Демография 4 (стр. 47 из 66)
(6.4)где все условные обозначения известны. Таким образом при этом методе достаточно просто разделить число детей, умерших в расчетном году «t» в возрасте «0» лет, на число родившихся в том же году. Но, повторим, это можно делать только в случае, когда общие коэффициенты рождаемости в расчетном и предшествующем ему годах одинаковы или близки по величине. В случае же существенных различий коэффициентов рождаемости следует использовать формулу Ратса.
Пример расчета. В 1992 г. в России родилось 1 587,6 тыс. детей, в 1993 г. — 1 379,0 тыс., умерло в возрасте менее 1 года соответственно 29,2 и 27,9 тыс. детей. Требуется определить уровень младенческой смертности в 1993 г. грубым методом и методом Ратса.
Решение:
1) грубым методом:
‰;2) по методу Ратса:
‰Как видим, во втором варианте расчета (по методу Ратса) уровень младенческой смертности в нашей стране в 1993 г. был на самом деле значительно ниже, почти на целую промилле (это существенная разница!), чем об этом свидетельствует показатель, рассчитанный грубым методом.
За последнее десятилетие уровень младенческой смертности в России снизился очень мало, с 20,9‰ в 1984 г. до 17,2‰ в 1997 г.[119] Это не очень высокий уровень, если сравнивать его с аналогичным показателем в нашей же стране лет 30—40 назад (когда он был равен 30—40‰). Но если сравнивать российский показатель младенческой смертности с аналогичными показателями, которые наблюдаются сегодня в других странах, то он оказывается одним из самых высоких среди экономически развитых стран, в большинстве которых уровень младенческой смертности более чем вдвое ниже, чем в России (т.е. не превышает 8,0‰). В то же время этот уровень почти стабилизировался, хотя резервы для его дальнейшего снижения еще далеко не исчерпаны. В какой-то степени такой показатель младенческой смертности объясняется переходом нашей статистики с конца 1992 г. на международные принципы учета живо- и мертворождений. До этого времени в российской (а ранее — в советской) статистике живорожденными считались дети, родившиеся при сроке беременности 28 недель и более, с массой тела при рождении 1000 г. и более (или, если масса неизвестна, длиной тела 35 см и более и сделавшие после появления на свет хотя бы один самостоятельный вздох). Дети, родившиеся ранее указанного срока беременности, с массой тела менее 1000 г., учитывались в качестве живорожденных, только если они прожили более 7 суток. Критерии живорождения, установленные Всемирной организацией здравоохранения, были иными. По ним живорожденным признается ребенок, если после появления на свет (независимо от сроков беременности) он дышит или проявляет другие признаки жизни, такие, как сердцебиение, пульсация пуповины или произвольные движения мускулатуры. По оценкам экспертов, переход на критерии живорождения, рекомендованные ВОЗ, может привести к росту величины коэффициента младенческой смертности в России на 25—35%[120]. И если этого пока не случилось, то можно предполагать, что снижение уровня младенческой смертности было на самом деле более существенным, чем об этом можно судить по динамике публикуемых коэффициентов, но это снижение отчасти компенсировалось противоположной динамикой — повышением коэффициента за счет смены критериев живорождения. Кроме того, смена критериев — процесс, очевидно растянутый во времени, и многие статистические и медицинские учреждения не торопятся «испортить» свои учетные данные плохими показателями. Так что видимая на поверхности явлений «стагнация», или медленное снижение коэффициента младенческой смертности, — т.е. тот факт, что коэффициент не растет, — говорит о том, что он наверняка снижается.
В таблице 6.1 показана структура уровня младенческой смертности в России по основным классам причин смерти и ее изменение за последние 10 лет. При некотором снижении общей величины уровня младенческой смертности за данный период, можно видеть, что это снижение происходит за счет снижения смертности от инфекционных и паразитарных болезней и болезней органов дыхания. В то же время возрос уровень смертности и удельный вес случаев смерти (в общей структуре уровня смертности) от таких классов причин смерти, как врожденные аномалии, несчастные случаи, отравления и травмы и особенно—состояния, возникающие в перинатальном периоде[121]. При этом на три класса причин смерти — от врожденных аномалий, от состояний, возникающих в перинатальный период, и от несчастных случаев, отравлений и травм — приходится в сумме 72,0% (три четверти!) всех случаев смерти на первом году жизни. А ведь это причины смерти, обусловленные главным образом поведением и образом жизни матерей.
Таблица 6.1
Структура уровня младенческой смертности в
России по основным классам причин смерти
| Умершие в возрасте до 1 года в расчете на 10 000 родившихся | То же в процентах к общей величине коэффициента | |||||
| 1985 | 1990 | 1997 | 1985 | 1990 | 1997 | |
| Всего умерших в возрасте до 1 года, в том числе от: | 207,2 | 174,0 | 171,5 | 100,0 | 100,0 | 100,0 |
| инфекционных и паразитарных болезней | 24,0 | 13,4 | 10,8 | 11,6 | 7,7 | 6,3 |
| болезней органов дыхания | 48,2 | 24,7 | 22,6 | 23,3 | 14,2 | 13,2 |
| врожденных аномалий | 36,7 | 37,0 | 42,0 | 17,7 | 21,3 | 24,5 |
| состояний, возникающих в перинатальном периоде | 77,7 | 80,1 | 72,4 | 37,5 | 46,0 | 42,2 |
| несчастных случаев, отравлений и травм | 9,0 | 7,1 | 10,0 | 4,3 | 4,1 | 5,8 |
| Всех прочих причин | 11,6 | 11,7 | 13,7 | 5,6 | 6,7 | 8,0 |
6.3. Применение индексного метода в анализе
динамики общего коэффициента смертности
Возрастные коэффициенты смертности, как уже отмечалось, дают наилучшие возможности для анализа уровня смертности. Но у них есть недостаток, такой же как у всех других возрастных коэффициентов: их много, с ними трудно работать. Нужен один, обобщающий показатель. Но такого показателя смертности, аналогичного суммарному коэффициенту рождаемости, нет (в определенной степени эту роль выполняет показатель средней ожидаемой продолжительности жизни, но для его получения нужно строить довольно трудоемкие таблицы смертности).
В известной степени можно компенсировать трудности анализа возрастных коэффициентов смертности, повышая аналитические возможности общего коэффициента смертности с помощью индексного метода и методов стандартизации коэффициентов. Для применения этих методов обратимся к общему коэффициенту смертности и представим его в такой форме, чтобы можно было видеть его внутреннюю структуру.
(6.5)Первая дробь в правой части формулы есть уже известное отношение годового общего числа умерших М к среднегодовой численности населения. Числитель этой дроби — М — можно представить как сумму произведений возрастных коэффициентов смертности тxна численности населения каждой соответствующей возрастной группы Рх, т.е.
. В знаменателе этой дроби общую численность населения Р можно представить как сумму численностей населения всех возрастных групп, т.е. åPx. Для расчета удобнее численность населения каждой возрастной группы использовать не в абсолютном, а в относительном выражении, в долях единицы или в процентах (приняв соответственно общую численность населения за 1 или за 100. В долях единицы рассчитывать удобнее всего, тогда знаменатель третьей дроби, равный единице, можно опустить).Сравнение двух общих коэффициентов смертности теперь можно представить таким образом:
(6.7)Индексный метод в данном случае можно применить, если известны все структурные элементы сравниваемых совокупностей, т.е. возрастные коэффициенты смертности тx,и возрастные структуры сравниваемых населений (удельный вес возрастных групп в общей численности населения wx). Правые верхние индексы 0 и 1 обозначают сравниваемые совокупности населения (либо на начало и конец изучаемого периода времени, если анализируется динамика уровня смертности, либо между собой, если анализируются различия смертности двух групп населения в статике). Итак, рассмотрим случай, когда все структурные элементы коэффициента смертности нам известны и возможно использовать индексный метод. Построим систему индексов. Для этого в правой части равенства введем в числитель и знаменатель одно и то же число
(т.е. величину общего коэффициента смертности при предположении о неизменности, одинаковости возрастной структуры сравниваемых населений), затем произведем несложную перестановку: