ГЛАВА 6. СМЕРТНОСТЬ И ПРОДОЛЖИТЕЛЬНОСТЬ ЖИЗНИ

ГЛАВА 6. СМЕРТНОСТЬ И ПРОДОЛЖИТЕЛЬНОСТЬ ЖИЗНИ

Смертность является вторым после рождаемости важнейшим демографическим процессом. Изучение смертности имеет своим предметом влияние, которое смерть оказывает на население, на его численность и структуру.

В демографии под смертностью понимают процесс вымирания поколения и рассматривают ее как массовый статистический процесс, складывающийся из множества единичных смертей, наступающих в разных возрастах и определяющих в своей совокупности порядок вымирания реального или условного поколения¹.

Смерть является первичным витальным событием, для которого система демографической статистики собирает и комбинирует данные. Статистика смертей, как и вообще анализ смертности, необходимы и для целей демографических исследований (чисто познавательный аспект), и для практики, прежде всего для органов здравоохранения и социальной политики.

Смертность - это частота случаев смерти в социальной среде.

Борисов В.А. Демография: Учебник для вузов. М., 1999, С. 196.

Наиболее важными и приоритетными направлениями использования статистики смертей и смертности являются: анализ существующей демографической ситуации и тенденций ее изменения; удовлетворение административных и исследовательских нужд служб здравоохранения в связи с разработкой и выполнением программ общественного здоровья и оценкой их эффективности; определение политики и действий в иных, кроме здравоохранения, сферах деятельности; удовлетворение потребностей в информации об изменениях в населении в связи с разнообразной профессиональной и коммерческой деятельностью (демогрэфикс).

Смертность - массовый процесс прекращения индивидуальных жизней, протекающий в населении. Наряду с рождаемостью смертность формирует естественное движение (воспроизводство) населения. Социальная энциклопедия. М., 2000. С. 335.

Данные о смертности необходимы как для анализа прошлых демографических тенденций, так и для разработки демографических прогнозов. Последние, как известно, используются практически во всех сферах деятельности: для планирования развития жилищных служб, системы образования, здравоохранения, для реализации программ социальной защиты, для производства товаров и услуг для различных групп населения.

Статистика смертности необходима в анализе заболеваемости как на национальном, так и на региональном уровнях. Органы здравоохранения используют данные статистики смертности для мониторинга и совершенствования своей деятельности.

При прямой стандартизации** повозрастные коэффициенты смертности реального населения перевзвешиваются по возрастной структуре стандарта. Таким образом получается то число смертей, которое имело бы место в реальном населении, если бы его возрастная структура была такой же, как и возрастная структура стандарта. Разделив это число на число смертей в стандартном населении, получают индекс прямой стандартизации. Если общий коэффициент смертности стандарта умножить на этот индекс, то получим стандартизованный общий коэффициент смертности, который показывает, какова была бы величина общего коэффициента смертности в реальном населении, если бы его возрастная структура была такой же, как и возрастная структура стандарта.

Отсюда CMR_cm_а_m = CMR₀-I_пр, где CMR_cman - стандартизованный общий коэффициент смертности; CMR₀ - общий коэффициент смертности стандарта.

Прямую стандартизацию можно применять, если известны повозрастные коэффициенты смертности сравниваемых реальных населений и возрастная структура стандарта. При этом за стандартную возрастную структуру можно принять либо возрастную структуру какого-либо реального населения, либо искусственно сконструированную.

При прямой стандартизации существует опасность, что и индекс стандартизации и стандартизованный коэффициент окажутся под влиянием повозрастного коэффициента, вес которого мал в реальном населении и, напротив, велик в населении стандартном. Избежать этой опасности позволяет косвенная стандартизация.

В случае косвенной стандартизации* поступают прямо противоположным образом: повозрастные коэффициенты смертности стандарта перевзвешиваются по возрастной структуре реального населения. Таким образом получается то число смертей, которое бы имело место в реальном населении, если бы его возрастная смертность была такой же, как и повозрастная смертность стандартного населения. Разделив число смертей в реальном населении на их ожидаемое число, получают индекс косвенной стандартизации. Если общий коэффициент смертности стандарта умножить на этот индекс, то получим стандартизованный общий коэффициент смертности, который показывает, какова была бы величина общего коэффициента смертности в реальном населении, если бы повозрастные коэффициенты смертности в нем были такими же, как и в населении стандарта.

