Таблицысмертностипопричинамсмерти — КиберПедия 

Общие условия выбора системы дренажа: Система дренажа выбирается в зависимости от характера защищаемого...

Архитектура электронного правительства: Единая архитектура – это методологический подход при создании системы управления государства, который строится...

Таблицысмертностипопричинамсмерти

2018-01-30 159
Таблицысмертностипопричинамсмерти 0.00 из 5.00 0 оценок
Заказать работу

Таблица смертности — этотаблицауменьшениячисленностисовокупности, модельвыбытия, приоднойпричиневыбытия. Рискнедифференцирован. Таблицы смертности по причинам смерти — этотаблицамножественноговыбытиясконкурирующимирискамисмерти.

Вполнойаналогиискоэффициентомсмертностиотвсехпричинможетбытьрассчитанкоэффициентсмертностиотконкретнойпричинысмерти, обозначимегоτ mix , где i =1, 2,..., z, порядковыйномерпричины. Вклассическоймоделипредполагается, чтопричинысмертинепересекаются (нельзяумеретьотдвухпричинодновременно), исписокпричинполный (каждыйумершийможетбытьотнесенкоднойизпричинсмерти). Есливреальностипоследнееусловиенарушается, томодельдополняетсяещеоднойпричинойсмерти, например, «всеостальныеинеустановленныепричины»). Тогдаτ mx = ∑ τ mix . Свероятностямисмерти

i

делообстоитмногосложнее. Допустим, z = 2, имыопределиливероятностисмертиотдвухпричинсмертиτ qix . Пустьτ qx — общая (отвсехпричин) вероятностьсмерти. Поправиламтеориивероятности, τ qx =1−(1−τ q 1 x )⋅(1−τ qx 2 ) иτ q 1 xqx 2 ≥τ qx. Поэтомуопределениеτ qix дажевслучаедвухпричиндостаточносложнаязадача. Прощеопределяютсячислаумирающихввозрастеот x до x + τлетотнекоторойпричинысмерти τ dxi: τ dximix ⋅τ Lx.

Ясно, чтоτ dx = ∑ τ dxi.

i


Табл. 8.2. Таблица смертности населения Российской Федерации, 1997 г., мужчины

возраст x, лет числодоживающих довозраста x лет числоумирающихввозрастеот x до x +τлет вероятностьумереть ввозрастеот x до x +τлет вероятностьдожить отвозраста x до x +τлет числожи- вущихввозрастеот x до x +τлет числочеловеко-летжизниввозрастах x летистарше Ожидаемаяпродолжительность жизниввозрасте x лет
x lx τ dx τ qx τ px τ Lx Tx ex
      0,01952 0,98048     60,75
      0,00190 0,99810     60,96
      0,00103 0,99897     60,07
      0,00080 0,99920     59,13
      0,00073 0,99927     58,18
      0,00287 0,99713     57,22
      0,00322 0,99678     52,38
      0,00986 0,99014     47,54
      0,01914 0,98086     42,98
      0,02308 0,97692     38,77
      0,02932 0,97068     34,63
      0,03838 0,96162     30,60
      0,05271 0,94729     26,71

 

Табл. 8.2. Окончание

возраст x, лет числодоживающих довозраста x лет числоумирающихввозрастеот x до x +τлет вероятностьумереть ввозрастеот x до x +τлет вероятностьдожить отвозраста x до x +τлет числожи- вущихввозрастеот x до x +τлет числочеловеко-летжизниввозрастах x летистарше Ожидаемаяпродолжительность жизниввозрасте x лет
x lx τ dx τ qx τ px τ Lx Tx ex
      0,07373 0,92627     23,05
      0,10283 0,89717     19,68
      0,14218 0,85782     16,64
      0,18778 0,81222     13,97
      0,24494 0,75506     11,61
      0,31445 0,68555     9,56
      0,39584 0,60416     7,82
      0,48657 0,51343     6,36
85 иболее     1,00000 0,00000     5,18

 

 


Реальнованализеиспользуютсятритипапоказателейтаблицсмертностипопричинамсмерти. Первый — ожидаемая вероятность для новорожденного (когда-либовбудущем) Qiумереть от некоторой причины смерти, равнаядолитехвмодельномпоколениитаблиц, ктоумираетотданнойпричинысмерти Qi = dxi , ясночто∑ Qi = l 0 . x i

Второйпоказатель — это средний ожидаемый возраст смерти от некоторой причины смерти X i , рассчитываетсяаналогичноожидаемойпродолжительностижизнидляноворожденного.

∑(xaix)⋅τ dxi

X i = x Qi,

гдеτ aix — числолетпрожитыхумершимотпричины i всоответствующеминтервалевозрастов. Обычноврасчетахдопускают, чтодлякаждойизпричинτ aix =τ ax .

