Методы медико-демографического анализа на популяционном уровне Текст научной статьи по специальности «Прочие медицинские науки»

ВЕСТНИК ПЕРМСКОГО УНИВЕРСИТЕТА

2012 БИОЛОГИЯ Вып. 2

УДК 314.48

МЕТОДЫ МЕДИКО-ДЕМОГРАФИЧЕСКОГО АНАЛИЗА НА ПОПУЛЯЦИОННОМ УРОВНЕ

М. Ю. Цинкера, Д. А. Кирьяновь

а Федеральный научный центр медико-профилактических технологий управления рисками здоровью населения, 614045, Пермь, ул. Монастырская, 82, [email protected]; (342)2372534 ь Пермский государственный национальный исследовательский университет, 614990, Пермь, ул. Букирева, 15; [email protected]; (342)2396233

Данная статья ориентирована на аналитические исследования в области медико-демографического анализа. В качестве основных источников информации рассматривались территориальные органы государственной статистики. Предложен комплекс методов, позволяющих исследовать медико-демографическую ситуацию на популяционном уровне. Методы апробированы для Пермского края и Удмуртской республики.

Ключевые слова: медико-демографический анализ; смертность; ожидаемая продолжительность жизни; стандартизированные коэффициенты смертности; потери трудового потенциала; резервы снижения смертности.

Введение

Надежным индикатором состояния здоровья населения является показатель смертности [Доклад ..., 2010]. Для определения действенных механизмов на снижение уровня смертности и разработки социально-экономических и медико-демографических мер по увеличению средней продолжительности жизни необходимо определить закономерности динамики и структуры смертности, качественно и количественно оценить влияние заболеваемости и инвалидности от основных групп патологий на уровень смертности. Для достижения наибольшей эффективности рекомендуется учитывать территориальные особенности смертности, связанные с различиями в возрастно-половом составе населения, социально-экономических и природно-климатических условиях жизни, качестве медицинского обслуживания.

Исследования особенностей структуры и динамики смертности населения России занимают заметное место среди демографических и медико-демографических работ [Гаврилов, 1991]. Особенно большое внимание уделяется вопросу роста уровня смертности и заболеваемости с конца 1980-х гг. Анализируется динамика продолжительности жизни в России, проводится сравнение этого показателя по другим странам, анализируются территориальные различия, в том числе по крупным городам России, а также изучается динамика стандартизированных и повозрастных коэффициентов смерт-

ности от основных классов причин смерти, строятся таблицы смертности [Борисов, 2001].

В данной статье представлены методы медикодемографического анализа на популяционном уровне. Основным источником информации для медико-демографического исследования служат официальные данные органов государственной статистики.

Методы анализа медикодемографической ситуации

Анализ показателей смертности

Коэффициент смертности определяется как отношение числа умерших в течение календарного года к среднегодовой численности населения:

£ = — -1000, (1)

N

где £ - показатель смертности, — - количество умерших, N - численность населения.

Анализ смертности населения можно условно разделить на следующие категории: анализ распространенности смертности населения на территориях проживания; анализ структуры причин смертности; анализ половозрастной структуры смертности и анализ динамики.

Анализ распространенности смертности проводится в территориальном разрезе. В этом случае коэффициенты смертности рассчитываются для каждой территории, входящей в субъект РФ. Сравни-

© Цинкер М. Ю., Кирьянов Д. А., 2012

тельный анализ между территориями проводится методом ранговых оценок, когда каждой территории присваивается соответствующий ранг. В табл. 3 приведены общие коэффициенты смертности за 2008 г. для р-нов Пермского края.

Анализ структуры причин смертности проводится в разрезе классов причин, подклассов и отдельных нозологическтих форм, согласованных с МК-Б10. При анализе структуры помимо коэффициентов смертности производится расчет вклада нозологической формы или класса в общую смертность по соотношению:

в. = Д100,

г А

(2)

где є, - вклад І-Й причины смерти в общую смертность, Д, - количество умерших от і-й причины, Дт - общее количество умерших.