Все сказанное можно выразить в виде следующей формулы:

где 1_косв - индекс косвенной стандартизации; P_х¹ - возрастная структура реального населения, выраженная в абсолютных величинах или долях; т_х⁰ - повозрастные коэффициенты смертности в стандартном населении и т_х¹ - повозрастные коэффициенты смертности в данном населении.

Отсюда CMR_cman - CMR₀ - 1_косв, где CMR_cman - стандартизованный общий коэффициент смертности; CMR₀ - общий коэффициент стандарта смертности.

Косвенную стандартизацию целесообразно применять, если известны возрастные структуры реального населения и стандарта и повозрастные интенсивности демографических процессов в стандартном населении.

Косвенная стандартизация имеет широкое применение при анализе смертности, для которого она, собственно, и была разработана. Однако в последние полвека метод косвенной стандартизации активно применяется и в изучении рождаемости. Сфера его применения здесь - это анализ сравнительной роли демографической структуры (возрастной, брачной и др.) и поведения индивидов в формировании уровня рождаемости, о чем шла речь в предыдущей главе. В частности, именно косвенная стандартизация лежит в основе индексов рождаемости Э. Коула и модели т.н. гипотетического минимума естественной рождаемости В.А. Борисова.

Метод обратной стандартизации*, иначе называемый методом ожидаемой численности населения, применяется в том случае, когда отсутствуют данные о возрастной структуре данного населения, но зато есть данные об его общей численности и о числе демографических событий в нем (случай нередкий во многих развивающихся странах, где переписи населения стали проводиться лишь недавно). А также, разумеется, известны повозрастные коэффициенты смертности стандарта. Зная это, можно восстановить условную среднюю численность всех возрастных групп реального населения при условии, что реальное население имеет те же повозрастные коэффициенты смертности, что и население стандарта. Для этого надо просто поделить известное число смертей на стандартный повозрастный коэффициент смертности:

где f_x^s - условная численность группы в возрасте х лет; D_x - реальное число смертей и f_x^s - повозрастные коэффициенты смертности стандарта. Тогда, просуммировав все F_x^s, можно восстановить ту общую численность населения, которая должна была бы быть, если бы реальное население имело те же повозрастные коэффициенты смертности, что и население стандарта. И затем, поделив эту условную численность на реальную, получим индекс обратной стандартизации:

В знаменателе этого выражения стоит реальная средняя численность населения, в числителе - его гипотетическая («ожидаемая») численность, которая при стандартных повозрастных интенсивностях смертности продуцировала бы в каждом возрасте фактическое число смертей.

Умножив индекс обратной стандартизации на общий коэффициент стандарта смертности, получим стандартизованный общий коэффициент смертности, то значение общего коэффициента смертности для реального населения, которое бы имело место, если бы его повозрастные коэффициенты смертности были такими же, что и в населении стандарта.

Завершая данный параграф, необходимо подчеркнуть следующее. Используя стандартизованные коэффициенты смертности, надо помнить, что они не имеют самостоятельного значения, поскольку зависят от выбранного стандарта. Поэтому сфера их применения ограничивается лишь сравнением различных населений друг с другом и то при условии, что стандартизация проведена одним и тем же методом и с использованием одного и того же стандарта. При этом в качестве стандарта необходимо выбирать население (реальное или искусственно сконструированное), демографическая структура которого (возрастная прежде всего) близка к возрастным структурам сравниваемых населений, хотя и отличается от них.

Таблицы смертности (дожития) - это первый и, пожалуй, самый распространенный и важный вид демографических таблиц. Как уже говорилось, именно с разработкой Дж. Граунтом первой в мире таблицы смертности связывают возникновение демографии как науки.

Принимая во внимание, что мы установили, что из каждых 100 родившихся приблизительно 36 не доживают до шестилетнего возраста и что, возможно, один доживает до 76 лет, мы, имея 7 десятилетий между 6 и 76 годами, пытались найти 6 промежуточных пропорциональных чисел между 64, доживающими до 6 лет, и тем 1, который доживает до76 лет. Мы нашли, что нижеследующие числа достаточно близки к истине: из каждых 100 родившихся умирают в пределах первых 6 лет - 36. В течение следующих 10 лет, или второго десятилетия, - 24. В течение третьего десятилетия - 15. В течение четвертого десятилетия - б. В течение пятого десятилетия - 4. В течение шестого - 3. В течение седьмого - 2. И в течение восьмого - 1.

Отсюда следует, что из упомянутых 100 родившихся в 6 лет остаются в живых 64. В 16 лет - 40; в 26 - 25; в 36 - 16; в 46 - 10; в 56 - 6; в 66 - 3; в

Граунт Дж. Естественные и политические наблюдения, сделанные над бюллетенями смертности.... Лондон, 1662. Цит. по: Smith D.P. Formal Demography. N. Y., London. 1983. P. 73.

Таблицы смертности (дожития) - это числовые модели смертности, служащие для характеристики ее общего уровня и возрастных особенностей в различных населениях. Они представляют собой систему упорядоченных по возрасту и взаимосвязанных между собой рядов чисел, которые в своей совокупности описывают процесс вымирания некоторого теоретического поколения с фиксированной начальной численностью (ко рень таблицы). Обычно ее принимают равной некоторой степени 10, т.е.10 000, 100 000, 1 000 000 и т.п. Чаше всего за корень таблицы смертности принимают 100 000.

В демографии различают таблицы смертности для реального и условного поколения.

В зависимости от шага временной шкалы различают полные (шаг = 1 году) и краткие (шаг = 5 или 10 годам) таблицы.

Показатели (функции) таблиц смертности делятся на интервальные и кумулятивные. Первые характеризуют смертность на данном интервале возраста, вторые - за весь период жизни до или после данного точного возраста.

Показатели (функции) таблиц смертности связаны между собой определенными соотношениями. Все они могут быть вычислены почти из любого из них, но обычно за исходный принимается тот, который наиболее простым и ясным образом характеризует процесс смертности и легче всего получается из статистических данных о смертности. Таким показателем является интервальная вероятность умереть в возрасте (х, х+п) лет, наиболее естественным образом связанная с повозрастными коэффициентами смертности. Обычно построение таблиц смертности начинается именно с этого показателя. И всю историю развития методов такого построения можно рассматривать как совершенствование методов перехода от повозрастных коэффициентов смертности к табличным интервальным вероятностям смерти в возрасте (х, х + п) лет.

Рассмотрим на примере полной таблицы смертности основные ее функции (табл. 6.4):

Графа 2. Числа доживающих до точного возраста х лет (l_Х). Первое число в этой графе - это конвенциональный корень таблицы смертности. Все прочие представляют собой числа доживающих до точного возраста х лет и равны разности чисел доживающих до точного возраста х -1 год и чисел умирающих на интервале возраста (х, х + 1) лет, т.е. l_x = l_x₁ _- d_x. С другой стороны, поскольку d_x = l_x*q_x, каждое l_x=l_x₁ - l_x₁* *q_x₁ = l_x ₁ *(1 - q _x₁)= l_x *₁P_x₁. И поэтому l_x = l₀*p₀*p₁*...*p_x₁. Иначе говоря, числа доживающих равны вероятности того, что каждая единица исходной совокупности 1₀ доживет до точного возраста х лет.

Графа 3. Вероятность умереть на интервале возраста (х, х + 1) год, q_x. Каждое q_x представляет собой вероятность того, что человек, достигший точного возраста х лет, не доживет до возраста х + 1 год. Эти вероятности рассчитываются на основе соответствующих повозрастных коэффициентов смертности реального населения. Именно их этих вероятностей затем рассчитываются все остальные показатели таблиц смертности.

Графа 4. Вероятность остаться в живых на интервале возраста (х, х+1) год,р_х. Каждое p_x представляет собой вероятность того, что человек, достигший точного возраста х лет, доживет и до возраста х + 1 год. Является дополнением вероятности q_x до 1,т.е.р_х = 1 - q_x.

Графа 5. Числа умирающих на интервале возраста (х, х + 1) год, d_x. Эти числа также зависят от корня таблицы. Числа в графах 3-5 рассчитываются из наблюдаемых q_x корня таблицы с использованием следующих соотношений: d_x= l_xq_x; l_x₊_l = l_x - d_x и р_x = 1-q_x.

Графа 6. Доля последнего года жизни для умирающих на интервале возраста (х, х+1) лет, а'_х. Каждый из d_x, умирающих на возрастном интервале (х, х+1) лет, прожил полные х лет плюс некоторую часть этого возрастного интервала. Средняя из этих долей и обозначается а '_х. Ее величина зависит от характера распределения случаев смерти внутри возрастного интервала (х, х + \) лет. В самых младших возрастах это распределение имеет I левостороннюю асимметрию (т.е. сдвинуто к началу возрастного интервала), и потому величина а '_х меньше 1/2, чему она была бы равна в случае равномерного распределения и чему она конвенционально равна для возрастов старше 4 лет. Данный показатель играет важную роль в современных модификациях т.н. демографического метода построения таблиц смертности.

Доля последнего года жизни для умирающих на интервале возраста (х, х + п) лет, (а '_х) рассчитывается в зависимости от особенностей распределения смертности на данном возрастном интервале. В таблице приведены значения этого параметра, взятые из работы американского демографа Чин Лонг Чаня (См.: Chin Long Chiang. The Life Table and Its Construction // Introduction to Stochastic Processes in Biostatistics. N.Y., 1968. PP. 189-214).

Графа 7. Число человеко-лет, прожитых в возрастном интервале (х, х + 1) лет. L_x. Каждый из тех, кто проживет полный

возрастной интервал (х, х + 1 ) лет, вносит в общее число человеко-лет (/_r- d_x) лет. Каждый же из тех, кто умрет на этом интервале возраста, вносит в L_x в среднем а '_х часть этого интервала. Отсюда: L_x - (l_x - d_x)'+ а'_х- d_x (х = О,1, 2- 1). В полных таблицах смертности в возрастах 5 лет и старше величина а '_х принимается равной 1/2 и, поэтому, для этих возрастов L_x - полными аналогами среднегодового населения.

Графа 8. Число человеко-лет, которое предстоит прожить после достижения точного возраста х лет, Т_x Это число равно сумме человеко-лет, прожитых в каждом возрастном интервале начиная с возраста х лет, или Т_х = L_x.

Графа 9. Средняя ожидаемая продолжительность предстоящей жизни в возрасте х лет, е^л_х. Это число показывает, сколько в среднем предстоит прожить человеку, достигшему возраста х лет. Поскольку всем дожившим до этого возраста (их число равно l_x предстоит прожить Т_х лет, постольку е^л_х=T_x/l_x, лет.

Каждое е^л_х суммирует смертность в возрастах старше x лет, что делает эту графу наиболее важной в таблице смертности. Более того, это одна из трех функций таблицы смертности (наряду с q_x и а'_х), которая имеет смысл безотносительно к корню таблицы. Как правило, е^л_х убывает с возрастом. Единственное исключение представляет собой возраст 0 лет, когда е^л₀ < e^л₁ из-за высокой младенческой смертности. Это называется парадоксом младенческой смертности. В высокоразвитых странах с очень низкими значениями младенческой смертности этот парадокс не действует.

Количественные индикаторы уровня смертности и его динамики являются важным инструментом анализа демографической ситуации в стране. Однако одних только количественных показателей, хотя бы и предельно точных и не зависящих от демографической структуры населения, совершенно недостаточно для полной характеристики как самой смертности, так и общей социально-экономической ситуации, условий труда и жизни населения, его образа жизни, поведения, связанного со здоровьем и продолжительностью жизни, экологической и санитарно-гигиенической обстановки. Коэффициенты смертности и показатели таблиц смертности должны быть дополнены качественными показателями, характеризующими причины смерти, то, от чего умирают люди в том или ином возрасте.

Интервальная продолжительность жизни в трудоспособном возрасте. Россия, 1997, мужчины

Иными словами, речь идет об анализе причин смерти, об анализе структуры смертности по причинам. Важность этого аспекта анализа смертности обусловлена тесной связью причин, от которых умирают люди, с условиями их жизни и труда, с уровнем развития здравоохранения, с общим уровнем социально экономического развития, наконец, с поведением самих людей, с их отношением к собственному здоровью, к жизни и смерти.

Под причинами смерти понимают болезни, патологические состояния или травмы, которые привели к смерти или способствовали ее наступлению, а также обстоятельства несчастного случая, вызвавшего травму со смертельным исходом, или насильственной смерти²⁰. Причина, по которой наступила смерть, устанавливается соответствующим медицинским органом или врачом. При этом современная статистика причин смерти основана на выделении одной, ведущей, или начальной причины смерти*.

Согласно современным правилам демографической и медицинской статистики, принятым в мире, начальная причина смерти устанавливается в соответствии с Международной классификацией болезней, травм и причин смерти (МКБ), регулярно начиная с 1893 г. разрабатываемой, пересматриваемой и утверждаемой соответствующими уполномоченными международными организациями*. В настоящее время в мире действует МКБ 10-го пересмотра, принятая в 1992 г.

• В нашей стране фрагментарная регистрация причин смерти началась в 1902 г. в некоторых городах на основе классификации, разработанной Обществом русских врачей им. Н.И. Пирогова. Регулярная же регистрация причин смерти была введена только в 1925 г. и тоже только в городах. Лишь с 1958 г. эта регистрация стала сплошной, охватив и сельскую местность²¹.

Наша страна, как всегда, шла «другим путем». Международная классификация болезней в практике нашей медицинской и демографической статистики никогда напрямую не применялась. До середины 60-х гг. прошлого века использовалась своя классификация причин смерти. Лишь с 1965 г. отечественная статистика стала учитывать причины смерти согласно их номенклатуре, основанной на МКБ 7-го пересмотра. До 1998 г. в России действовала краткая номенклатура причин смерти, основанная на МКБ 9-го пересмотра, утвержденная в 1981 г. и модифицированная в 1988 г. В табл. 6.8 приведены названия основных классов болезней и причин смерти, применявшихся

Наименования классов причин смерти, принятых в Международной статистической классификации болезней, травм и причин смерти 9-го пересмотра (1975)

Первая МКБ была принята в 1893 г. Международным статистическим институтом по предложению французского статистика и демографа Ж. Бертильона (Бертийона). В настоящее время МКБ пересматривается и утверждается Всемирной организацией здравоохранения.

отечественной статистикой в указанный период. Всего в отечественной номенклатуре содержится 200 причин смерти, каждая из которых представляет собой объединение групп рубрик 9 МКБ (общее количество этих рубрик - 5600)²². В 1999 г. была введена в действие новая номенклатура болезней, основанная на МКБ 10-го пересмотра, что, по мнению некоторых авторов, сильно затруднило анализ смертности по причинам и сопоставление ее с данными прошлых лет²³.

Показателями смертности по причинам являются общие и повозрастные коэффициенты. Общие коэффициенты смертности по причинам смерти вычисляются как отношения чисел умерших от указанных причин смерти к среднегодовой численности наличного населения по текущей оценке

где CMR_i - общий коэффициент смертности от i- той причины; D_i - число умерших от этой причины; Р - среднегодовое население.

В отличие от общих коэффициентов смертности они рассчитаны, как видно из формулы, не на 1000 населения, а на 100 000 населения. Общие коэффициенты смертности по причинам смерти аддитивны, т. е. их можно складывать, поскольку в их знаменателе стоит одна и та же численность населения, а сумма умерших от всех причин, разумеется, равняется общему числу умерших.

Иначе говоря, сумма общих коэффициентов смертности по причинам смерти равна общему коэффициенту смертности

Общие коэффициенты смертности по основным классам причин смерти могут зависеть от различий в возрастном составе умерших. В связи с этим рассчитывают коэффициенты, стандартизованные по возрасту прямым способом, т.е. полученные для каждого класса причин смерти как средняя арифметическая из показателей для пятилетних возрастных групп, взвешенная по единой возрастной структуре. Эти стандартизованные коэффициенты смертности по причинам в настоящее время регулярно публикуются в Демографических ежегодниках РФ. При этом для их расчета Госкомстат РФ применяет так называемый Европейский стандарт возрастной структуры.

Повозрастные коэффициенты смертности по причинам смерти вычисляются аналогично общим как отношения чисел умерших от указанных причин смерти в возрасте х лет к среднегодовой численности наличного населения данного возраста по текущей оценке

где ASMR_xⁱ - коэффициент смертности от i- той причины на возрастном интервале (x + n) лет_;_nD_xⁱ - число лиц возраста (х + п) лет, умерших от i- той причины смерти; _n Р_х - среднегодовое население в возрасте (х + п) лет.

Коэффициенты смертности в трудоспособном возрасте по основным классам причин смерти вычисляются за один год как частное от деления числа умерших в трудоспособном возрасте от указанного класса причин смерти на среднегодовую численность лиц того же возраста.

Коэффициенты младенческой смертности по причинам смерти рассчитываются аналогично коэффициентам смертности от всех причин, но, в отличие от них, вычисляются не на 100 000 среднегодового населения, а на 10 000 родившихся.

В табл. 6.9 представлены официальные данные Госкомстата РФ о динамике смертности по причинам в нашей стране в 60- 90-е гг. Как видно из приведенных в таблице данных и как уже было показано выше, в последнюю треть прошлого века динамика смертности в нашей стране была весьма негативной: за исключением краткого периода в середине 80-х гг. и второй половины 90-х гг. общая смертность как мужчин, так и женщин росла. При этом смертность от различных классов причин изменялась неодинаковым образом. Смертность от инфекционных и паразитарных болезней и у мужчин, и у женщин в общем и целом снижалась. Стандартизованный коэффициент смертности от этих причин с 1965 по 1998 г. снизился у мужчин практически вдвое, а у женщин - более чем в три раза, что маскирует, однако, ее рост в 90-е гг., благодаря которому величина этого коэффициента в настоящее время выше, чем в конце 80-х гг. В то же время смертность от новообразований, болезней органов кровообращения, а также от несчастных случаев, отравлений и травм до середины 90-х гг. неуклонно росла, особенно у мужчин, достигнув своего пика в 1993-1994 гг.

Такая динамика смертности в указанный период, особенно же в 90-е гг., обусловила резкое снижение показателя средней ожидаемой продолжительности жизни новорожденного, как это было показано выше. При этом основной вклад в это снижение внесли так называемые «внешние» причины смерти, т. е. несчастные случаи, отравления и травмы. Этим первая половина 90-х гг. резко отличается от предшествующего периода 60-80 гг., когда ведущую роль в снижении средней ожидаемой продолжительности жизни новорожденного играли болезни органов кровообращения, а также новообразования, особенно рак легкого²⁴.

Популярное в политических кругах и в средствах массовой информации представление о том, что повышение смертности было вызвано массовым обеднением населения России, не нашло прямого подтверждения. Действительно, если бы абсолютная бедность была причиной повышения смертности, то в первую очередь пострадали бы наиболее уязвимые и экономически зависимые группы населения - дети и старики... Однако в реальности повышение смертности было максимальным среди лиц трудоспособного возраста (наиболее активных и состоятельных экономически), а детская смертность и смертность среди престарелых изменилась мало. [...] Можно утверждать, что весьма значительная (видимо, преобладающая) часть прироста смертности в начале 90-х гг. была обусловлена стремительным ростом потребления алкоголя и полной ликвидацией того позитивного наследия (в виде необычайно низкой смертности) во второй половине 80-х гг., которое досталось России после антиалкогольной кампании. [...] На основании имеющихся фактов можно с большой долей вероятности утверждать, что падение и последующий рост потребления алкоголя создали главные условия, приведшие к колоссальным колебаниям смертности после 1984 г. Конечно, нельзя абсолютизировать «алкогольный» фактор в качестве единственного фактора снижения и роста смертности в 1985-/995 гг., тем более выдавать его за единственного виновника высокой смертности в России.

Policies for the Control of the Transition's Mortality Crisis. UNDP. Project № RUS/98/G53. Руководители В. В. Школьников, В. В. Червяков. М., 2000. Цит. по: Доклад о развитии человеческого потенциала в Российской Федерации. 2000. М., 2000. С. 6-5-66.

Таблица 6.9 Динамика стандартизованных коэффициентов смертности по причинам в России, %²⁵

Особенностью этих классов причин смерти является то, что они, может быть, сильнее, чем другие, зависят от условий жизни населения, от его образа жизни, в большей мере определяются поведенческими факторами, отношением людей к своему здоровью, вообще к жизни и смерти. И совершенно не случайно, что смертность от указанных трех классов причин достигла своего пика, как сказано, именно в середине 90-х гг., когда социально-экономический кризис в нашей стране достиг своего апогея и когда в своем негативном влиянии на здоровье населения и продолжительность жизни сошлись и падение уровня жизни огромной части населения России, и утрата многими людьми жизненных ориентиров, и деградация системы здравоохранения, ставшей к тому же малодоступной из-за отказа от ее бюджетного финансирования. Роль последнего из перечисленных выше факторов можно подтвердить фактом быстрого роста смертности от хронических болезней, удельный вес которых в общем числе случаев смерти невелик. Имеются в виду туберкулез, эпилепсия, сахарный диабет, цирроз печени, болезни поджелудочной железы.

Этот рост, по мнению авторов доклада о развитии человеческого потенциала в Российской Федерации за 2000 г., можно объяснить только повышением летальности среди хроников, чья жизнь непосредственно зависит от того, как функционирует система здравоохранения и как они обеспечены лекарствами. При этом, по их словам, если прежде (до 1992 г.) «всеобщим бедствием» было отсутствие лекарств, то теперь люди отказываются от их приобретения не только потому, что дороговизна сделала их недоступными для очень и очень многих, но и потому, что «в населении за десятилетия сложилась устойчивая убежденность, что лекарства и медицинские услуги вообще должны быть дешевы или бесплатны»²⁶.

Как только экономическая ситуация в стране стала улучшаться (напомню, что речь идет о периоде 1995-1998 гг.), как только стали проявляться положительные изменения в уровне жизни населения, а также признаки его адаптации к новым условиям рыночной экономики, так сразу же возникли позитивные тенденции и в динамике смертности и продолжительности жизни. Смертность от всех основных причин, как видно из табл. 6.9, уменьшилась, но наиболее заметным было снижение от болезней системы кровообращения, новообразований, несчастных случаев, отравлений и травм. Это привело к некоторому росту средней ожидаемой продолжительности жизни новорожденного. Анализ повозрастных коэффициентов смертности по причинам показывает, что на рост средней ожидаемой продолжительности жизни новорожденного наибольшее влияние оказало снижени

ЧТО И КАК ПИСАЛИ О МОДЕ В ЖУРНАЛАХ НАЧАЛА XX ВЕКА Первый номер журнала «Аполлон» за 1909 г. начинался, по сути, с программного заявления редакции журнала...

Система охраняемых территорий в США Изучение особо охраняемых природных территорий(ООПТ) США представляет особый интерес по многим причинам...

Что вызывает тренды на фондовых и товарных рынках Объяснение теории грузового поезда Первые 17 лет моих рыночных исследований сводились к попыткам вычислить, когда этот...

Что будет с Землей, если ось ее сместится на 6666 км? Что будет с Землей? - задался я вопросом...

Не нашли то, что искали? Воспользуйтесь поиском гугл на сайте: