Саградов В.А, Ионцев А.А. Введение в демографию

Подождите немного. Документ загружается.

143

Табл. 7.4. Эволюция демографической нагрузки

на 1000 чел. трудоспособного населения России

1959 1970 1979 1989 1994

нагрузка детьми от 0 до 15 лет 512 510 385 430 412

нагрузка пожилыми (мужчины

старше 60 лет, женщины

старше 55 лет)

202 275 270 325 355

общая демографическая нагрузка 714 785 655 755 767

Источник: Рассчитано на основе данных Госкомстата РФ.

Анализ показателей демографической нагрузки важен не только

с демографической, но и с экономической точки зрения, в частности,

при разработке социальных программ поддержки пожилых людей,

при определении стратегии развития пенсионной системы.

Наряду с показателями демографической нагрузки и собственно анализ

возрастно-половой пирамиды населения находит применение в различных

сферах. В частности, специалисты в области маркетинга при изучении сег-

ментирования рынка обращают внимание на социально-демографические

группы возможных потребителей, в частности, на возрастно-половые груп-

пы. Другие демографические структуры (брачная, семейная и пр.) также

не остаются без внимания. В частности, при определении направлений жи-

лищной политики принимается во внимание структура домохозяйств (рас-

пределение по числу членов, по числу детей до 16 лет и пр.), при опре-

делении потребности в школах и поликлиниках также большое внимание

обращается на возрастные структуры населения. Кроме того, руководители

крупных предприятий не могут не интересоваться возрастной структурой

персонала своего предприятия, его «старением» или «омоложением».

ЛИТЕРАТУРА

1. Народонаселение. Энциклопедический словарь. М.: Большая Российская

энциклопедия, 1994.

2 .Статистика населения с основами демографии, М., 1990.

3. Vandeschrick Ch. Analyse Démographique. 2ème édition. Louvain-la-Neuve:

Academia–Bruylant L’Harmattan, 2000.

144

РАЗДЕЛ IV. ЕСТЕСТВЕННОЕ

ДВИЖЕНИЕ НАСЕЛЕНИЯ

ГЛАВА 8

СМЕРТНОСТЬ

Два процесса регулируют численность населения — рождаемость и смерт-

ность. Первый означает начало жизни, второй — ее окончание. В черно-

белом обыденном сознании рождаемость окрашена в белый, а смертность —

в черный, печальный цвет. Однако ученый должен осознавать, что единство

двух основных демографических процессов — это победивший в ходе био-

логической эволюции механизм, обеспечивающий не только выживание по-

пуляции и вида, но и биологический и социальный прогресс. За последние

два столетия человечество достигло огромных успехов в увеличение про-

должительности жизни, процесс воспроизводства стал более экономным, но

бессмысленно сравнивать достигнутые успехи с бессмертием.

8.1. ОПРЕДЕЛЕНИЯ

Согласно «Словарю русского языка» С.И. Ожегова смерть есть «прекраще-

ние жизни». Процесс смертности в населении складывается из множества

единичных смертей. Характеристики статистической совокупности смертей

на некоторой территории и в некоторый временной период является объек-

том демографического анализа смертности. Прежде всего демография рас-

сматривает смертность мужчин и женщин в зависимости от возраста. Более

детальный анализ включает в рассмотрение иные социальные и демографи-

ческие характеристики умершего. Объектом демографического анализа яв-

ляются как влияние смертности на население, так и закономерности смерт-

ности как таковой, именно этой стороне проблемы посвящена данная глава.

Вставка 8.1. Смертность, процесс вымирания поколения, один из двух главных

процессов воспроизводства населения. Смертность — массовый процесс, складываю-

щийся из множества единичных смертей, наступающих в разных возрастах и опреде-

ляющих в своей совокупности порядок вымирания реального или гипотетического

поколения.

Источник: Народонаселение. Энциклопедический словарь. 1994. С. 448.

Смертность, демографический показатель, характеризующий состояние здоровья

населения: количество смертей на 1 тыс. населения за 1 год. В СССР смертность зна-

чительно ниже, чем в дореволюционной России (10,1 на тысячу жителей в 1979 г.

по сравнению с 29,1 в 1913) и основных капиталистических странах.

Источник: Советский Энциклопедический Словарь. 1982. С. 1221.