Наконец, третийпоказатель — это ожидаемая продолжительность жизни при устранении некоторой причины смерти. Этахарактеристикасмертностиотданнойпричиныопределяетсяпутемрасчетатаблицысмертностиотсуммывсехпричин, кромеданнойпричины i, т.е. вкачествеисходногорядадлярасчетатаблицысмертностиберетсярядτ mx i =τ mx τ mix . Данныйрасчетноситвесьмаусловныйхарактер. Очевидно, чтоустранениеоднойпричинысмертиможетпривестикростусмертностиотдругихвболеестаршихвозрастах, чтонеучитывается. Крометого, вразвитыхстранахболееполовиныпоколенияумираетотболезнейсистемыкровообращения, причемсэтойпричинойсвязанобольшинствосмертейвстарческихвозрастах. Поэтомудостаточнотрудновообразить, какойбыбыласмертность, еслибыустранитьданнуюпричину. Нодлямногихпричинсмерти, напримердлянесчастныхслучаев, отравленийитравм, этотприемпозволяетоценитьнегативноевлияниеданнойпричинысмертинапродолжительностьжизни.

8.2.5. Компонентный анализ продолжительности жизни Ожидаемаяпродолжительностьжизнидляноворожденного — наиболеечастоупотребляемаяхарактеристикауровнясмертности. Поэтомучрезвычайнополезнонаучитьсясоизмерятьразличиявсмертностивдвухнаселенияхвнекотороминтервалевозрастоввтерминахожидаемойпродолжительностьжизниили, другимисловами, научитьсяоцениватьвлияниеразличийвсмертностивнекоторомвозрастенаэтот показатель. ПервымтакуюпопыткупредпринялЮ.А. Корчак–Чепурковскийвстатье, опубликованнойв 1968 г.[43]. ВболеесовременнойзаписиформулаКорчака-Чепурковскогодляоценкивкладасмертностивинтервалевозрастов (x, x +τ) вразличиеожидаемойпродолжительностижизнимеждутаблицамисмертности (8.1) и (8.2), обозначимеечерезτ1 x,2 , выглядитследующимобразом:

.

Вформулеиспользованытежеобозначения, чтовразделе 8.2.3. Показатели, относящиесякпервойтаблицесмертности, отмечены (1), ковторой — (2). Сточкизрениярасчета, безразлично, относятсялитаблицы (1) и (2) кодномунаселениювразныепериодывременииликразнымнаселениям. Можнопоказать, чтоτ ∆(x 1),(2) = −τ∆(x 2),(1). Величиныτ∆(x 1),(2) можноскладывать, чтобыполучитьпоказательпоболеекрупнойвозрастнойгруппе. ГлавныйнедостатокформулыКорчака-Чепурковскогоивсеханалогичных, которыйнеудаетсяустранить, втом, чтовобщемслучае: τ∆(x 1),(3)≠τ∆(x 1),(2)+τ∆(x 2),(3).

В 1982 г. Е.М. АндреевпредложилвариантформулыКорчака-Чепурковского, позволяющийоценитьвлияниесмертностивданномвозрастеотнекоторойпричины i жизнинаожидаемуюпродолжительностьжизни: x , .

Вотличиеотисходнойформулы, формуладляоценкивкладапричинсмерти — приближенная, еелучшеиспользоватьдляминимальновозможныхинтерваловвозраста, адляполученияоценокдляболеекрупныхинтерваловскладыватьрезультатырасчета.

8.2.6. Продольный и поперечный анализ смертности Большинствотаблицсмертностирассчитываютсядлякалендарныхпериодов, исмертностьреальныхпоколенийдостаточноредкостановитсяобъектомдемографическогоанализа. Такоеположениеопределяетсярядомпричин. Укажемдвеважнейшие. Первая — значительныесложности, возникающиеприпопыткереконструироватьданныеосмертностиреальныхпоколенийнаосновесуществующихвбольшинствестранданныхстатистикисмертности. Вторая — стремлениебольшинстваисследователейанализироватьпоследние, самыесовременныеданныеосмертности, длячеговбольшинствеслучаевнетребуетсякогортныйподход. Болеетого, многиеисследователизабывают, чторассчитаннаядлякалендарногопериода, наосноверядакоэффициентовсмертноститаблицанеболеечеммодель, характеризующаясмертностисоответствующегокалендарногопериода, иизсоотношенияпоказателейтаблицпытаютсяформулироватьгипотезыозакономерностяхсмертностипоколений, незаботясьотом, чтовразныхвозрастахмыфиксируемсмертностьпредставителейразличныхпоколений.

 

Рис. 8.2. Доля доживших до данного возраста из числа 20-летних в поколении 1900 г. рождения, СССР

Согласносправочникам, ожидаемаяпродолжительностьжизнивРоссииумужчиноколо 60, ауженщин — более 70 лет, номожносуверенностьюсказать, чтониводномизпоколений, родившихсядоВторойМировойвойны, продолжительностьжизнимужчиннепревзойдет 50, аженщин — 60 лет. Этаоценкавытекаетизисториироссийскойсмертности. Нарис. 8.2 представленадинамикасмертностипоколенияродившихсяв 1900 г. натерриториибывшегоСССРввозрастах 20-60 лет (Андреев, Дарский, Харькова, 1993). НарисункевидныпотериврезультатесмертностивпериодОтечественнойвойныиголода 1933 г.

Криваядожитиякаждогопоколения, прошедшего черездемографическуюкатастрофу, несетоставленнуюэтойкатастрофойотметину. Ниводномпоколениипродолжительностьжизнинепадаластольнизко, какусловномпоколении 1933 г. иливпериодвойны. Втожевремяикратковременныеснижениясмертности (например, впериодантиалкогольнойкампании 1985–1987 гг.) маловлияютнаобщуюпродолжительностьжизнипоколения. Вообще, конъюнктурныеколебания, которыевомногомопределяютуровеньсмертностикалендарногопериода, вмасштабебиографиипоколениявыглядятнесущественно.

Такимобразом, кривыедожитияреальныхпоколенийзначительноменееплавные, чемгипотетических, затообщаядинамикауровнясмертностиотпоколениякпоколению — гораздоплавней.

Насамомделепротивопоставлениепродольногоипоперечногоанализаноситискусственныйхарактер. Реальныйпроцессразвиваетсявдвухкоординатах — времяивозраст. Дляеготеоретическогоописанияобычноиспользуетсяпоказатель сила смертности µ(x, t), котораяравнакоэффициентусмертности. рассчитанномудлябесконечномалогоинтервалавозраста (x, x + ∆ x) забесконечномалыйпериодвремени (t, t + ∆ t). Силасмертностиестьфункциядвухпеременных, т.е. определенанаплоскостискоординатами (x, t). Продольныйанализрассматриваетзначенияэтойфункциинапрямой (x, t 0 + x), где t 0 — фиксированныйгодрождениякогорты, атакжединамикусводныххарактеристиксмертностиоткогортыккогорте, т.е. взависимостиот t 0 . Поперечныйанализизучаетэтуфункциюнапрямой (x, T), где T — фиксированныймоментнаблюдения, атакжединамикусводныххарактеристиксмертностивовремени, т.е. взависимостиот T. Ипродольный, ипоперечныйанализ — этопопыткасвестифункциюдвухпеременныхкрядуфункцийоднойпеременной, таккаканализфункциинаплоскости — болеесложнаязадача.

Вставка 8.4. Желаниесовместитьпродольныйипоперечныйанализпривелов 1970-хгг. ксозданиюновогометода, такназываемого, APC-анализ. Названиепроисходитотанглийского «age-period-cohort» — «возраст-когорта-время». Силасмертностирассматриваетсякакфункциятрехпеременныхвозраст (x), когорта (определяетсягодомрождения t 0) ивремя (T). Очевидно, что t 0+ x = T. Впростейшемварианте APC-анализпредполагаетсуществованиеразложенияфункцииµ(x, t)натрислагаемых (вдругихмоделях — трисомножителя), каждоеизкоторыхестьфункцияотоднойпеременной: µ(x, t) = µ1(x) + µ2(T) ++µ3(t 0)+ξ(x, T, t 0), гдеξ(x, T, t 0) — остаточная (случайная) компонента.

Временнаякомпонентаµ2(T)измеряетвлияниенасмертностьсовременныхусловийжизни, когортнаясоставляющаяµ3(t 0) измеряетвлияниепроисшедшихвпрошломсобытийналицаходноговозраста (когорте). Наконец, возрастнаякомпонентаµ1(x)призванаизмерятьуниверсальнуюзависимостьсмертностиотвозраста. Вновейшихисследованияхиспользуютсяболеесложныемодели, носутьразложенияприэтомсохраняется.

8.3. ОСНОВНЫЕ КОНЦЕПЦИИ И ДЕТЕРМИНАНТЫ СМЕРТНОСТИ Цельданногопараграфа — систематизироватьсуществующиепредставленияотом, чтовконечномитогеопределяетуровеньсмертности. Повидимому, вселюдисмертны, продолжительностьжизникаждогочеловека, дажеживущеговидеальныхусловияхограничена. Историянезнаетслучаев, кромеНояидругихбиблейскихдолгожителей, когдачеловекперешагнулбы 200-летнийрубеж. Частотасмертныхслучаев (вероятностьсмерти), исключаясамоеначаложизни, нарастаетсвозрастом. АнглийскийдемографУ. Брасс (1977) сравниваетростсмертностисвозрастомсувеличениемчастотысмертельныхисходоввисследованияхметодомбиологическихпроб[44]помереувеличения «дозыжизни».


Поделиться с друзьями:

Индивидуальные и групповые автопоилки: для животных. Схемы и конструкции...

Адаптации растений и животных к жизни в горах: Большое значение для жизни организмов в горах имеют степень расчленения, крутизна и экспозиционные различия склонов...

Организация стока поверхностных вод: Наибольшее количество влаги на земном шаре испаряется с поверхности морей и океанов (88‰)...

Общие условия выбора системы дренажа: Система дренажа выбирается в зависимости от характера защищаемого...



© cyberpedia.su 2017-2024 - Не является автором материалов. Исключительное право сохранено за автором текста.
Если вы не хотите, чтобы данный материал был у нас на сайте, перейдите по ссылке: Нарушение авторских прав. Мы поможем в написании вашей работы!

0.02 с.