Файл: object_71.1292750849.90636.doc

(6.3)

где все условные обозначения — те же, что и в предыдущей формуле.

И наконец, простейшая формула, называемая грубым методом, которой, однако, можно пользоваться при определенных условиях. Условия эти — по­стоянство уровня рождаемости в двух смежных годах, один из которых — расчетный, т.е. тот, за который определяется уровень младенческой смертно­сти, а второй — предшествующий ему. Достаточно просто заглянуть в демо­графический ежегодник и сравнить показатели рождаемости за указанные годы. Если они одинаковы или мало различаются, можно смело пользоваться «грубым» методом. Он выражается следующей формулой:

(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.¹ 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%¹. 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 периоде². 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

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 т_x на численности населе­ния каждой соответствующей возрастной группы Р_х, т.е. . В знаменателе этой дроби общую численность населения Р можно представить как сумму численностей населения всех возрастных групп, т.е. P_x. 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 т_x, и возрастные структуры сравниваемых населений (удельный вес возрастных групп в общей численности населения _x). 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:

(6.7)

В правой части нашего уравнения оказались два индекса-дроби. Первая из них характеризует изменение (или отличие) общего коэффициента смертности за счет различий именно смертности (повозрастной интенсив­ности смертности) при неизменной возрастной структуре (доли каждой возрастной группы в составе общей численности населения одинаковы в числителе и знаменателе). Второй индекс характеризует изменение (либо отличие) общего коэффициента смертности за счет изменения (или отли­чия) возрастной структуры населения. Отметим также, что сумма произве­дений возрастных коэффициентов смертности на доли соответствующих возрастных групп в численности населения () есть не что иное, как общий коэффициент смертности, и произведем соответствующие замены в знаменателе первой дроби и в числителе второй. Теперь система индексов получает законченный вид.

Для примера проанализируем динамику уровня смертности населения России за время между серединами 1990 и 1995 гг. (таблица 6.2). Все исходные данные заимствованы из Демографического ежегодника России.

Подставив в формулу числовые значения, получим:

В результате окончательно получаем:

,

где J^m — индекс динамики общего коэффициента смертности; J^mx — ин­декс изменения общего коэффициента смертности за счет интенсивности смертности; J^x — индекс изменения общего коэффициента смертности за счет изменения возрастной структуры населения.

Общий вывод в итоге следующий. За период 1990—1995 гг. общий коэффициент смертности населения в России повысился на 33,9%, в том чис­ле на 26,5% — за счет действительного роста смертности и на 5,9% — за счет изменения (постарения) возрастной структуры населения. Таким образом, если нас интересует динамика уровня смертности, а не показателя (и чаще всего это именно так), то уровень смертности в России за рассматри­ваемый период времени повысился на 28%, а не на 34, как об этом можно судить по величине общего коэффициента смертности. Разница сущест­венная, и ею, вероятно, не стоит пренебрегать.