WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 36 | 37 || 39 | 40 |   ...   | 55 |

где — коэффициент младенческой смертности в расчетном году «t»; и — числодетей, умерших в возрасте до года из числа родившихся соответственно врасчетном году «t» ипредыдущем году «t—1»; Nt иNt-1 — — число родившихся соответственно врасчетном году «t» ипредыду­щем году«t—1».

Для применения этой формулы необходимыданные о распределении умерших детей в возрасте до года по поколениямродившихся. Использует­ся же она в тех случаях, когда требуются особенно точные показателимладенческой смертности с большим числом знаков после запятой десятичной дроби.Обычно эта необходимость возникает при построении таблиц смер­тности (о которых речь пойдетниже).

Зачастую данных о распределении умершихдетей в возрасте до года по поколениям родившихся не оказывается в публикациях,да и необходимости в очень точных измерениях показателей младенческойсмертности тоже, как правило, нет. Тогда достаточно бывает воспользоватьсяметодом приближенной оценки уровня младенческой смертности, основанном наэмпирической формуле, которую предложил в начале 1920-х гг. немецкий демограф иматематик Йоханнес Ратс (1854—1933):

(6.3)

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

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

(6.4)

где все условные обозначения известны. Такимобразом при этом методе достаточно просто разделить число детей, умерших врасчетном 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 врасчетном и предшествующем ему годах одинаковы или близки по величине. В случаеже существенных различий коэффициентов рождаемости сле­дует использовать формулуРатса.

Пример расчета. В1992 г. в России родилось 1 587,6 тыс. детей, в 1993 г. — 1 379,0 тыс., умерло в возрастеменее 1 года соответственно 29,2 и 27,9 тыс. детей. Требуется определитьуровень младенческой смертности в 1993 г. грубым методом и методомРатса.

Решение:

1) грубымметодом: ‰;

2) по методу Ратса:

Как видим, во втором варианте расчета (пометоду Ратса) уровень младенческой смертности в нашей стране в 1993 г. былна самом деле значите­льнониже, почти на целую промилле (это существенная разница!), чем об этомсвидетельствует показатель, рассчитанный грубым методом.

За последнее десятилетие уровеньмладенческой смертности в России снизился очень мало, с 20,9‰ в 1984 г. до 17,2‰ в 1997 г.119 Это неочень высокий уровень, если сравнивать его с аналогичным показателем в нашей жестране лет 30—40 назад(когда он был равен 30—40‰). Но еслисравнивать российский показатель младенческой смертности с аналогичнымипоказа­телями, которыенаблюдаются сегодня в других странах, то он оказывается одним из самых высокихсреди экономически развитых стран, в большин­стве которых уровень младенческойсмертности более чем вдвое ниже, чем в России (т.е. не превышает8,0‰). В то же время этотуровень почти ста­билизировался, хотя резервы для его дальнейшего снижения еще далеконе исчерпаны. В какой-то степени такой показатель младенческой смертностиобъясняется переходом нашей статистики с конца 1992 г. на междуна­родные принципы учета живо- имертворождений. До этого времени в рос­сийской (а ранее — в советской) статистикеживорожденными считались дети, родившиеся при сроке беременности 28 недель иболее, 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 одинсамостояте­льный вздох).Дети, родившиеся ранее указанного срока беременности, с массой тела менее 1000г., учитывались в качестве живорожденных, только если они прожили более 7суток. Критерии живорождения, установленные Всемирной организациейздравоохранения, были иными. По ним живо­рожденным признается ребенок, еслипосле появления на свет (независимо от сроков беременности) он дышит илипроявляет другие признаки жизни, такие, как сердцебиение, пульсация пуповиныили произвольные движе­ния мускулатуры. По оценкам экспертов, переход на критерииживорожде­ния,рекомендованные ВОЗ, может привести к росту величины коэффици­ента младенческой смертности вРоссии на 25—35%120. И если этого пока неслучилось, то можно предполагать, что снижение уровня младенческой смертностибыло на самом деле более существенным, чем об этом мож­но судить по динамике публикуемыхкоэффициентов, но это снижение от­части компенсировалось противоположной динамикой — повышением ко­эффициента за счет смены критериевживорождения. Кроме того, смена критериев — процесс, очевидно растянутый вовремени, и многие стати­стические и медицинские учреждения не торопятся «испортить» своиучетные данные плохими показателями. Так что видимая на поверхности явлений«стагнация», или медленное снижение коэффициента младенче­ской смертности, — т.е. тот факт, что коэффициент нерастет, — говорит отом, что он наверняка снижается.

В таблице 6.1 показана структура уровнямладенческой смертности в России по основным классам причин смерти и ееизменение за последние 10 лет. При некотором снижении общей величины уровнямладенческой смертности за данный период, можно видеть, что это снижениепроисхо­дит за счетснижения смертности от инфекционных и паразитарных болез­ней и болезней органов дыхания. В тоже время возрос уровень смертности и удельный вес случаев смерти (в общейструктуре уровня смертности) от таких классов причин смерти, как врожденныеаномалии, несчастные случаи, отравления и травмы и особенно—состояния, возникающие вперина­тальномпериоде121

. При этом на три класса причин смерти— отврожден­ных аномалий, отсостояний, возникающих в перинатальный период, и от несчастных случаев,отравлений и травм —приходится в сумме 72,0% (три четверти!) всех случаев смерти на первом годужизни. А ведь это причины смерти, обусловленные главным образом поведением иобразом жизни ма­терей.

Таблица6.1

Структура уровнямладенческой смертности в

России по основным классам причинсмерти


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

Всегоумерших в возрасте до 1 года, в том числе от:

207,2

174,0

171,5

100,0

100,0

100,0

инфекционныхи парази­тарныхболезней

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

врожденныханомалий

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 прочихпричин

11,6

11,7

13,7

5,6

6,7

8,0

6.3. Применение индексного метода в анализе

динамики общего коэффициентасмертности

Возрастные коэффициенты смертности, какуже отмечалось, дают наилучшие возможности для анализа уровня смертности. Но уних есть недо­статок,такой же как у всех других возрастных коэффициентов: их много, с ними трудноработать. Нужен один, обобщающий показатель. Но такого показателя смертности,аналогичного суммарному коэффициенту рождае­мости, нет (в определенной степениэту роль выполняет показатель сред­ней ожидаемой продолжительности жизни, но для его получения нужностроить довольно трудоемкие таблицы смертности).

В известной степени можно компенсироватьтрудности анализа возрастных коэффициентов смертности, повышая аналитическиевозможности общего коэффициента смертности с помощью индексного метода името­дов стандартизациикоэффициентов. Для применения этих методов обра­тимся к общему коэффициентусмертности и представим его в такой фор­ме, чтобы можно было видеть еговнутреннюю структуру.

(6.5)

Первая дробь в правой части формулы естьуже известное отношение годового общего числа умерших М к среднегодовой численностинаселе­ния. Числительэтой дроби —М — можно представить как суммупроизве­дений возрастныхкоэффициентов смертности тx начисленности населе­ниякаждой соответствующей возрастной группы Рх,т.е.. В знаменателе этой дроби общую численность населения Р можно представить как суммучисленностей населения всех возрастных групп, т.е. ∑Px. Для расчета удобнее численностьнаселения каждой возрастной группы использовать не в абсолютном, а вотносительном выражении, в долях единицы или в процентах (приняв соответственнообщую численность населе­ния за 1 или за 100. В долях единицы рассчитывать удобнее всего,тогда знаменатель третьей дроби, равный единице, можно опустить).

Сравнение двух общих коэффициентовсмертности теперь можно пред­ставить таким образом:

(6.7)

Индексный метод в данном случае можноприменить, если известны все структурные элементы сравниваемых совокупностей,т.е. возрастные коэф­фициенты смертности тx, и возрастные структуры сравниваемых населений (удельный весвозрастных групп в общей численности населения ωx).Правые верхние индексы 0 и 1 обозначают сравниваемые совокупности населения(либо на начало и конец изучаемого периода времени, если анализируетсяди­намика уровнясмертности, либо между собой, если анализируются различия смертности двух группнаселения в статике). Итак, рассмотрим случай, когда все структурные элементыкоэффициента смертности нам известны и возможно использовать индексный метод.Построим систему индексов. Для это­го в правой части равенства введем в числитель и знаменатель одно ито же число (т.е. величину общего коэффициентасмертности при предпо­ложении о неизменности, одинаковости возрастной структурысравнивае­мыхнаселений), затем произведем несложную перестановку:

(6.7)

В правой части нашего уравнения оказалисьдва индекса-дроби. Первая из них характеризует изменение (или отличие) общегокоэффициента смертности за счет различий именно смертности (повозрастнойинтенсив­ностисмертности) при неизменной возрастной структуре (доли каждой возрастной группыв составе общей численности населения одинаковы в числителе и знаменателе).Второй индекс характеризует изменение (либо отличие) общего коэффициентасмертности за счет изменения (или отли­чия) возрастной структуры населения.Отметим также, что сумма произве­дений возрастных коэффициентов смертности на доли соответствующихвозрастных групп в численности населения () есть не чтоиное, как общий коэффициент смертности, и произведем соответствующие замены взнаменателе первой дроби и в числителе второй. Теперь система индексов получаетзаконченный вид.

Для примера проанализируем динамику уровнясмертности населения России за время между серединами 1990 и 1995 гг. (таблица6.2). Все исходные данные заимствованы из Демографического ежегодникаРоссии.

Подставив в формулу числовые значения,получим:

В результате окончательнополучаем:

,

где Jm — индекс динамики общегокоэффициента смертности; Jmx — ин­декс изменения общего коэффициентасмертности за счет интенсивности смертности; Jωx — индексизменения общего коэффициента смертности за счет изменения возрастной структурынаселения.

Pages:     | 1 |   ...   | 36 | 37 || 39 | 40 |   ...   | 55 |



© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.