Вклады отдельных причин в смертность по классам рассчитываются по той же формуле, только вместо суммарного числа умерших используется число умерших от определенного класса причин. Для примера, на рис. 1 представлена структура смертности от основных причин в Пермском крае за 2010 г.

Расчет коэффициентов смертности при анализе половозрастной структуры обычно проводится по следующим возрастным группам: 0 лет, 1 год, 2 года, 3 года, 4 года, 5-9 лет, 10-14 лет, ... , 65-70 лет, 70 лет и более. Для примера, на рис. 2 представлены повозрастные коэффициенты смертности Пермского края за 2010 г. в зависимости от пола.

представление показателей в виде временного ряда и его исследование. На рис. 3 представлена динамика изменения смертности от всех причин в Пермском крае за 2006-2010 гг. в зависимости от пола.

30,0

Рис. 2. Повозрастные коэффициенты смертности Пермского края за 2010 г. в зависимости от пола

Анализ динамики смертности ориентирован на представление показателей в виде временного ряда и его исследование. На рис. 3 представлена динамика изменения смертности от всех причин в Пермском крае за 2006-2010 гг. в зависимости от пола.

Анализ динамики смертности ориентирован на

Рис. 3. Динамика изменения коэффициентов смертности Пермского края за 2006-2010 гг. в зависимости от пола

В рамках анализа динамики проводится расчет следующих показателей:

- темп роста - отношение величины показателя в исследуемом году к его значению в предыдущем, принятому за базу отсчета, измеряемое в относительных величинах или в процентах:

с

Т =—^~ 100

' ^ ’

где Т, - темп роста, £- смертность в исследуемом ^м году, 8, _ 1 - смертность в предыдущем году;

- темп прироста Т - отношение прироста величины показателя за исследуемый год к его исходному уровню, измеряемый в относительных величинах или в процентах;

£ - £ т;= 8 8,-1100.

(4)

Анализ ожидаемой продолжительности жизни

При анализе популяционного здоровья используется показатель ожидаемой продолжительности жизни (ОПЖ). Ожидаемая продолжительность жизни - медико-демографический показатель, характеризующий возрастную структуру смертности и численности населения. ОПЖ показывает, какова была бы средняя продолжительность жизни новорожден-нного, если бы и далее повозрастная смертность оставалась такой же, как на данный момент времени. ОПЖ рассчитывается путем построения таблиц смертности и таблиц дожития [Медков, 2002].

В основе расчета ОПЖ лежит моделирование смертности гипотетического поколения численностью, например, 10 = 10 000 человек (родившихся) в начальный момент времени.

Вероятность умереть от возраста k до следующего возрастного интервала (qk) задается следующим образом:

Чк = 1 - е~к£к, (5)

где к - возрастной интервал, выраженный в годах.

Для последнего возрастного интервала принимается чк = 1 из соображения, что все поколение должно умереть.

Вероятность дожить от возраста k до следующего возрастного интервала (рк) рассчитывается как

Рk =1 - qk • (6)

Порядок вымирания гипотетического поколения новорожденных (1к) показывает, сколько лиц из первоначальной совокупности доживет до возраста У при условии сохранения повозрастной структуры смертности 8к на протяжении всей жизни.

1к+к = 1к ■ Рк . (7)

Число умерших гипотетического поколения от возраста к до следующего возрастного интервала ( dк) рассчитывается по формуле

dk = 1к - Чк . (8)

Число человеко-лет, прожитых гипотетическим поколением от возраста к до следующего возрастного интервала (Lk ). вычисляется как

(1к + 1к +к ) - к

Lk =-

2

(9)

Число человеко-лет, прожитых гипотетическим поколением от возраста к до смерти (Тк), определяется как

где со - предельный возраст. ОПЖ в возрасте к (ек) равна

= Тк ек I '

I Ъ-

(10)

(11)

Расчет ОПЖ на примере республики Удмуртии в 2008 г. представлен в табл. 1.

Таблица 1

Пример расчета ожидаемой продолжительности жизни в Республике Удмуртия (2008 г.)

h Возрастная группа Итог тх Рх 1х dx Lx Тх ех

1 До 1 года 177 19507 0.009 0.991 100000.0 903.3 99548.4 6653734.9 66.54

1 1 год 12 17231 0.001 0.999 99096.7 69.0 99062.2 6554186.6 66.14

1 2 года 11 16879 0.001 0.999 99027.7 64.5 98995.5 6455124.3 65.19

1 3 года 12 17842 0.001 0.999 98963.2 66.5 98930.0 6356128.8 64.23

1 4 года 10 17591 0.001 0.999 98896.7 56.2 98868.6 6257198.9 63.27

5 От 5 до 9 22 78674 0.000 0.999 98840.5 138.1 493857.2 6158330.3 62.31

5 От 10 до 14 24 76853 0.000 0.998 98702.4 154.0 493127.0 5664473.1 57.39

5 От 15 до 19 123 119321 0.001 0.995 98548.4 506.6 491475.4 5171346.1 52.48

5 От 20 до 24 287 141554 0.002 0.990 98041.8 988.9 487736.7 4679870.7 47.73

5 От 25 до 29 382 121033 0.003 0.984 97052.9 1519.6 481465.6 4192134.0 43.19

5 От 30 до 34 496 114732 0.004 0.979 95533.3 2042.9 472559.6 3710668.4 38.84

5 От 35 до 39 560 99589 0.006 0.972 93490.5 2591.9 460972.6 3238108.9 34.64

5 От 40 до 44 750 105949 0.007 0.965 90898.6 3161.0 446590.2 2777136.2 30.55

5 От 45 до 49 1400 135235 0.010 0.950 87737.5 4425.9 427622.9 2330546.0 26.56

5 От 50 до 54 1692 123462 0.014 0.934 83311.6 5517.6 402764.2 1902923.1 22.84

5 От 55 до 59 1969 99077 0.020 0.905 77794.0 7358.5 370573.9 1500159.0 19.28

5 От 60 до 64 1309 46716 0.028 0.869 70435.5 9208.1 329157.5 1129585.0 16.04

5 От 65 до 69 2020 60326 0.033 0.846 61227.5 9438.8 282540.4 800427.6 13.07

20 70 и старше 10169 121165 0.084 0.000 51788.7 51788.7 517887.1 517887.1 10.00

Всё население 21436 1532736 0.014

к

Анализ ОПЖ предусматривает дифференциацию по полу, типу населения (городское, сельское), территориям и исследование динамики в годовом разрезе.

Анализ смертности на основе расчета стандартизированных коэффициентов смертности

Величина общих коэффициентов смертности, будучи свободной от влияния абсолютной численности населения, тем не менее зависит от соотношения численности мужского и женского, городского и сельского населения. При этом одним из наиболее сильных факторов, оказывающих влияние на величину общих коэффициентов, является возрастная структура населения.

Суть стандартизации заключается в том, что реальные общие коэффициенты сравниваются с показателями некоторого условного стандарт-населения, структура которого принимается за стандарт.

Существует несколько методов стандартизации, выбор которых зависит от исходных данных [Мед-ков, 2002]. Наибольшее распространение имеют прямая и косвенная стандартизации [Цинкер, 2010].

Прямую стандартизацию можно применять, если известны повозрастные коэффициенты смертности сравниваемых реальных населений, стандарт-населения и возрастная структура стандарта. При прямой стандартизации повозрастные коэффициенты смертности реального населения перевзвешива-ются по возрастной структуре стандарта

—Р = Т N1

Т N7 - 8кР

I станд к

п Кт.£„- (!3)

к

Стандартизованный общий коэффициент смерт-

/■ о станд ч

ности (£Пр ) рассчитывается как произведение общего коэффициента смертности стандарта (Яст )

^ х тстанд ч

и индекса прямой стандартизации (1пр ):

о станд _ г<ст т станд /л л\

£пр = £ • 1пр . (14)

Подставив в соотношение (14) соотношения (1) и (13), получим

Т N7 • £кр

т станд _ к

п’ = Т N7 (15)

к

Косвенную стандартизацию можно применять, если известны возрастная структура реального населения и повозрастные коэффициенты смертности реальных населения и стандарт-населения. При косвенной стандартизации повозрастные коэффициенты смертности стандарта перевзвешиваются по возрастной структуре реального населения (ТNkk 'Nk ). 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 (

ZNР • £р ч

к к ) на их ожидаемое число, получают ин-

декс косвенной стандартизации:

Т NР • £

I

/ст к

яр.

г станд *■ косв

(12)

Т N

ст к * 8 к

(16)

где — - количество умерших; N - численность населения; £ - показатель смертности; индекс к характеризует возрастную группу; индекс ст - стандарт население; индекс р - реальное население.

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 (Т№ • £Т), получают индекс прямой стан-

I станд :

дар-

тизации

Стандартизованный общий коэффициент смертности рассчитывается как произведение общего коэффициента смертности стандарта и индекса косвенной стандартизации:

о станд __ (г^ст т станд глп\

£ косв £ косв . ( )

В качестве стандарт-населения можно использовать население различных территорий. Обычно расчеты проводят по некоторым осредненным стандартам. При сравнительных оценках с зарубежными странами Европы используется т.н. европейский стандарт, приведенный в табл. 2

Таблица 2

Европейский стандарт населения

Возраст Численность Возраст Численность

до 1 года 1600 45-49 лет 7000

1-4 лет 6400 50-54 лет 7000

5-9 лет 7000 55-59 лет 6000

10-14 лет 7000 60-64 лет 5000

15-19 лет 7000 65-69 лет 4000

20-24 лет 7000 70-74 лет 3000

25-29 лет 7000 75-79 лет 2000

30-34 лет 7000 80-84 лет 1000

35-39 лет 7000 85 лет и старше 1000

40-44 лет 7000 всего 100000

к

Расчет общих и стандартизованных коэффици- использовалось население Пермского края и евро-

ентов смертности для районов Пермского края за пейский стандарт населения. При вычислении кос-

2008 г. представлен в табл. 3. В качестве стандарт- венной стандартизации использовалось население

населения при вычислении прямой стандартизации Пермского края.

Таблица 3

Результаты расчетов общих и стандартизованных коэффициентов смертности по Пермскому

краю (2008 г.)

Территория Общий коэффициент смертности Прямая стандартизация (Стандарт Пермский край) Косвенная стандартизация (Стандарт Пермский край) Прямая стандартизация (Европейский стандарт)

Оба пола ранг Оба пола ранг Оба пола ранг Оба пола ранг

Пермский край 15.32 36 15.32 15.32 14.62

г. Александровск 19.22 12 18.66 12 18.59 12 17.82 13

г. Березники 14.72 43 15.01 44 14.96 44 14.30 45

г. Гремячинск 26.20 2 20.54 5 19.11 11 19.48 5

г. Губаха 21.83 5 20.17 7 20.20 5 19.13 7

г. Кизел 27.14 1 23.14 3 22.16 3 22.00 3

г. Краснокамск 16.49 29 15.91 36 15.92 35 15.23 35

г. Кудымкар 16.99 22 18.41 14 18.24 13 17.90 12

г. Кунгур 14.95 39 14.64 46 14.64 46 14.09 46

г. Лысьва 18.85 16 17.48 21 17.39 19 16.60 21

г. Пермь 12.88 51 12.73 52 12.71 52 12.18 52

г. Соликамск 14.40 45 15.63 38 15.59 38 14.72 38

г. Чайковский 12.84 53 14.11 47 13.91 47 13.49 47

г. Чусовой 18.89 15 17.54 20 17.31 20 16.85 19

р-н Бардымский 19.36 11 16.98 26 16.78 26 16.10 28

р-н Березовский 14.86 41 14.77 45 14.84 45 14.31 44

р-н Большесосновский 17.56 20 17.65 18 17.44 18 17.26 17

р-н Верещагинский 16.77 25 19.25 10 19.37 9 18.44 9

р-н Гайнский 16.95 23 20.47 6 20.70 4 19.24 6

р-н Горнозаводский 19.37 10 19.46 9 19.39 8 18.37 10

р-н Добрянский 15.92 33 16.37 33 16.36 33 15.76 32

р-н Еловский 17.07 21 16.99 25 16.86 25 16.20 25

р-н Ильинский 19.05 13 17.00 24 16.91 24 16.10 27

р-н Карагайский 15.43 35 16.61 31 16.65 30 15.51 33

р-н Кишертский 19.62 8 16.81 28 16.67 29 16.06 29

р-н Косинский 16.46 30 16.50 32 15.78 37 15.88 30

р-н Кочевский 16.51 28 19.21 11 19.18 10 18.33 11

р-н Красновишерский 16.66 27 16.82 27 16.77 27 16.35 24

р-н Кудымкарский 24.78 3 24.96 2 23.76 2 24.24 2

р-н Куединский 14.72 44 15.31 40 15.13 42 14.72 39

р-н Кунгурский 14.92 40 15.21 42 15.11 43 14.66 41

р-н Нытвенский 17.72 19 17.84 17 17.82 15 17.17 18

р-н Октябрьский 16.10 32 16.71 30 16.75 28 15.85 31

р-н Ординский 15.20 37 15.06 43 15.19 40 14.62 43

р-н Осинский 16.68 26 17.60 19 17.55 16 16.57 22

р-н Оханский 19.03 14 18.13 15 17.91 14 17.44 16

р-н Очерский 16.35 31 15.81 37 15.85 36 14.87 36

р-н Пермский 15.59 34 17.36 22 17.27 21 16.60 20

р-н Сивинский 17.80 18 19.61 8 19.62 7 18.68 8

р-н Соликамский 13.83 46 16.35 34 16.42 32 14.73 37

р-н Суксунский 18.64 17 16.79 29 16.62 31 16.18 26

р-н Уинский 16.86 24 15.36 39 15.33 39 14.68 40

р-н Усольский 20.89 6 18.43 13 16.99 23 17.70 14

р-н Частинский 14.74 42 16.32 35 16.28 34 15.46 34

р-н Чердынский 14.97 38 17.29 23 17.20 22 16.41 23

р-н Чернушинский 13.29 49 15.30 41 15.18 41 14.63 42

р-н Юрлинский 22.72 4 26.28 1 26.48 1 24.72 1

р-н Юсьвинский 19.67 7 17.95 16 17.45 17 17.46 15

В результате стандартизации перераспределяют-

ся ранги между территориями. Например, по обще-

му показателю смертности Юрлинский район на четвертом месте, а по стандартизованным показателям - на первом. Или наоборот, по величине общего показателя смертности Кишертский район на восьмом месте, а по стандартизированным - на 28-29, т.е. на самом деле демографическая ситуация в этом районе лучше, чем мы могли бы сказать по общему показателю.

Используя европейскую стандартизацию, можно достоверно сравнивать полученные результаты с европейскими данными. Стандартизированные коэффициенты смертности в разных районах можно сравнивать, если стандартизация была проведена одинаковым способом и за стандарт-население бралось одно и то же население.

Таким образом, стандартизированные коэффициенты смертности позволяют учитывать возрастную структуру и повозрастные коэффициенты смертности.

Оценка потерь трудового потенциала

При анализе медико-демографической ситуации учитываются потери трудового потенциала - число человеко-лет несостоявшейся трудовой деятельности в результате преждевременных смертей и инвалидности. Потери трудового потенциала в результате преждевременной смерти индивидуума определяются числом лет, недожитых до конца трудоспособного периода, рассчитываемым как разница между

фактическим возрастом на момент смерти и предельным возрастом трудоспособного периода.

Потери трудового потенциала лицами данной возрастной группы рассчитываются произведением количества умерших и числа лет ожидаемой трудовой деятельности.

Потери трудового потенциала населения рассчитываются как сумма потерь по всем возрастным группам:

Рш —к етк. /1

к (18)

Относительные потери показывают среднее число лет недожития до конца трудоспособного периода, приходящихся на один случай смерти:

Р = Рт

отн ^Дъ

(19)

Анализ потерь трудового потенциала проводится в разрезе пола, типа населения, класса причин смертности, территории. Каждый разрез сопровождается расчетом абсолютных и относительных потерь, а также поведением сравнительных ранговых оценок с выделением категорий с наибольшими значениями.

Пример расчета потерь от преждевременной смертности в Республике Удмуртии в 2008 г. представлен в табл. 4. С точки зрения экономических потерь в качестве критического выбран возраст выхода на пенсию.

Таблица 4

Пример расчета потерь от преждевременной смертности в Республике Удмуртии (2008 г.)

Причина смерти Случаи Ущерб относ. Ущерб абс.

Абс. сл/1000 Ранг лет на 1 сл. Ранг лет Ранг

Всего умерших от всех причин 5567 6,62 16,03 89216

Инфекционные и паразитарные болезни 218 0,26 6 18,46 4 4024 6

Болезни нервной системы 74 0,09 8 16,51 6 1222 8

Болезни системы кровообращения 1 0,00 14 3,00 15 3 15

Болезни органов дыхания 1357 1,61 2 12,53 11 17001 2

Болезни органов пищеварения 314 0,37 5 14,35 9 4507 5

Болезни костно-мышечной системы 650 0,77 3 14,23 10 9250 3

Болезни мочеполовой системы 10 0,01 11 17,00 5 170 12

Осложнения беременности и родов 28 0,03 9 11,04 12 309 10

Врожденные аномалии 6 0,01 12 26,33 2 158 13

Симптомы, признаки и неточно обозначенные состояния 6 0,01 12 29,67 1 178 11

Травмы и отравления 112 0,13 7 15,54 8 1741 7

Новообразования 2198 2,61 1 20,07 3 44114 1

Болезни крови и кроветворных органов 549 0,65 4 10,82 13 5942 4

Болезни эндокринной системы 1 0,00 14 8,00 14 8 14

Психические расстройства 20 0,02 10 16,25 7 325 9

к

Оценка резервов снижения смертности

При анализе медико-демографической ситуации используется метод оценки резервов снижения смертности [Цинкер, 2010]. Резервом снижения называется величина потенциально-возможного изменения показателя смертности за счет внедрения комплекса мероприятий, затрагивающих все сферы

жизни населения. Метод оценки резервов снижения смертности ориентирован на расчет нижней возможной границы показателя, необходимой при постановке задачи управления смертностью населения и ожидаемой продолжительности жизни.

Расчет резервов снижения смертности проводится на основе возрастной структуры смертности в

разрезе классов, подклассов и отдельных причин. В качестве базовой аналитической схемы при расчете выступает метод сравнительных оценок. Схема расчетов состоит из нескольких этапов.

Первый этап заключается в сборе статистического материала, который представляет собой оценки повозрастных коэффициентов смертности для исследуемой территории (региона) и территорий (регионов) сравнения. Выбор территорий (регионов) сравнения опирается на принцип исключения влияния неуправляемых факторов, таких как климатогеографические особенности, этнический состав населения и др.

На втором этапе проводится расчет резервов снижения повозрастных показателей смертности в абсолютных показателях:

Я* =

(20)

S,

(21)

_ Я Г _ Б '

Результаты расчетов абсолютных резервов смертности представлены на рис. 5.

График повозрастных резервов общей смертности (рис. 4) подчиняется экспоненциальному закону изменения в зависимости от возраста. Аналогичная картина наблюдается и по основным причинам, а именно: смертности от болезней системы кровообращения, дыхательной системы, новообразований. Вместе с тем, резервы смертности от ряда других классов заболеваний, к примеру, травм и отравлений или болезней нервной системы, не имеют выраженной зависимости от возраста.

Кроме того, на данном этапе проводится расчет относительных резервов повозрастных показателей смертности:

гк _ тах Г,к ■

I

На основе расчета повозрастных резервов строим оценки общего резерва смертности, используя соответствующие вычеты и перевзвешивая на возрастную структуру населения, получаем

Е (Бк - Як Жк Я _-—^---------■

(22)

к

Относительный резерв снижения смертности находится по соотношению

Рис. 4. Повозрастные коэффициенты смертности

у = 0,1481 є0"

(23)

Используя резервы снижения смертности, можно провести расчет целевых уровней ожидаемой продолжительности жизни. Разность между существующим уровнем ОПЖ и целевым определяется как резерв увеличения ожидаемой продолжительности жизни и выражается в годах.

Расчет резервов смертности представлен на примере 25 субъектов Российской Федерации за 2007 г. В качестве исследуемой территории был выбран Пермский край.

На рис. 4, 5 представлено возрастное распределение параметров, характеризующих резервы смертности, рассчитанные для Пермского края.

Существующая разница между возрастными коэффициентами смертности в Пермском крае и минимальным коэффициентом из наблюдаемой статистики (рис. 4) говорит о возможностях управленческих решений, направленных на уменьшение смертности.

— Экспоненциальный (резервы)

Рис. 5. Общие резервы коэффициентов смертности

На основании расчетов для Пермского края были оценены резервы в ожидаемой продолжительности жизни, которые составили 10 лет.

Таким образом, применение данного метода оценки резервов позволяет устанавливать ряд ключевых критериев, необходимых при постановке и решении задач управления.

Заключение

При исследовании медико-демографической ситуации большое внимание уделяется анализу структуры и динамики смертности, методам стандартизации, методам расчета ожидаемой продол-

Б к > Б,к

к

0, і* < Б, к

Резервы

резервы

жительности жизни. При проведении сравнительных оценок особую роль приобретает процедура стандартизации, которая учитывает как распространенность самих демографических проблем, так и структуру населения, проживающего в районе исследования. Приведена методика оценки потерь трудового потенциала. Задача оценки резервов снижения смертности населения является одной из ключевых при постановке и решении задач управления. Разработанная методика, основанная на сравнительном методе, позволяет оценить потенциальные возможности управления и выявить ряд стратегических и тактических ориентиров. Методы апробированы для анализа медико-демографической ситуации в Пермском крае и Удмуртской республике.

Библиографический список

Борисов В.А. Демография М.: NOTABENE, 1999;

2001. 272 с.

Гаврилов Л.А., Гаврилова Н.С. Биология продолжительности жизни. М.: Наука, 1991.

Доклад о состоянии здравоохранения в Европе,

2009 г. Здоровье и системы здравоохранения // Европейское региональное бюро ВОЗ. Копенгаген, 2010. 218 с.

Медков В.М. Демография: учеб. пособие. Сер. Учебники и учебные пособия. Ростов н/Дону: Феникс, 2002. 448 с.

Цинкер М.Ю. Применение метода стандартизованных коэффициентов для изучения смертности (на примере Пермского края) // Материалы IV Междунар. науч. конф. молодых ученых-меди-ков. Курск, 2010. Т. 2. С. 344-347.

Цинкер М.Ю. Применение метода оценки резервов снижения смертности ( на примере пермского края) // Гигиенические и медико-профилактические технологии управления рисками здоровью населения в промышленно развитых регионах: материалы науч.-практ. конф. с междунар. участием. Пермь: Кн. формат, 2010. С. 583.

Поступила в редакцию 28.03.2012

Demographic and medical analysis methods at the population level M. J. Cinker, mathematician

FBSI “Federal Scientific Center for Medical and Prophylactic Health Risk Management Technologies” of Federal State Service for Surveillance in the Sphere of Consumers Protection and Human Well-Being, 82 Monastyrskaja str., Perm, Russia, 614045, [email protected]; (342)2372534 D. A. Kirianov, candidate of technical sciences, associate professor Perm State University. 15, Bukirev str., Perm, Russia,614990

This article focused on analytical review of demographic and medical analysis. The v territorial bodies of government statistics were major source of information. The complex of methods, allows to investigate the medical and demographic situation at the population level, was offered. Methods was approved for the Perm Krai and the Udmurt Republic.

Key words: medical and demographic analysis; mortality; life expectancy; standardised mortality rate; loss of labor potential; potential to reduce mortality.

Цинкер Михаил Юрьевич, математик

ФБУН «Федеральный научный центр медико-профилактических технологий управления рисками здоровью населения»

Кирьянов Дмитрий Александрович, кандидат технических наук, доцент

ФГБОУВПО «Пермский государственный национальный исследовательский университет»