УЧЕБНИКИ 1 Экономика / Демография / ДЕМОГРАФИЯ. Учебник. (МГУ, 2003)

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	202	275	270	325	355
старше 55 лет)
общаядемографическая 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 сегментирования рынка обращают внимание на социально-демографические группы возможных потребителей, в частности, на возрастно-половые группы. Другие демографические структуры (брачная, семейная и пр.) также не остаются без внимания. В частности, при определении направлений жилищной политики принимается во внимание структура домохозяйств (распределение по числу членов, по числу детей до 16 лет и пр.), при определении 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.

143

РАЗДЕЛ I V . ЕСТЕСТВЕННОЕ ДВИЖЕНИЕ НАСЕЛЕНИЯ

ГЛАВА 8 СМЕРТНОСТЬ

Два процесса регулируют численность населения — рождаемость и смертность. Первый означает начало жизни, второй — ее окончание. В чернобелом 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 биологической эволюции механизм, обеспечивающий не только выживание популяции и вида, но и биологический и социальный прогресс. За последние два столетия человечество достигло огромных успехов в увеличение продолжительности 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 «прекращение жизни». Процесс смертности в населении складывается из множества единичных смертей. Характеристики статистической совокупности смертей на некоторой территории и в некоторый временной период является объектом демографического анализа смертности. Прежде всего демография рассматривает смертность мужчин и женщин в зависимости от возраста. Более детальный анализ включает в рассмотрение иные социальные и демографические характеристики умершего. Объектом демографического анализа являются как влияние смертности на население, так и закономерности смертности 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, складывающийся из множества единичных смертей, наступающих в разных возрастах и определяющих 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 значительно 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.

144

В литературе, к сожалению, даже в научной литературе, нередко отождествляют 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 состояние здоровья населения и, как мы покажем далее, несет весьма мало информации об уровне смертности.

Демография изучает смертность в пространстве и времени. Большинство исследований рассматривают смертность в некотором населении в календарные периоды времени. При этом возможности анализа зависимости смертности от возраста существенно ограничены тем обстоятельством, что в разных возрастах мы фиксируем смертность представителей различных поколений (такой подход называют методом гипотетического поколения), имеющих свою биографию, которая не может не влиять на уровень смертности в данный период.

Значительно реже рассматривают смертность реальных поколений. Дело 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 академический интерес. К тому же и при таком подходе возможности анализа зависимости смертности от возраста существенно ограничены, так как разные возраста поколения приходятся на разные периоды истории, накладывающие 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 анализ проводится на национальном или субнациональном уровне. Для многих стран весьма полезен независимый анализ смертности городского и сельского населения.

Важное место в современном анализе смертности занимает изучение распределения умерших по медицинской причине смерти, другими словами 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) рекомендует 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 «запускает» 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.

145

Вставка 8.2. Причинами смерти, которые должны быть внесены в медицинское свидетельство о причине смерти, являются все те болезни, патологические состояния или травмы, которые привели к смерти или способствовали ее наступлению, а также обстоятельства несчастного случая или акта насилия, которые вызвали любые такие травмы.

Первоначальной причиной смерти следует считать: а) болезнь или травму, вызвавшую 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, связанных 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. ОСНОВЫДЕМОГРАФИЧЕСКОГОАНАЛИЗАСМЕРТНОСТИ

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 анализа смертности.

8. 2.1. Коэффициенты смертности

Уровень смертности в каждом возрасте измеряется с помощью возрастного коэффициента смертности, которые рассчитывают для одного календарного года или нескольких последовательных лет (периода расчета), для однолетних, пятилетних или (реже) десятилетних групп возраста.

Обозначим возрастной коэффициент смертности через τmTx , где x —

возраст, начало возрастного интервала, для которого рассчитан коэффициент, а τ — длинна этого интервала, т.е. коэффициент рассчитан для возрастов от x до x + τ (если τ =1, то его не указывают в формулах), T — временной интервал, для которого выполнен расчет, год или несколько лет. Обычно, если T — это 1 год, то

			T		τ M x
			τmx	=				,
					τ Px
где τ M xT	— число умерших в рассматриваемом году в возрастах от x
до x + τ ,	а τ		x — среднегодовая	численность населения. При расчете
		P

на 1000 населения, результат деления умножается на 1000.

146

Возрастной коэффициент смертности может быть рассчитан не для календарного периода, а для поколения родившихся в некотором году.

Соответствующий показатель мы обозначим θτ mx , где θ — интервал рож-

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

В демографии и социальной гигиене используются возрастные коэффициенты смертности, рассчитанные для одногодичных или для пятилетних групп возраста. В последнем случае, как правило, выделяется группа 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 публикациях: 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. Отметим, что традиционная сноска «на 1000 родившихся живыми» не вполне адекватно отражает разницу между возрастным коэффициентом смертности и вероятностью смерти в возрасте 0 лет, но к этому вопросу мы вернемся 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 первого 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 использоваться для оценки уровня смертности. Допустим, мы рассчитали ряды одногодичных коэффициентов смертности для мужчин и женщин mx,β , где

β — признак пола (β =1 — мужчина, β = 2 — женщина), тогда общий коэффициент смертности равен:

	m = ∑∑mx,β		P x,β				,
		∑∑P x,β
	β x
		β x

где суммы подсчитываются по всем возрастам для мужчин и для женщин. Очевидно, что итог в равной степени зависит от возрастных коэффициентов смертности и от доли лиц данного пола и возраста в населении.

147

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 коэффициенты смертности были такими же, как в 1998 г., а возрастная структура 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 общих коэффициентов смертности в результате изменения возрастного состава населения. Он определяется двумя обстоятельствами. Первое обстоятельство: 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 выше, 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.

	15,0
	14,0
смертности	13,0
	12,0
коэффициент
	11,0
	10,0
общий
	9,0
Расчетный
	8,0
	7,0
	6,0
	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
								Возрастнаяструктуранасерединууказанногогода
	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.

148

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 прием — стандартизация.

Стандартизованный прямым методом коэффициент смертности — это общий коэффициент смертности для некоторого условного населения с той же возрастной смертностью, что и изучаемом населении, но стандартной фиксированной структурой населения. Расчет осуществляется путем взвешивания возрастных коэффициентов смертности по некоторой фиксированной системе весов.

85

mстанд. = ∑mxVx , x=0

где τVx — веса для стандартизации: ∑τVx =1.

x

Сегодня для стандартизации чаще всего используются модельные возрастные структуры, разработанные Всемирной Организацией Здравоохранения (ВОЗ), так называемые, Европейский стандарт и Всемирный стандарт 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 рассчитать 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 коэффициентов смертности. Для использования косвенного метода достаточно иметь возрастной состав населения и общее число умерших. Если при прямой стандартизации мы оцениваем общий коэффициент смертности при фиксированной возрастной или возрастно-половой структуре населения, то, используя косвенный метод, мы рассчитываем общий коэффициент смертности данного населения при фиксированной возрастной смертности и сравниваем фактический и расчетный общие коэффициенты смертности.

149

Табл. 8.1. Возрастные коэф. смертности по причинамсмерти на 100000 человек в1997 г., Россия (муж., все население)

	все	инфекционные	новооб-	болезни сис-	болезни	болезни	несчастные	все другие и
возраст	причины	и паразитар-	разова-	темы крово-	органов	органов пи-	случаи, отрав-	не установленные
		ные болезни	ния	обращения	дыхания	щеварения	ления и травмы	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
1–4	108,8	7,4	8,7	1,4	18,3	1,3	42,6	29,2
5–9	56,4	1,3	6,1	0,7	2,4	0,5	34,5	10,9
10–14	58,3	0,9	5,5	1,1	1,6	0,5	39,7	9,1
15–19	190,8	4,4	8,9	7,7	4,2	2,1	147,5	16,0
20–24	389,0	17,9	10,3	18,7	7,1	5,1	305,0	24,9
25–29	458,1	26,5	12,9	35,1	9,8	10,8	334,3	28,7
30–34	591,1	34,4	21,7	71,9	15,7	21,7	385,8	39,7
35–39	773,3	49,9	40,1	145,9	26,5	34,3	425,2	51,4
40–44	1064,5	65,3	90,0	273,4	42,8	51,9	469,6	71,4
45–49	1478,3	70,8	199,5	479,0	68,2	72,5	495,6	92,7
50–54	2042,1	74,7	357,8	769,0	103,3	96,9	523,5	116,9
55–59	2948,1	73,8	660,5	1258,8	186,5	121,8	504,8	141,8
60–64	4002,8	60,6	934,1	1982,9	288,6	142,6	428,6	165,4
65–69	5692,2	50,8	1309,8	3153,2	438,6	170,3	383,7	185,7
70–74	7386,1	36,6	1525,5	4532,9	562,3	190,0	299,8	239,1
75–79	10323,3	29,4	1636,5	6927,6	764,1	218,1	281,5	466,1
80–84	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

150

Табл. 8.1. Окончание

		все	инфекционные	новооб-	болезни сис-	болезни	болезни	несчастные	все другие и
	возраст	причины	и паразитар-	разова-	темы крово-	органов	органов пи-	случаи, отрав-	не установленные
			ные болезни	ния	обращения	дыхания	щеварения	ления и травмы	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	7540,3	45,2	1270,0	4681,5	518,8	179,0	365,0	480,7
	более
			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	6882,9	47,4	1239,4	4167,8	482,1	173,8	372,4	399,9
	более

151

В результате определяется стандартизованный (косвенным методом) индекс смертности Iстанд. равный отношению общего фактического коэф-

фициента смертности к условному общему коэффициенту, рассчитанному с использованием некоторого стандартного ряда возрастных коэффициентов смертности.

Обычно в анализе непосредственно используется индекс Iстанд. , но

при желании можно определить стандартизованный косвенным методом коэффициент смертности, равный произведению индекса смертности Iстанд. 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 возникает задача оценки факторов, определивших изменение общего коэффициента смертности. При этом обычно используется либо принятая в статистике система индексов либо компонентное разложение изменения общего коэффициента.

Пусть m1 общий коэффициент смертности в первый период времени, соответствующая возрастная (возрастно-половая) структура задается рядом

τVx1,β , а возрастная смертность рядом коэффициентов τm1x,β , а m2 , τVx2,β и

τmx2,β — 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

(τmix,β,τVxj,β) = ∑∑τmix,β τVxj,β ,

β x

Тогда mi =(τmix,β,τVxi,β) . Рассмотрим отношение

m2 = (τmx2,β,τVx2,β) = (τmx2,β,τVx2,β) (τm1x,β,τVx2,β) . m1 (τm1x,β,τVx1,β) (τm1x,β,τVx2,β) (τm1x,β,τVx1,β)

Сумма произведений (τm1x,β,τVx2,β) 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 изменим порядок индексов, то получим альтернативную формулу:

152