145

В литературе, к сожалению, даже в научной литературе, нередко ото-

ждествляют смертность с одним единственным показателем. Такой подход

характерен для всех изданий Советского Энциклопедического Словаря и

последующих его российских переизданий. К сожалению «количество

смертей на 1 тыс. населения за 1 год» ни в коей мере не характеризует со-

стояние здоровья населения и, как мы покажем далее, несет весьма мало

информации об уровне смертности.

Демография изучает смертность в пространстве и времени. Большин-

ство исследований рассматривают смертность в некотором населении

в календарные периоды времени. При этом возможности анализа зависимо-

сти смертности от возраста существенно ограничены тем обстоятельством,

что в разных возрастах мы фиксируем смертность представителей различ-

ных поколений (такой подход называют методом гипотетического поколе-

ния), имеющих свою биографию, которая не может не влиять на уровень

смертности в данный период.

Значительно реже рассматривают смертность реальных поколений. Де-

ло в том, что такое исследование возможно лишь, когда большая часть

жизни поколения уже прожита, поэтому основные события относятся

к достаточно далекому прошлому и представляют в основном академиче-

ский интерес. К тому же и при таком подходе возможности анализа зави-

симости смертности от возраста существенно ограничены, так как разные

возраста поколения приходятся на разные периоды истории, накладываю-

щие на уровень смертности в данном возрасте особый отпечаток.

Объектом анализа может быть как смертность населения страны, так и

ее части, региона или отдельного города, соответственно говорят, что ана-

лиз проводится на национальном или субнациональном уровне. Для многих

стран весьма полезен независимый анализ смертности городского и сель-

ского населения.

Важное место в современном анализе смертности занимает изучение

распределения умерших по медицинской причине смерти, другими слова-

ми по последнему диагнозу умершего. Причина смерти определяется

на основе заключения медицинского работника относительно заболевания,

несчастного случая или другого внешнего воздействия, послужившего

причиной смерти. Далеко не всегда можно указать единственную причину

смерти, поэтому Всемирная Организация Здравоохранения (ВОЗ) рекомен-

дует указывать все болезни и травмы, которые привели или способствовали

смерти. При этом вводится понятие первоначальной причины смерти

(раньше ее называли начальной причиной), которая в конечном итоге «за-

пускает» приведший к смерти патологический процесс. В рекомендациях

ВОЗ формулируются правила способствующие унификации определения

первоначальной причины в условиях, когда причин смерти несколько.

ВОЗ рекомендует, по возможности изучать все причины, но обязательно

получать данные о распределении умерших по первоначальной причине.

146

Вставка 8.2. Причинами смерти, которые должны быть внесены в медицинское свиде-

тельство о причине смерти, являются все те болезни, патологические состояния или

травмы, которые привели к смерти или способствовали ее наступлению, а также об-

стоятельства несчастного случая или акта насилия, которые вызвали любые такие

травмы.

Первоначальной причиной смерти следует считать: а) болезнь или травму, вы-

звавшую последовательный ряд болезненных процессов, непосредственно приведших

к смерти, или б) обстоятельства несчастного случая или акта насилия, которые вызвали

смертельную травму.

Источник: Международная статистическая классификация болезней и проблем, свя-

занных со здоровьем. Десятый пересмотр. Т.1, часть 2. ВОЗ. Женева. 1995. С. 626.

Таким образом смертность изучается в системе двух многомерных

группировок. С одной стороны, характеристики умершего — территория,

где он жил, пол, возраст, время рождения, образование, брачное состояние

и т.д. С другой стороны, время смерти, причина смерти и, возможно иные

характеристики этого события, например, место смерти (дома, в больнице,

на улице и т.д.).

8.2. ОСНОВЫ ДЕМОГРАФИЧЕСКОГО АНАЛИЗА СМЕРТНОСТИ

Первое, что необходимо для демографического анализа — это адекватные

измерители смертности. Именно этим мы займемся в начале параграфа.

В конце параграфа мы рассмотрим некоторые специфические методы ана-

лиза смертности.

8. 2.1. Коэффициенты смертности

Уровень смертности в каждом возрасте измеряется с помощью возрастного

коэффициента смертности, которые рассчитывают для одного календарно-

го года или нескольких последовательных лет (периода расчета), для од-

нолетних, пятилетних или (реже) десятилетних групп возраста.

