,0

Норвегия. 1996

75.4

81,1

Болгария, 1996

67,1

74,6

Польша, 1996

 

 

Бразилия, 1996

64,1

70,6

Пакистан, 1996

62,9

62,1

Великобритания, 1996

74,3

79,5

Республика Корея, 1996

69,0

76,0

Венгрия, 1996

66,1

74,7

Россия, 1998

61,3

72,9

Вьетнам, 1996

66,0

69,0

Румыния, 1996

65,3

73,1

Германия, 1996

73,3

79,7

Саудовская Аравия, 1995

69,3

72,5

Греция, 1996

75,1

80,3

Словакия, 1995

66,5

75,6

Грузия, 1990-1995

68,5

76,7

США, 1996

72,5

78,9

Дания, 1996

72,8

78,0

Таджикистан, 1995

65.5

71.2

Египет, 1995

63,6

66,1

Туркмения, 1990-1995

61,2

68,0

Индия, 1996

62,0

62,0

Турция, 1996

65,9

70,5

Индонезия, 1996

61,9

65,7

Узбекистан, 1990-1995

64,3

70,7

Италия, 1996

74,8

81,3

Украина, 1998

62,7

73,5

Ирак, 1995

57,3

59,7

Финляндия, 1996

73,0

80,2

Иран, 1996

66,3

64,6

Франция, 1996

74,0

81,9

Испания, 1996

73,4

81,3

Чехия, 1996

70.4

77,3

Казахстан. 1997

59,0

70,2

Чили. 1997

72.1

78.1

Канада, 1996

75,7

81,4

Эстония, 1996

64.5

75,5

Киргизия, 1998

63,1

71,2

ЮАР, 1995

61,2

67,2

Китай. 1996

68,0

71.0

Япония. 1996

77.0

83.6

График 6.6

Связь ВВП и средней ожидаемой продолжительности жизни, 1997 г.17

индикатора, дающего обобщающую характеристику общего уровня социально-экономического развития страны. Кроме средней ожидаемой продолжительности предстоящей жизни новорожденного при расчете индекса человеческого развития используются также уровень грамотности взрослого населения, доля обучающихся в учебных заведениях первой, второй и третьей ступеней и среднедушевой объем валового внутреннего продукта (в долларах США). См., например: Human Development Report 2001. N.Y. 2001. P. 137-138.

Однако величина этого показателя довольно сильно зависит от возрастной структуры населения. Поэтому, кроме него, целесообразно рассчитывать т.н. интервальный показатель продолжительности жизни, который показывает, сколько в среднем предстоит прожить человеку в том или ином конкретном интервале возраста, ограниченном сверху и снизу. Этот показатель иногда называют также отсроченной (временно отсроченной) средней продолжительностью предстоящей жизни .

Вычисляется интервальный показатель продолжительности жизни по следующей формуле19:

где nех - средняя ожидаемая продолжительность жизни в интервале возраста (х, х+п). Остальные обозначения - те же, что прежде. Длина интервала п может быть любой.

Интервальная продолжительность предстоящей жизни рассчитывается или применительно к родившимся, или к достигшим возраста х лет. Тогда в первом случае имеется в виду число лет, которое предстоит прожить в интервале возраста (х, х + п) лет новорожденному. При расчете этого показателя в знаменателе вышеприведенной формулы стоит l0. В втором же случае - число лет, которое предстоит прожить в интервале возраста (х, х+п) лет человеку, достигшему возраста х лет. И тогда в знаменателе стоит 1Х.

Показатель интервальной продолжительности жизни играет важную роль в экономических приложениях демографии, где необходимо знать среднюю ожидаемую продолжительность экономически активной жизни (жизни в трудоспособном возрасте).

По данным табл. 6.7 посмотрим, как работает этот показатель для мужчин трудоспособного возраста.

Как видно из таблицы, средняя ожидаемая продолжительность жизни в трудоспособном возрасте для новорожденных во всех возрастных группах меньше, чем для достигших возраста 15 лет. Это результат ухудшения ситуации со смертностью в последние полтора десятилетия, ухудшения, охватившего даже самые младшие возрасты.

6.7. СМЕРТНОСТЬ ПО ПРИЧИНАМ

Количественные индикаторы уровня смертности и его динамики являются важным инструментом анализа демографической ситуации в стране. Однако одних только количественных показателей, хотя бы и предельно точных и не зависящих от демографической структуры населения, совершенно недостаточно для полной характеристики как самой смертности, так и общей социально-экономической ситуации, условий труда и жизни населения, его образа жизни, поведения, связанного со здоровьем и продолжительностью жизни, экологической и санитарно-гигиенической обстановки. Коэффициенты смертности и показатели таблиц смертности должны быть дополнены качественными показателями, характеризующими причины смерти, то, от чего умирают люди в том или ином возрасте.

Таблица 6.7

Интервальная продолжительность жизни в трудоспособном возрасте. Россия, 1997, мужчины

 

Возраст (лет)

Для новорожденного

Для достигшего 15 лет

15-19

34,9469

36,0145

20-24

30,1149

31,0348

25-29

25,3563

26,1309

30-34

20,6968

21,3290

35-39

16,1552

16,6487

40-44

11,7611

12,1203

45-49

7,5607

7,7917

50-54

3,6149

3,7253

Иными словами, речь идет об анализе причин смерти, об анализе структуры смертности по причинам. Важность этого аспекта анализа смертности обусловлена тесной связью причин, от которых умирают люди, с условиями их жизни и труда, с уровнем развития здравоохранения, с общим уровнем социально экономического развития, наконец, с поведением самих людей, с их отношением к собственному здоровью, к жизни и смерти.

Под причинами смерти понимают болезни, патологические состояния или травмы, которые привели к смерти или способствовали ее наступлению, а также обстоятельства несчастного случая, вызвавшего травму со смертельным исходом, или насильственной смерти20. Причина, по которой наступила смерть, устанавливается соответствующим медицинским органом или врачом. При этом современная статистика причин смерти основана на выделении одной, ведущей, или начальной причины смерти*.

Согласно современным правилам демографической и медицинской статистики, принятым в мире, начальная причина смерти устанавливается в соответствии с Международной классификацией болезней, травм и причин смерти (МКБ), регулярно начиная с 1893 г. разрабатываемой, пересматриваемой и утверждаемой соответствующими уполномоченными международными организациями*. В настоящее время в мире действует МКБ 10-го пересмотра, принятая в 1992 г.

• В нашей стране фрагментарная регистрация причин смерти началась в 1902 г. в некоторых городах на основе классификации, разработанной Обществом русских врачей им. Н.И. Пирогова. Регулярная же регистрация причин смерти была введена только в 1925 г. и тоже только в городах. Лишь с 1958 г. эта регистрация стала сплошной, охватив и сельскую местность21.

Наша страна, как всегда, шла «другим путем». Международная классификация болезней в практике нашей медицинской и демографической статистики никогда напрямую не применялась. До середины 60-х гг. прошлого века использовалась своя классификация причин смерти. Лишь с 1965 г. отечественная статистика стала учитывать причины смерти согласно их номенклатуре, основанной на МКБ 7-го пересмотра. До 1998 г. в России действовала краткая номенклатура причин смерти, основанная на МКБ 9-го пересмотра, утвержденная в 1981 г. и модифицированная в 1988 г. В табл. 6.8 приведены названия основных классов болезней и причин смерти, применявшихся

Таблица 6.8

Наименования классов причин смерти, принятых в Международной статистической классификации болезней, травм и причин смерти 9-го пересмотра (1975)

 

Класс I

Инфекционные и паразитарные болезни. (Коды 001-139)

Класс II

Новообразования. (Коды 140-239)

Класс III

Болезни эндокринной системы, расстройства питания, нарушения обмена веществ и иммунитета. (Коды 240-279)

Класс IV

Болезни крови и кроветворной системы, (Коды 280-289)

Класс V

Психические расстройства. (Коды 290-319)

Класс VI

Болезни нервной системы и органов чувств. (Коды 320-389)

Класс VII

Болезни системы кровообращения. (Коды 390-459)

Класс Vlii

Болезни органов дыхания. (Коды 460-519)

Класс IX

Болезни органов пищеварения. (Коды 520-579)

Класс X

Болезни мочеполовой системы. (Коды 580-599)

Класс XI

Осложнения беременности, родов и послеродового периода. (Коды 630-676)

Класс XII

Болезни кожи и подкожной клетчатки. (Коды 680-709)

Класс XIII

Болезни костно-мышечной системы и соединительной ткани. (Коды 71 0-739)

Класс XIV

Врожденные аномалии. (Коды 740-759)

Класс XV

Отдельные состояния, возникающие в перинатальном периоде. (Коды 760-779)

Класс XVI

Симптомы, признаки и неточно обозначенные состояния. (Коды 780-799)

Класс XVII

Несчастные случаи, отравления и травмы. (Коды E800-Е999)

Первая МКБ была принята в 1893 г. Международным статистическим институтом по предложению французского статистика и демографа Ж. Бертильона (Бертийона). В настоящее время МКБ пересматривается и утверждается Всемирной организацией здравоохранения.

отечественной статистикой в указанный период. Всего в отечественной номенклатуре содержится 200 причин смерти, каждая из которых представляет собой объединение групп рубрик 9 МКБ (общее количество этих рубрик - 5600)22. В 1999 г. была введена в действие новая номенклатура болезней, основанная на МКБ 10-го пересмотра, что, по мнению некоторых авторов, сильно затруднило анализ смертности по причинам и сопоставление ее с данными прошлых лет23.

Показателями смертности по причинам являются общие и повозрастные коэффициенты. Общие коэффициенты смертности по причинам смерти вычисляются как отношения чисел умерших от указанных причин смерти к среднегодовой численности наличного населения по текущей оценке

где CMRi - общий коэффициент смертности от i-той причины; Di - число умерших от этой причины; Р - среднегодовое население.

В отличие от общих коэффициентов смертности они рассчитаны, как видно из формулы, не на 1000 населения, а на 100 000 населения. Общие коэффициенты смертности по причинам смерти аддитивны, т. е. их можно складывать, поскольку в их знаменателе стоит одна и та же численность населения, а сумма умерших от всех причин, разумеется, равняется общему числу умерших.

Иначе говоря, сумма общих коэффициентов смертности по причинам смерти равна общему коэффициенту смертности

Общие коэффициенты смертности по основным классам причин смерти могут зависеть от различий в возрастном составе умерших. В связи с этим рассчитывают коэффициенты, стандартизованные по возрасту прямым способом, т.е. полученные для каждого класса причин смерти как средняя арифметическая из показателей для пятилетних возрастных групп, взвешенная по единой возрастной структуре. Эти стандартизованные коэффициенты смертности по причинам в настоящее время регулярно публикуются в Демографических ежегодниках РФ. При этом для их расчета Госкомстат РФ применяет так называемый Европейский стандарт возрастной структуры.

Повозрастные коэффициенты смертности по причинам смерти вычисляются аналогично общим как отношения чисел умерших от указанных причин смерти в возрастех лет к среднегодовой численности наличного населения данного возраста по текущей оценке

где ASMRxi - коэффициент смертности от i-той причины на возрастном интервале (x + n) лет; nDxi - число лиц возраста (х + п) лет, умерших от i-той причины смерти; n Рх - среднегодовое население в возрасте (х + п) лет.

Коэффициенты смертности в трудоспособном возрасте по основным классам причин смерти вычисляются за один год как частное от деления числа умерших в трудоспособном возрасте от указанного класса причин смерти на среднегодовую численность лиц того же возраста.

Коэффициенты младенческой смертности по причинам смерти рассчитываются аналогично коэффициентам смертности от всех причин, но, в отличие от них, вычисляются не на 100 000 среднегодового населения, а на 10 000 родившихся.

В табл. 6.9 представлены официальные данные Госкомстата РФ о динамике смертности по причинам в нашей стране в 60- 90-е гг. Как видно из приведенных в таблице данных и как уже было показано выше, в последнюю треть прошлого века динамика смертности в нашей стране была весьма негативной: за исключением краткого периода в середине 80-х гг. и второй половины 90-х гг. общая смертность как мужчин, так и женщин росла. При этом смертность от различных классов причин изменялась неодинаковым образом. Смертность от инфекционных и паразитарных болезней и у мужчин, и у женщин в общем и целом снижалась. Стандартизованный коэффициент смертности от этих причин с 1965 по 1998 г. снизился у мужчин практически вдвое, а у женщин - более чем в три раза, что маскирует, однако, ее рост в 90-е гг., благодаря которому величина этого коэффициента в настоящее время выше, чем в конце 80-х гг. В то же время смертность от новообразований, болезней органов кровообращения, а также от несчастных случаев, отравлений и травм до середины 90-х гг. неуклонно росла, особенно у мужчин, достигнув своего пика в 1993-1994 гг.

Такая динамика смертности в указанный период, особенно же в 90-е гг., обусловила резкое снижение показателя средней ожидаемой продолжительности жизни новорожденного, как это было показано выше. При этом основной вклад в это снижение внесли так называемые «внешние» причины смерти, т. е. несчастные случаи, отравления и травмы. Этим первая половина 90-х гг. резко отличается от предшествующего периода 60-80 гг., когда ведущую роль в снижении средней ожидаемой продолжительности жизни новорожденного играли болезни органов кровообращения, а также новообразования, особенно рак легкого24.

Популярное в политических кругах и в средствах массовой информации представление о том, что повышение смертности было вызвано массовым обеднением населения России, не нашло прямого подтверждения. Действительно, если бы абсолютная бедность была причиной повышения смертности, то в первую очередь пострадали бы наиболее уязвимые и экономически зависимые группы населения - дети и старики... Однако в реальности повышение смертности было максимальным среди лиц трудоспособного возраста (наиболее активных и состоятельных экономически), а детская смертность и смертность среди престарелых изменилась мало. [...] Можно утверждать, что весьма значительная (видимо, преобладающая) часть прироста смертности в начале 90-х гг. была обусловлена стремительным ростом потребления алкоголя и полной ликвидацией того позитивного наследия (в виде необычайно низкой смертности) во второй половине 80-х гг., которое досталось России после антиалкогольной кампании. [...] На основании имеющихся фактов можно с большой долей вероятности утверждать, что падение и последующий рост потребления алкоголя создали главные условия, приведшие к колоссальным колебаниям смертности после 1984 г. Конечно, нельзя абсолютизировать «алкогольный» фактор в качестве единственного фактора снижения и роста смертности в 1985-/995 гг., тем более выдавать его за единственного виновника высокой смертности в России.

Policies for the Control of the Transition's Mortality Crisis. UNDP. Project № RUS/98/G53. Руководители В. В. Школьников, В. В. Червяков. М., 2000. Цит. по: Доклад о развитии человеческого потенциала в Российской Федерации. 2000. М., 2000. С. 6-5-66.

Таблица 6.9 Динамика стандартизованных коэффициентов смертности по причинам в России, %25

 

Годы

1965

1970

1975

1980     1985

1990

1991      1992

1993

1994

1995

1996

1997     1998

Мужчины

От всех причин Класс 1 (Инфекционные и паразитарные болезни)

1473,2 69,7

1704,5 54,8

1761,5 44,4

1872,9 1807,9 38,7      30,5

1654,5 22,0

1705,6 1816,0 21,9      24,6

2181,0 33,0

2382,0 38,6

2199,0 38,0

2052,8 40,6

1918,8 1865,4 38,3      34,8

Класс II (Новообразования)

292,3

287,2

281,6

284,5    299,5

311,8

318,8    319,0

323,2

319,4

309,1

299,9

296,2    293,9

Класс VII (Болезни системы кровообращения)

648,5

809,0

874,2

946,2    950,7

836,8

855,5    881,9

1053,5

1156,0

1051,8

991,3

951,0    933,9

Класс VIII (Болезни органов дыхания)

136,0

198,1

189,6

184,0    157,3

114,5

109,5    113,5

146,6

161,4

142,2

130,5

119,2    106,8

Класс IX (Болезни органов пищеварения)

42,1

44,4

45,7

53,7      50,7

43,3

44,2      50,1

58,4

66,8

68,8

63,2

57,0      55,1

Класс XVII (Несчастные случаи, отравления и травмы) От всех причин

180,0 889,4

239,0 913,5

259,3 928,3

295,3    239,6 Женщ 959,1    966,3

231,3 ины 876,6

242,4    293,7 891,5    921,1

409,2 1043,8

457,3 1109,1

394,7 1060,9

368,1 1009,5

314,5    308,2 985,0    962,4

Класс 1 (Инфекционные и паразитарные болезни}

21,9

14,4

12,2

11,3       9,0

5,8

5,7        5,7

7,2

8,2

8,4

7,5

7,1        6,9

Класс II (Новообразования)

160,8

146,2

141,3

135,8    136,9

141,7

142,8    144,2

143,3

144,7

142,3

139,7

139,4    139,0

Класс VII (Болезни системы кровообращения)

504,4

544,9

573,5

610,4    634,0

548,1

548,9    556,1

631,8

671,9

633,2

606,5

597,4    586,0

Класс VIII (Болезни органов дыхания) .

63,5

89,5

81,5

70,5      55,2

37,4

34,8      34,1

40,1

40,6

37,5

34,3

33,0      28,7

Класс IX (Болезни органов пищеварения) Класс XVII (Несчастные случаи, отравления и травмы)

21,7 41,4

21,6 51,2

20,5 58,6

22,1      22,5 68,0      60,8

21,4 55,7

21,4      23,2 58,3      69,2

26,1 91,6

29,9 100,7

30,7 93,6

27,7 84,1

25,9      24,8 76,4   . 74,9

Особенностью этих классов причин смерти является то, что они, может быть, сильнее, чем другие, зависят от условий жизни населения, от его образа жизни, в большей мере определяются поведенческими факторами, отношением людей к своему здоровью, вообще к жизни и смерти. И совершенно не случайно, что смертность от указанных трех классов причин достигла своего пика, как сказано, именно в середине 90-х гг., когда социально-экономический кризис в нашей стране достиг своего апогея и когда в своем негативном влиянии на здоровье населения и продолжительность жизни сошлись и падение уровня жизни огромной части населения России, и утрата многими людьми жизненных ориентиров, и деградация системы здравоохранения, ставшей к тому же малодоступной из-за отказа от ее бюджетного финансирования. Роль последнего из перечисленных выше факторов можно подтвердить фактом быстрого роста смертности от хронических болезней, удельный вес которых в общем числе случаев смерти невелик. Имеются в виду туберкулез, эпилепсия, сахарный диабет, цирроз печени, болезни поджелудочной железы.

Этот рост, по мнению авторов доклада о развитии человеческого потенциала в Российской Федерации за 2000 г., можно объяснить только повышением летальности среди хроников, чья жизнь непосредственно зависит от того, как функционирует система здравоохранения и как они обеспечены лекарствами. При этом, по их словам, если прежде (до 1992 г.) «всеобщим бедствием» было отсутствие лекарств, то теперь люди отказываются от их приобретения не только потому, что дороговизна сделала их недоступными для очень и очень многих, но и потому, что «в населении за десятилетия сложилась устойчивая убежденность, что лекарства и медицинские услуги вообще должны быть дешевы или бесплатны»26.

Как только экономическая ситуация в стране стала улучшаться (напомню, что речь идет о периоде 1995-1998 гг.), как только стали проявляться положительные изменения в уровне жизни населения, а также признаки его адаптации к новым условиям рыночной экономики, так сразу же возникли позитивные тенденции и в динамике смертности и продолжительности жизни. Смертность от всех основных причин, как видно из табл. 6.9, уменьшилась, но наиболее заметным было снижение от болезней системы кровообращения, новообразований, несчастных случаев, отравлений и травм. Это привело к некоторому росту средней ожидаемой продолжительности жизни новорожденного. Анализ повозрастных коэффициентов смертности по причинам показывает, что на рост средней ожидаемой продолжительности жизни новорожденного наибольшее влияние оказало снижение смертности от «внешних» причин в возрастах от 25 до 55 лет и от болезней системы кровообращения в возрасте 50-70 лет.

Обращает на себя внимание, что 80% всей смертности у мужчин и 82% у женщин приходится всего на три класса причин смерти из 17. 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 самосохранителъным поведением... 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.

Борисов В.А. Демография: Учебник для вузов. М., 1999. С. 227-228.

Как пишут авторы Седьмого ежегодного демографического доклада, «речь идет о тех же возрастах и причинах смерти, которые внесли наибольший вклад в повышение смертности начала 90-х годов»27.

По мнению некоторых специалистов, колебания уровня смертности за полтора десятилетия с 1984 по 1998 г. погасили друг друга и рост смертности в 90-е гг. «является артефактом». Основанием для такого вывода является сравнение реального и гипотетического (при предположении, что повозрастные коэффициенты смертности 1979 г. постоянны для периода 1979-1999 гг.) чисел смертей за все это двадцатилетие. Разница между ними составляет всего 0.8%28. Однако поверить в то, что повышение смертности в начале 90-х гг. - это «артефакт», мешает то, что, как показывает наша недавняя история, авторы, о которых идет речь, практически всегда склонялись к «оптимистическим» оценкам демографической ситуации в стране, видимо, стремясь не очень-то огорчать «властей предержащих». Думается все же, что динамика смертности в нашей стране в последнее десятилетие и есть та демографическая цена, которую наша страна, российский народ заплатили за непродуманный, мягко говоря, ход совершенно необходимых и даже насущных социально-экономических реформ.

Таблица 6.10

Рост смертности от некоторых причин в 1998-1999 гг. в Российской Федерации Стандартизованные коэффициенты смертности на 100 000 человек29

 

Причины смерти

Мужчины

Женщины

 

1998г.

1999г.

1999г. в%к 1998 г.

1998г.

1999 г.

1999г. в% к 1998 г.

Острые респираторные инфекции, грипп, пневмония

27,6

37,9

37,3

9,2

12,0

30,4

Злокачественные новообразования желудка и кишечника

62,2

75,1

20,7

31,3

38,9

24,3

Туберкулез

29,4

38,1

29,6

3,4

4,1

20,6

Автотранспортные несчастные случаи

35,1

40,4

15,1

11,1

12,1

9,0

Случайные отравления алкоголем

29,8

33,8

13,4

7,4

8,8

18,9

Убийства и преднамеренные повреждения

35,5

40,3

13,5

10,4

12,3

18,3

Приятно, конечно, утешаться мыслями о «компенсаторном характере» динамики смертности в нашей стране или о том, что в России уже много десятилетий длится «затяжной кризис смертности», но факт остается фактом: первая половина последнего десятилетия прошлого века действительно продемонстрировала беспрецедентное, невиданное в мирное время повышение смертности и падение средней ожидаемой продолжительности жизни.

И показатели смертности (общей и по причинам) за 1999 г. подтверждают, что успокаиваться пока еще рано. Средняя ожидаемая продолжительность жизни новорожденного вновь снизилась.

Приведенную в табл. 6.10 картину можно рассматривать как демографическую цену дефолта 17 августа 1998 г., как бы некоторые авторы этого ни отрицали. Тот факт, что, по данным авторов Доклада о развитии человеческого потенциала в Российской Федерации за 2000 г., 75% снижения средней ожидаемой продолжительности жизни новорожденного обусловлено ростом смертности в трудоспособных возрастах, причем практически две трети этого снижения обусловлены теми же причинами поведенческого характера, о которых шла речь выше30, говорит о том, что дефолт сыграл роль спускового крючка в развитии стрессов и шоковых состояний, выход из которых многие искали в алкоголе, наркотиках и других видах девиантного поведения, но так и не нашли.

Наиболее трагичным является положение с мужской смертностью и продолжительностью жизни. На протяжении многих лет в нашей стране (сперва в СССР, а теперь и в России) наблюдается самый большой в мире разрыв в продолжительности жизни мужчин и женщин. Например, если в 1997 г. для всего населения земного шара этот разрыв составлял 4,2 года в пользу женщин, то в России он был равен 12,2 года (минимальным в том же году этот разрыв был в Бангладеш - 0,1 года, в Непале и на Мальдивских островах продолжительность жизни мужчин была больше, чем женщин: соответственно 0,5 и 2,4 года)31. Своего максимума (13,5 года) разрыв в продолжительности жизни мужчин и женщин достиг в 1994 г., наиболее критическом с точки зрения смертности, как, впрочем, и во многих других отношениях. В 1999 г. этот разрыв равнялся 12,6 года.

Уже из табл. 6.10 видно, что решающую роль в мужской сверхсмертности играют причины смерти, имеющие именно поведенческий характер. Оценить эту роль более содержательно позволяют данные табл. 6.11, в которой показаны отличия про должительности жизни российских мужчин от стран с той же продолжительностью жизни женщин.

Как видно из табл. 6.11, за последнюю треть XX в. отставание России по продолжительности жизни мужчин от стран с такой же продолжительностью жизни женщин увеличилось на 4,15 года, или почти в 2,4 раза. При этом основным фактором этого явилась смертность от болезней системы кровообращения (рост на 2,77 года, или более чем в 25 раз), несчастных случаев, отравлений и травм (рост на 2,28 года, или более чем в 2,2 раза). Эти причины, как уже не раз говорилось выше, связаны с поведением, с отношением людей к собственному здоровью и продолжительности жизни, которые у мужчин являются более антиэкзистенциальными, более разрушительными, чем у женщин. И не только в силу особенностей социальных ролей мужчин, но и с тем, что мужчины гораздо в большей мере, чем женщины, являются и становятся жертвами стрессов и дезадаптации и гораздо более склонны прибегать к антивитальным способам выхода из них. Не случайно, что более 80% различий в продолжительности жизни российских мужчин по сравнению со странами с аналогичной продолжительностью жизни женщин связаны со сверхсмертностью в трудоспособных возрастах33.

Таблица 6.11

Отличие продолжительности жизни мужчин в России от стран с той же продолжительностью жизни женщин32

 

Причины смерти

1965

1999

Все причины

-2,98

-7,13

в том числе за счет отдельных причин смерти:

Инфекционные и паразитарные болезни

-0,65

-0,18

в том числе туберкулез

-0,57

-0,28

Новообразования

-0,76

-0,51

Болезни системы кровообращения

0,11

-2,66

в том числе:

Ишемическая болезнь сердца

0,30

-1,48

Сосудистые поражения мозга

-0,48

-0,95

Несчастные случаи, отравления и травмы

-1,89

-4,17

в том числе:

Самоубийство и самоповреждение

-0,44

-0,80

Убийства и преднамеренные повреждения

-0,16

-0,67

6.8. ЭПИДЕМИОЛОГИЧЕСКИЙ ПЕРЕХОД

Описанная выше динамика смертности по причинам характеризует ситуацию в одной отдельно взятой стране и в конкретный период времени (в данном случае в России последней трети прошлого века). Она выражает как специфику нашей страны, так и некие общие закономерности изменения структуры смертности по причинам, имеющие глобальный характер и свойственные практически всем странам.

Эти глобальные тенденции исторического изменения структуры заболеваемости и смертности по причинам описывает так называемая концепция эпидемиологического перехода, выдвинутая и развитая в работах ряда зарубежных демографов и эпидемиологов. Сам термин эпидемиологический переход предложен в 1971 г. американским демографом и социал-гигиенистом А. Омраном в статье «Эпидемиологический аспект теории естественного движения населения»34.

Исходный тезис концепции заключается в том, что актуальную смертность можно разложить на эндогенную и экзогенную составляющие, определяемые соответственно внутренними и внешними воздействиями на организм человека, которые ведут к заболеваниям и смерти, определяя как ее общий уровень, так и смертность от тех или иных конкретных причин.

Эндогенная составляющая смертности детерминирована онтобиологическими, или внутренними, факторами. Они или связаны с самим по себе естественным процессом развития и старения человеческого организма, или определяются его генетическими характеристиками (наследственные болезни, мутации и т.п.). Экзогенная составляющая смертности детерминирована факторами окружающей среды, как природной, так и социальной (экологическая обстановка, особенности производства, санитарно-гигиенические условия труда и быта, включая эпидемиологическую ситуацию в том или ином регионе, состояние медицинского и социального обслуживания, и т.п.), а также поведенческими факторами, отношением самого населения к собственному здоровью и продолжительности жизни. Такое разделение смертности на составляющие, имеющие различную природу, является в настоящее время общепринятым.

В последнее время в смертности стали выделять не две, а три составляющие: чисто экзогенную смертность, квазиэндогенную смертность и чисто эндогенную смертность. При этом под квазиэндогеннои смертностью понимают смертность в результате накопленных экзогенных воздействий35.

Смертность от той или иной конкретной причины есть результат совместного действия как эндогенных, так и экзогенных (в том числе и квазиэндогенных) факторов. Именно поэтому делить причины смерти на эндогенные и экзогенные можно лишь с весьма высокой долей условности. Тем не менее попытки такого деления не совсем бессмысленны и могут быть эффективными. Такого рода попытки предпринимались неоднократно.

Борьба со смертью содержит две различные задачи неодинаковой сложности. Можно сравнить смертность с участком земли, состоящим из двух пород разной твердости. Эрозия воздействует сначала на более мягкую из них, обнажая контур твердой породы. Исчезновение более мягкой породы как раз и происходит на протяжении вот уже двух столетий. Такое развитие не может служить доказательством невозможности победить упорно сохраняющиеся причины смерти. Но мы видим, что это совсем иная проблема. Тогда как до сих пор речь шла о том, чтобы благоприятствовать естественному ходу вещей, устраняя нарушающие его факторы, теперь речь идет об изменении самого этого естественного хода вещей.

Bourgeois-Pichat J. Essai sur la mortalite «biologique» de I'homme//Population. 1952. № 3. P. 393-394. Цит. no: Вишневский А,Г. Демографическая революция. M., 1976. С. 89.

Например, французский демограф Ж.Л.Э. Буржуа-Пиша (J.L.E. Bourgeois-Pichat, 1912-1990), который был первым, кто начал делить причины смерти на эндогенные и экзогенные36, относил к числу экзогенных такие причины смерти, как болезни органов дыхания, инфекционные болезни и травмы, а к числу эндогенных - все прочие причины смерти при преобладании среди них болезней системы кровообращения и новообразования. В классификации американских демографов С.Х. Престона (S.H. Preston), H. Кейфеца (N. Keyfitz) и Р. Шоэна (R. Shoen) к эндогенным отнесены такие причины смерти, как болезни системы кровообращения, новообразования, нефрит, язва желудка и кишечника, диабет, цирроз, врожденные пороки, а к экзогенным - инфекционные болезни, диарея, грипп, пневмония, бронхит, материнская смертность (органические причины) и травмы (неорганические причины)37.

Суть концепции эпидемиологического перехода состоит в утверждении о радикальном изменении структуры смертности по причинам, когда на смену преобладания экзогенных причин смерти пришло первенство эндогенных и квазиэндогенных.

Начало этого исторического сдвига, длительность которого превышает целое столетие, специалисты относят к середине XIX в., хотя первые признаки его появились еще в веке XVIII. Именно в середине XIX в., как считают специалисты, «к действию общих социально-экономических факторов, порожденных развитием буржуазного общества, добавилось действие некоторых специфических факторов, влияющих на здоровье и продолжительность жизни людей непосредственно и даже до известной степени независимо от уровня их благосостояния. Речь идет прежде всего о новых санитарно-гигиенических условиях и новой роли медицины, вытекавших из развития промышленности и связанного с ним научно-технического и культурного прогресса, а также о некоторых изменениях экобиологических условий»38. В этой связи упоминаются изменения в личной гигиене, оздоровление среды обитания людей, а также успехи в диагностике, лечении и профилактике разного рода инфекционных заболеваний. Все это позволило резко уменьшить смертность от эпидемических и других инфекционных заболеваний, уносивших в недавнем прошлом миллионы жизней. Одновременно это привело к увеличению доли умирающих от заболеваний системы кровообращения и новообразований (табл. 6.12, в которой в качестве примера приведена динамика чисел умирающих от разных причин в Англии и Уэльсе). Именно это радикальное изменение структуры смертности по причинам и называют эпидемиологическим переходом.

Обычно выделяют четыре стадии эпидемиологического перехода, соответственно роли причин экзогенной и эндогенной природы: «заболевания и голод», «снижающаяся пандемия инфекционных заболеваний», «дегенеративные и профессиональные заболевания», «отложенные дегенеративные заболевания».

На первой стадии происходит ограничение или даже ликвидация смертности или по крайней мере ее периодических повышений от особо опасных инфекционных заболеваний, принимающих характер массовых эпидемий или даже пандемий (чума, холера, оспа и т.п.), а также голода.

Таблица 6.12

Динамика чисел умирающих от разных причин в Англии и Уэльсе, на 1000 родившихся39

 

Причины смерти

1861

1901

1940

1964

Инфекционные и паразитарные болезни

229,7

165,3

69,3

9,8

в том числе туберкулез органов дыхания

109,5

77,4

40,2

5,9

Новообразования

14,0

52,3

118,8

201,1

Сердечно-сосудистые заболевания

124,3

181,5

348,7

497,4

Грипп, пневмония, бронхиты

132,2

165,2

163,2

132,5

Несчастные случаи, отравления и случаи насильственной смерти

49,4

48,9

86,0

45,8

Прочие и неустановленные причины

450,4

386,8

214,0

113,4

На второй стадии эпидемиологического перехода снижается заболеваемость и смертность от некоторых других причин экзогенного характера, прежде всего от таких инфекционных болезней, как туберкулез, желудочно-кишечные инфекции, детские инфекции и т.п. Вместе с тем на второй стадии начинается рост заболеваемости и смертности от квазиэндогенных причин, таких как болезни системы кровообращения, новообразования, которые при этом смещаются во все более молодые возраста. Этот рост является результатом увеличивающегося загрязнения окружающей среды из-за стремительного и неконтролируемого процесса индустриализации, а также связанного с ней увеличения физических и психологических нагрузок, ведущих к стрессам и нервным срывам. Одновременно растет смертность от несчастных случаев, прежде всего на производстве.

Третья стадия эпидемиологического перехода характеризуется преодолением отмеченных выше отрицательных следствий процесса индустриализации. Человечество как бы останавливается в ужасе от зрелища тех разрушительных эффектов, которые несет с собой безудержный и неконтролируемый экономический рост. Начинается борьба за охрану окружающей среды, за общее оздоровление среды обитания людей, условий их труда и быта, одним из основных критерием разработки новой техники становится ее безопасность, отсутствие или минимизация угроз здоровью и жизни людей. Меняется и поведение многих  людей. Растущее их число начинает вести здоровый образ жизни, избавляться от вредных привычек, заниматься спортом, правильно питаться и вообще следовать разумным гигиеническим рекомендациям. Дальнейшие успехи профилактики и медицины уменьшают не только заболеваемость, но и смертность от многих причин. В результате средняя ожидаемая продолжительность жизни увеличивается, в том числе увеличивается и такой важнейший параметр социального развития, как средний ожидаемый возраст смерти от большинства болезней.

Четвертая стадия эпидемиологического перехода началась, как считается, совсем недавно, причем в основном в странах с низкой смертностью и высокой продолжительностью жизни. На этой стадии происходит дальнейшее снижение смертности как итог, с одной стороны, улучшения профилактики многих заболеваний квазиэндогенной и эндогенной природы, а с другой, - прогресса в лечении врожденных заболеваний, связанных с генетическими нарушениями и пороками внутриутробного развития. Как результат, уменьшается младенческая и детская смертность, а также смертность в пожилых и старческих возрастах.

На первых трех стадиях эпидемиологического перехода наиболее существенно улучшаются характеристики здоровья и смертности детей и молодых женщин, на четвертой - пожилых и стариков, особенно мужчин. На четвертой стадии ускоренно растет распространенность хронических болезней, повышается зависимость здоровья от профилактики40.

То, как конкретно развертывается процесс эпидемиологического перехода, каковы его детерминанты, характер и темпы, служит основанием для выделения двух его моделей. Первая из них - это классическая западная модель, характеризующаяся, как считается, ускоренными темпами. Вторая - это современная модель, свойственная развивающимся странам, в которых по-прежнему сохраняется высокая младенческая и детская смертность, обязанная своим существованием массовым инфекциям и голоду. Для этой модели свойственны низкие темпы эпидемиологического перехода41.

Что касается факторов эпидемиологического перехода, факторов, иначе говоря, влияющих на уровень смертности и продолжительность жизни, то число их чрезвычайно велико (практически бесконечно). Соответственно возможны и существуют их многочисленные классификации, по разному расставляющие акценты и выделяющие различные аспекты воздействий на здоровье и продолжительность жизни людей.

В частности, А. Омран выделяет следующие группы факторов эпидемиологического перехода: экобиологические (состояние окружающей среды, наличие возбудителей болезни, особенности иммунной системы человека), социокультурные (экономика, политика, уровень и образ жизни, питание, гигиена и т.п.), медицинские (санитария, лечебные и профилактические мероприятия).

В.А. Борисов также говорит о четырех факторах уровня смертности и продолжительности жизни, при этом его классификация несколько отличается от Омрановой. Он выделяет в порядке их значимости следующие группы факторов: уровень жизни народа, эффективность служб здравоохранения, санитарная культура общества, экологическая среда. Другие авторы дают свои классификации этих факторов42.

Однако во всех возможных классификациях можно увидеть нечто общее. Все они так или иначе выделяют факторы, как бы внешние по отношению к человеку и недоступные его непосредственному контролю, и факторы, связанные с его образом жизни и поведением, которые он может так или иначе контролировать. При этом как набор факторов, так и значение, которое им придается тем или иным автором, определяется порой не только его чисто исследовательским интересом, но и какими-то внешними по отношению к науке мотивами, вплоть, к сожалению, до политической ангажированности.

Ключевые слова

Смертность, общий коэффициент смертности, повозрастная смертность, младенческая смертность, метод Ратса, таблицы смертности, дожитие, продолжительность жизни, ожидаемая продолжительность жизни, прямая стандартизация, косвенная стандартизация, обратная стандартизация, причины смерти, эпидемиологический переход.

Вопросы для повторения

1.              Демографическое понятие смертности.

2.              В чем специфика расчета коэффициента младенческой смертности?

3.              Что выражают коэффициенты а и р в знаменателе формулы Ратса?

4.              Каковы основные функции (показатели) таблиц смертности?

5.              Демографический смысл средней ожидаемой продолжительности жизни новорожденного.

6.  Зачем нужна стандартизация общих коэффициентов смертности? Каковы основные методы этой стандартизации, их особенности и отличие друг от друга?          

7.       В чем заключается основная мысль концепции эпидемиологического перехода?

8.              Каковы особенности структуры смертности по причинам в России по сравнению со странами Запада?

9.              Каковы основные факторы уровня смертности и продолжительности жизни?

Примечания к главе 6

1 См.: Народонаселение. Энциклопедический словарь. М.,1994. С. 448.

2 Пример взят из книги Palmore J.A., Gardner R.W. Measuring Mortality, Fertility and Natural Increase: A Self-Teaching Guide to Elementary Measures. Honolulu. 1983. P. 7-17.

3 См.: Народонаселение. Энциклопедический словарь. М.,1994. С. 516.

4 См.: Валентен Д.И., Кваша А.Я. Основы демографии. М.,1989. С. 117-118; Курс демографии / Под ред. А.Я. Боярского М., 1985. С. 255-256.

5 См.: Народонаселение. Энциклопедический словарь. М.,1994. С. 516-517.

6 В дальнейшем изложении мы следуем за американским демографом китайского происхождения Чин Лонг Чанем. См.:Chin Long Chiang. The Life Table and its Construction // Introduction to Stochastic Processes in Biostatistics. N.Y., 1968. P. 189-214.

7 См.: Newell C. Methods and Models in Demography. London.1988. P. 71.

8 Chin Long Chiang. Op. Cit.

9 U.S. Department of Commerce, Bureau of the Census. United States Census of Population, 1960. United States Summary, Detailed Characteristics. Final Report PC (1)-ID. Table 155.

10               Mor tPak-Lite. The UN Software Packages for Mortality Measurement.    N.Y.,    1990;       Population    Analysis    with Microcomputers. Vol. 1. Presentation of Techniques / By EduardoE. Arriaga. November 1994. P. 76-84.

/ u Современная демография / Под ред. А.Я. Кваши и В.А. Ионцева. М., 1995. С. 45. Приведенные данные относятся к европейской части России в границах 1926 г.

12               Демографический ежегодник Российской Федерации 1998.М., 1998. С. 101.

13               Там же.

14               См.: Современная демография / Под ред. А.Я. Кваши и В. А.Ионцева. М., 1995. С. 49; См.: также. Борисов В. А. Демография: Учебник для вузов. М., 1999. С. 227.

15               Демографический ежегодник Российской Федерации 2001.С. 121.

16               Демографический ежегодник Российской Федерации 1999.|М., 1999. С. 382-383.

17               См.: Human Development Report 1999. N.Y., Р.4.

18               См.: Народонаселение. Энциклопедический словарь. М.,11994. С. 358.

19               См.: Народонаселение. Энциклопедический словарь. М.,11994. С. 358; Борисов В.А. Демография: Учебник для вузов. М.,11999. С. 223.

20               См.: Народонаселение. Энциклопедический словарь. М.,1994. С. 351.

21               См.: Социальная энциклопедия. М., 2000. С. 274.

22               Там же.

23               См.: Доклад о развитии человеческого потенциала в Российской Федерации. 2000. М., 2000. С. 67. Названия классов болезней по МКБ 10-го пересмотра; см.: Народонаселение. Энциклопедический словарь. М., 1994. С. 217.

24               См.: Население России 1999. Седьмой ежегодный демографический доклад. М., 2000. С. 112-113.

25               Демографический ежегодник РФ 1999. М., 1999. С. 246-247.

26               Доклад о развитии человеческого потенциала в Российской Федерации. 2000. М., 2000. С. 66.

27               Население России 1999. Седьмой ежегодный демографический доклад. М., 2000. С. 113.

28               Вишневский А.Г. Подъем смертности в 90-е годы: факт или артефакт? // Население и общество. Май 2000. № 45. См.: также: Доклад о развитии человеческого потенциала в Российской Федерации. 2000. С. 67; Население России 1999. Седьмой ежегодный демографический доклад. М., 2000. С. 105-109.

29               Доклад о развитии человеческого потенциала в Российской Федерации. 2000. С. 68. Проценты прироста коэффициентов смертности приведены в исправленном виде.

30См.: Доклад о развитии человеческого потенциала в Российской Федерации. 2000. С. 67.

31См.: Human Development Report 1999. N. Y., PP. 138-141.

32См.: Доклад о развитии человеческого потенциала в Российской Федерации. 2000. С. 69.

33Там же.

34Омран А. Эпидемиологический аспект теории естественного движения населения // Проблемы народонаселения. О демографических проблемах стран Запада. М., 1977.

35См.: Основы изучения человеческого развития: Учебное пособие / Под ред. Н.Б. Баркалова и С.Ф. Иванова. М., 1998. С.60-61.

36См.: Вишневский А.Г. Демографическая революция. М.,1976. С. 89.

37См.: Основы изучения человеческого развития... С. 61.

38Вишневский А.Г. Воспроизводство населения и общество. История, современность, взгляд в будущее. М., 1982. С. 108. См.:также Омран А. Указ. соч. С. 66.

39Preston S.H., Keyfitz N., Shoen R. Causes of Death. Life Tablesfor National Populations. N.Y.-London, 1972 P. 225-269. Цит.по: Вишневский А.Г. Воспроизводство населения и общество...С. ПО.

40См.: Основы изучения человеческого развития... С. 62-63. См. также: Народонаселение. Энциклопедический словарь. М., 1994. С. 569.

41См.: Народонаселение. Энциклопедический словарь. М.,1994. С. 569.

42См.: Борисов В.А. Демография: Учебник для вузов. М.,1999. С. 230-235.


Оглавление:
ГЛАВА 1. ДЕМОГРАФИЯ КАК НАУКА
ГЛАВА 2. ИСТОЧНИКИ ДАННЫХ О НАСЕЛЕНИИ
ГЛАВА 3. ОБЩИЕ ИЗМЕРИТЕЛИ ЧИСЛЕННОСТИ И СТРУКТУРЫ НАСЕЛЕНИЯ И ИХ ДИНАМИКИ
ГЛАВА 4. БРАЧНОСТЬ И РАЗВОДИМОСТЬ
ГЛАВА 5. РОЖДАЕМОСТЬ И РЕПРОДУКТИВНОЕ ПОВЕДЕНИЕ
ГЛАВА 6. СМЕРТНОСТЬ И ПРОДОЛЖИТЕЛЬНОСТЬ ЖИЗНИ
ГЛАВА 7. ВОСПРОИЗВОДСТВО НАСЕЛЕНИЯ
ГЛАВА 8. ДЕМОГРАФИЧЕСКОЕ ПРОГНОЗИРОВАНИЕ
ГЛАВА 9. ДЕМОГРАФИЧЕСКАЯ ПОЛИТИКА В ЭПОХУ ДЕПОПУЛЯЦИИ
СЛОВАРЬ ДЕМОГРАФИЧЕСКИХ ТЕРМИНОВ

Список литературы по всему курсу