Обозначим возрастной коэффициент смертности через

, где

—

возраст, начало возрастного интервала, для которого рассчитан коэффици-

ент, а

— длинна этого интервала, т.е. коэффициент рассчитан

для возрастов от

до

(если 1

, то его не указывают в формулах),

— временной интервал, для которого выполнен расчет, год или несколь-

ко лет. Обычно, если

T — это 1 год, то

= ,

где

— число умерших в рассматриваемом году в возрастах от

до

τ+

, а

— среднегодовая численность населения. При расчете

на 1000 населения, результат деления умножается на 1000.

147

Возрастной коэффициент смертности может быть рассчитан не

для календарного периода, а для поколения родившихся в некотором году.

Соответствующий показатель мы обозначим

, где

— интервал рож-

дения поколения, для которого выполнен расчет, год или несколько лет.

В демографии и социальной гигиене используются возрастные коэф-

фициенты смертности, рассчитанные для одногодичных или для пяти-

летних групп возраста. В последнем случае, как правило, выделяется груп-

па до 1 года (0 лет), уровень смертности, в которой существенно

отличается от всех последующих групп.

Обычно одногодичные коэффициенты смертности рассчитывают

для возрастов от 0 до 99 лет и возрастной группы 100 лет и более, а

при использовании пятилетних групп выделяют 19 возрастных интервалов:

0; 1-4; 5–9;

… , 75–79; 80–84; 85 и более. Обратим внимание

на особенности записи возраста в российских демографических публика-

циях: запись 5–9 лет означает совокупность возрастов больше или равно 5

и строго меньше 10 лет, 0 лет — все возраста меньше 1 года. Нередко,

при публикации коэффициентов смертности для возраста 0 лет указывают

не коэффициент смертности, а вероятность смерти в возрасте 0 лет. Отме-

тим, что традиционная сноска «на 1000 родившихся живыми» не вполне

адекватно отражает разницу между возрастным коэффициентом смертно-

сти и вероятностью смерти в возрасте 0 лет, но к этому вопросу мы вер-

немся несколько позже.

Если ограничиться рассмотрением смертности всего населения

без разделения по причинам смерти, то ряды одногодичных коэффициентов

смертности для мужчин и женщин — это наиболее детальная характеристика

уровня смертности населения в данный период времени или поколения на

протяжении жизни. Но ряд пятилетних коэффициентов, с выделением перво-

го года жизни, достаточно точно характеризует смертность.

Общий, рассчитанный для всех возрастов (что то же самое, —

без учета возраста) коэффициент смертности объективно измеряет влияние

смертности на изменение численности населения, однако не может исполь-

зоваться для оценки уровня смертности. Допустим, мы рассчитали ряды

одногодичных коэффициентов смертности для мужчин и женщин

β,x

m , где

β — признак пола ( 1=β — мужчина, 2

— женщина), тогда общий

коэффициент смертности равен:

∑∑

где суммы подсчитываются по всем возрастам для мужчин и для женщин.

Очевидно, что итог в равной степени зависит от возрастных коэффициен-

тов смертности и от доли лиц данного пола и возраста в населении.

148

В 1998 г. общий коэффициент смертности населения России равнялся

13,6 на 1000 человек. Пользуясь последней формулой, можно рассчитать,

каким был бы общий коэффициент смертности, если бы возрастные коэф-

фициенты смертности были такими же, как в 1998 г., а возрастная структу-

ра населения другой.

Оказывается, что если бы возрастная структура была бы такой же, как

в середине 1946 г., то коэффициент составлял лишь 6,6 на 1000, т.е. был

более чем в два раза ниже фактического, при возрастной структуре

1970 г. — 9,5, или в 1,44 раза ниже. На рис. 8.1 показан рост расчетных об-

щих коэффициентов смертности в результате изменения возрастного соста-

ва населения. Он определяется двумя обстоятельствами. Первое обстоя-

тельство: в 1946 г. в население страны в результате военных потерь

наблюдался огромный мужской дефицит: на 1000 женщин приходилось

только 747 мужчин, постепенно ситуация нормализуется и сегодня на 1000

женщин приходится 883 мужчины. Смертность мужчин существенно вы-

ше, чем женщин и рост доли мужчин ведет к росту общего коэффициента.

Второе — старение населения в результате снижения рождаемости.

В 1946 г. средний возраст живущего был 27,7 года, а в 1998 г. — 36,8 лет.

6,0

7,0

8,0

9,0

10,0

11,0

12,0

13,0

14,0

15,0

1946

1948

1950

1952

1954

1956

1958

1960

1962

1964

1966

1968

1970

1972

1974

1976

1978

1980

1982

1984

1986

1988

1990

1992

1994

1996

1998

Возрастная структура на середину указанного года

Расчетный общий коэффициент смертности

Рис. 8.1. Расчетные общие коэффициенты смертности населения

при возрастных коэффициентах смертности 1998 г. и половозрастном

составе населения России в период с 1946 по 1998 гг.

149

8.2.2. Стандартизация, индексы

Ряд одногодичных коэффициентов смертности для данного пола — это

100 чисел, пятилетних — 19 чисел. Анализ нескольких рядов возрастных

коэффициентов, каждый из которых содержит по 19 чисел, — достаточно

утомительное занятие. Общий коэффициент смертности мало пригоден

для серьезного анализа, поскольку, как было показано выше, существенно

зависит от состава населения. Но идея, лежащая в основе его построения,

может быть применена для устранения его основного недостатка. Этот при-

ем — стандартизация.

Стандартизованный прямым методом коэффициент смертности — это

общий коэффициент смертности для некоторого условного населения

с той же возрастной смертностью, что и изучаемом населении, но стан-

дартной фиксированной структурой населения. Расчет осуществляется пу-

тем взвешивания возрастных коэффициентов смертности по некоторой

фиксированной системе весов.

∑

станд

где

— веса для стандартизации:

∑

Сегодня для стандартизации чаще всего используются модельные воз-

растные структуры, разработанные Всемирной Организацией Здравоохра-

нения (ВОЗ), так называемые, Европейский стандарт и Всемирный стан-

дарт ВОЗ. Они приводятся во всех Ежегодниках мировой санитарной

статистики, публикуемых этой организацией.

Расчет может быть проведен как для всех возрастов, так и для

их части. Например, от 15 до 60 лет или старше 20 лет и т.д. Можно рас-

считать стандартизованный коэффициент смертности от всех причин или

от некоторой причины.

Вот как выглядят возрастные и стандартизованные коэффициенты

смертности по причинам смерти населения Российской Федерации

(см. табл. 8.1).

Прямой метод стандартизации предполагает наличие возрастных ко-

эффициентов смертности. Для использования косвенного метода достаточ-

но иметь возрастной состав населения и общее число умерших. Если

при прямой стандартизации мы оцениваем общий коэффициент смертности

при фиксированной возрастной или возрастно-половой структуре населе-

ния, то, используя косвенный метод, мы рассчитываем общий коэффициент

смертности данного населения при фиксированной возрастной смертности

и сравниваем фактический и расчетный общие коэффициенты смертности.

150

Табл. 8.1. Возрастные коэф. смертности по причинам смерти на 100000 человек в 1997 г., Россия (муж., все население)

возраст

все

причины

инфекционные

и паразитар-

ные болезни

новооб-

разова-

ния

болезни сис-

темы крово-

обращения

болезни

органов

дыхания

болезни

органов пи-

щеварения

несчастные

случаи, отрав-

ления и травмы

все другие и

не установленные

причины

Всего

1500,2 36,6 239,7 675,1 91,0 48,6 310,8 98,4

0 1959,9 122,2 8,6 11,4 260,0 13,1 114,0 1430,6

–

4 108,8 7,4 8,7 1,4 18,3 1,3 42,6 29,2

–

9 56,4 1,3 6,1 0,7 2,4 0,5 34,5 10,9

–

14 58,3 0,9 5,5 1,1 1,6 0,5 39,7 9,1

–

19 190,8 4,4 8,9 7,7 4,2 2,1 147,5 16,0

–

24 389,0 17,9 10,3 18,7 7,1 5,1 305,0 24,9

–

29 458,1 26,5 12,9 35,1 9,8 10,8 334,3 28,7

–

34 591,1 34,4 21,7 71,9 15,7 21,7 385,8 39,7

–

39 773,3 49,9 40,1 145,9 26,5 34,3 425,2 51,4

–

44 1064,5 65,3 90,0 273,4 42,8 51,9 469,6 71,4

–

49 1478,3 70,8 199,5 479,0 68,2 72,5 495,6 92,7

–

54 2042,1 74,7 357,8 769,0 103,3 96,9 523,5 116,9

–

59 2948,1 73,8 660,5 1258,8 186,5 121,8 504,8 141,8

–

64 4002,8 60,6 934,1 1982,9 288,6 142,6 428,6 165,4

–

69 5692,2 50,8 1309,8 3153,2 438,6 170,3 383,7 185,7

–

74 7386,1 36,6 1525,5 4532,9 562,3 190,0 299,8 239,1

–

79 10323,3 29,4 1636,5 6927,6 764,1 218,1 281,5 466,1

–

84 14588,4 26,9 1471,7 10103,2 879,7 241,4 331,5 1533,9

85 и более 20468,5 20,5 1090,0 14819,7 1008,1 222,6 368,9 2938,7

151

Табл. 8.1. Окончание

возраст

все

причины

инфекционные

и паразитар-

ные болезни

новооб-

разова-

ния

болезни сис-

темы крово-

обращения

болезни

органов

дыхания

болезни

органов пи-

щеварения

несчастные

случаи, отрав-

ления и травмы

все другие и

не установленные

причины

Стандартизованные коэффициенты смертности — европейский стандарт ВОЗ

Всего, 1918,8 38,3 296,2 951,0 119,2 57,0 314,5 142,5

в том числе

0–14 210,7 11,7 6,9 1,8 25,5 1,7 44,3 118,9

15–59 1074,2 46,0 147,6 325,1 49,4 45,1 397,3 63,6

60 и

более

7540,3 45,2 1270,0 4681,5 518,8 179,0 365,0 480,7

Стандартизованные коэффициенты смертности — всемирный стандарт ВОЗ

Всего, 1364,9 32,9 206,5 611,0 85,0 41,7 272,2 115,6

в том числе

0–14 220,6 12,4 6,9 1,8 27,0 1,7 44,6 126,0

15–59 930,0 41,1 117,3 262,1 40,6 37,9 374,8 56,1

60 и

более

6882,9 47,4 1239,4 4167,8 482,1 173,8 372,4 399,9

152

В результате определяется стандартизованный (косвенным методом)

индекс смертности

.станд

I равный отношению общего фактического коэф-

фициента смертности к условному общему коэффициенту, рассчитанному

с использованием некоторого стандартного ряда возрастных коэффициен-

тов смертности.

Обычно в анализе непосредственно используется индекс

.станд

I , но

при желании можно определить стандартизованный косвенным методом

коэффициент смертности, равный произведению индекса смертности

.станд

I на общий коэффициент смертности населения стандарта. Косвен-

ный метод также может использоваться для любых причин и интервалов

возрастной шкалы.

При анализе динамики численности населения достаточно часто воз-

никает задача оценки факторов, определивших изменение общего коэффи-

циента смертности. При этом обычно используется либо принятая в стати-

стике система индексов либо компонентное разложение изменения общего

коэффициента.

Пусть

m общий коэффициент смертности в первый период времени,

соответствующая возрастная (возрастно-половая) структура задается рядом

βτ x

V , а возрастная смертность рядом коэффициентов

βτ x

m , а

m ,

βτ x

V и

βτ x

m — общий коэффициент, возрастная структура и возрастные ряд ко-

эффициентов смертности во второй период в одном и том же населении,

или это характеристики двух разных населении. Введем обозначение

∑∑

ββββ

ττττ

VmVm

,,,,

),( ,

Тогда

),(

Vmm

ββ ττ

. Рассмотрим отношение

),(

ββ

ττ

⋅==

Сумма произведений ),(

ββ ττ xx

Vm есть общий коэффициент

смертности в некотором условном населении, в котором возрастная

смертность как в первом, а возрастная структура как во втором населении.

Первый сомножитель в правой части приведенной формулы измеряет вклад

в изменение общего коэффициента смертности от изменения возрастной

смертности, а второй — от изменения возрастной структуры. Если мы из-

меним порядок индексов, то получим альтернативную формулу: