CC BY
193
Здоровье и общество
© В. Ф. Демин, М. А. Пальцев, 2013 УДК 614.2:312.1/.6]:006.03
В. Ф. Демин, М. А. Пальцев
российский и международный стандарты возрастного распределения населения для медицинской статистики, медико-демографического анализа и оценки риска*
НИЦ Курчатовский институт, 123182, Москва, пл. Курчатова, 1, Россия
Действующий европейский стандарт возрастного распределения населения широко применяется в медико-демографических исследованиях международных (ВОЗ и др.) и национальных организаций. Росстат также использует его в своих демографических ежегодниках и других публикациях. Стандарт применяется для расчета стандартизованного показателя смертности населения разных стран и территорий, а также в оценках риска. В его основу заложена идея оценивать смертность единым стандартом, чтобы можно было сравнивать смертность населения разных стран, регионов, полов и календарных лет. Анализ результатов тестовых расчетов значений стандартизованного показателя смертности для населения России и стран ЕС с использованием действующего европейского стандарта выявил серьезные недостатки этого и других стандартов. Например, необоснованное завышение значения стандартизованного показателя смертности для мужчин и занижение его для женщин, что искусственно увеличивает и без того большую разницу в смертности мужчин и женщин РФ. Расчет на его основе стандартизованного показателя смертности для отдельных причин смерти приводит к ошибочному результату из-за неучета конкуренции рисков. В связи с необходимостью совершенствования стандарта предлагаются новая концепция разработки национальных и международных стандартов, основанная на использовании понятия равновесного возрастного распределения населения, и их численные значения.
Ключевые слова: стандарт, возрастное распределение, демография, медицинская статистика, смертность, риск, сравнение
THE RUSSIAN AND INTERNATIONAL STANDARDS OF AGE-RELATED ALLOCATION OF POPULATION FOR MEDICAL STATISTICS, MEDICAL DEMOGRAPHIC ANALYSIS AND RISK ASSESSMENT
V.F. Demin, M.A. Paltsev
The actual European standard of age-related allocation of population in action is largely implemented in medical demographic studies of international (WHO etc.) and national organizations. The Rosstat also implements this standard in its demographic yearbooks and other publications. The standard is applied in computing the standardized indicator of population mortality in different countries and territories and also in assessing risk factors. The standard is based on the idea of evaluating mortality with an integrated standard in order to compare between different countries mortality ofpopulation, genders and calendar years. The analysis of results of testing calculations of values of standardized indicator ofmortality ofpopulation of Russia and EU countries applying European standard in action revealed serious shortcomings. For example, unfounded overstating of values of standardized indicator of mortality for males and its understating for females artificially increases already wide difference in mortality of males and females in the Russian Federation. The calculation on this background of standardized indicator of mortality for particular causes of death results in erroneous values due to neglected concurrence of risks. Because of necessity of improvement of standard a new concept of development of national and international standards is proposed. This concept is based on application of notion of balanced age-related allocation of population and its number values. Key words: standard, age-related allocation, demography, medical statistics, mortality, risk, comparison
Введение
На международном уровне разработка подхода к стандартизации данных о смертности и стандартов возрастного распределения населения (далее - стандарт) осуществляется в рамках ВОЗ [1-5]. На национальном уровне возможны особенности рекомендаций по стандартизации показателей смертности и других данных
В России (ранее в СССР) специалисты по медицинской статистике используют один из трех вариантов стандартизации в зависимости от конкретной ситуации: прямую, косвенную или обратную стандартизацию [6, 7].
Стандарт применяется для расчета интегрированного стандартизованного показателя смертности (СПС)
В. Ф. Демин - канд. физ.-мат. наук, нач. лаб. (8-499-190-60-82); М. А. Пальцев - акад . РАМН и РАН, д-р мед . наук, проф ., зам . директора
населения разных стран и территорий Значение СПС от суммы всех причин смерти вычисляется по формуле: СПС = I, Ап5(к) ■ ц(к), (1)
где Ап5(к) - табличное представление возрастного распределения населения - количество людей в к-ом возрастном интервале стандарта, к - номер интервала, ц(к) - среднее значение повозрастного коэффициента смертности от суммы всех причин смерти в к-ом возрастном интервале, 1к - сумма по возрастным интервалам (в годах): < 1, 1-4, 5-9, 10-14, . . . , 80-84, 85+.
Подставляя в формулу (1) вместо ц(к) повозрастной коэффициент смертности ц.(к) от некоторой ьой причины смерти, получаем значение СПС от этой причины . Значения Ап5(к) и соответственно СПС, СПС, как правило, нормированы на 100 тыс . человек. Их размерность - [число людей (или умерших людей)/год].
Если в формулу (1) поместить реальное возрастное распределение населения Ап (к), получим так называе-
: Публикуется в порядке дискуссии .
60-
а.' со о ш
20-
/
РФ,1989
Европейский стандарт -
РФ, 2003
400
800
п(а)
1200
1600
2000
Рис . 1. Плотность распределения п(а) мужского населения РФ по возрасту (число лиц в данном возрасте, возрастной интервал - 1 год) в разные календарные годы [1, 2] как функция возраста а и для сравнения Европейский стандарт ВОЗ [1, 4]; нормировано на 100 тыс . человек .
мый общий показатель смертности т или т. . Он представляет действительную интегрированную по возрасту смертность рассматриваемого населения .
Еще в первой половине XIX столетия английским специалистам по анализу здоровья населения стало ясно, что показатель смертности т или т; мало подходит для сравнения состояния здоровья в разных географических районах, в разные календарные годы и т. п . Причина этого - возможная разница в возрастном составе разных групп населения и сильной зависимости смертности от возраста .
Особенно осторожно нужно использовать в расчетах интегрированных показателей смертности реальное возрастное распределение Дпр(к) населения РФ или какого-либо ее региона. Оно в высшей степени неравновесно и нестатично во времени из-за социально-политических потрясений в последние 100 лет. На рис . 1 в качестве примера приведены значения возрастного распределения мужского населения РФ в виде плотности распределения п (а) - количестве людей на единичном возрастном интервале (1 год), а - текущий возраст в годах . В таком же виде представлены возрастные распределения населения на рис . 2-4 ниже . Часто эти распределения представляются на рисунках в виде гистограмм, отражающих количество людей Дп (к) на более широких возрастных интервалах (как правило, 5-летних интервалах)
В зависимости п (а) от возраста имеются значительные провалы и подъемы, передвигающиеся по возрастной шкале с изменением календарного года . Аналогично ведет себя величина пр(а) для женского населения РФ
Для большей ясности в табл. 1 приведены рассчитанные значения общего показателя смертности т для населения РФ 1989 г. и ряда последующих годов . Эти последующие годы характеризуются ухудшенными медико-демографическими данными (МДД) вследствие социально-экономических преобразований Все показатели этих лет хуже, чем показатели 1989 г. Однако большое различие в значении интенсивного показателя т, особенно для мужчин, связано не только с ухудшением МДД в части роста повозрастной смертности В большой степени это объясняется тем, что огромный пик в возрастном распределении 1989 г (см рис 1), лежащий в возрастном диапазоне 27-37 лет (являющийся результатом резкого роста рождаемости в РФ во времена массового "хрущевского" жилищного строительства), в
последующие годы сместился в старшие возраста . В результате увеличилось относительное количество людей старших возрастов и соответственно их смертность
Расчет для табл 1 и других таблиц и рисунков ниже выполнен компьютерным расчетным комплексом БАРД (Банк данных по анализу риска), разработанным в НИЦ Курчатовский институт [8].
В той же первой половине XIX века было предложено использовать метод стандартизации (Нейсон, Англия, см в [5])
В настоящее время ВОЗ предлагает два стандарта: мировой и европейский . Мировой стандарт, в котором превалируют младшие возраста, разработан в 2001 г. после нескольких обновлений и предназначен для развивающихся стран Европейский стандарт был разработан в 1967 г. на основе данных по населению Скандинавских стран [1-5]. Этот стандарт рассматривается как наиболее подходящий для развитых стран Европы Он широко применяется в медико-демографических исследованиях международных (ВОЗ и др ) и национальных организаций [1-4] Рос-стат в своих демографических ежегодниках и других публикациях использует действующий европейский стандарт [1, 2]. Этот стандарт также иногда использовался при оценке риска [8]
В основу действующего стандарта заложена идея оценивать интегральную по возрасту смертность по единому стандарту, чтобы можно было сравнивать смертность населения разных стран и регионов, разных полов в разные календарные годы
По своим МДД Россия и отдельные ее регионы существенно отличаются от развитых стран Европы, для которых и был разработан европейский стандарт Считаем полезным и даже необходимым создать российский стандарт возрастного распределения населения .
Кроме того, как показывает проведенный ниже анализ, сами действующие международные стандарты имеют серьезные недостатки, которые было бы желательно устранить путем модификации стандартов
Анализ результатов тестовых расчетов значений СПС (СПС.) для населения РФ и стран ЕС с использованием действующего европейского стандарта выявил серьезные недостатки этого стандарта
• Будучи одинаковым для женщин и мужчин, он необоснованно приводит к завышению значения СПС для мужчин и занижению его для женщин; тем самым искусственно увеличивается и без того большая разница в смертности мужчин и женщин РФ
• Расчет на его основе СПС для отдельных причин смерти приводит к ошибочному результату из-за неучета конкуренции рисков
• По существующим стандартам невозможно сравнивать смертность в странах Азии, Африки, с одной
Таблица 1
Значения общего показателя смертности т (на 100 тыс. чел.) с компонентами Лт увеличения значения т для мужского населения РФ
Показатель смертности, Значения показателей смертности
число смертей/год 1989 2004 2006 2008
1108 0
0
Дт - за счет роста повозрастной смертности Дт - за счет изменения возрастного состава
Примечание. Дт - рост смертности относительно значения т 1989 г.
1844 493
243
1748 376
264
1660 240
312
т
стороны, и в развитых странах Европы и других частей света - с другой
• Разработанный в 1967 г. европейский стандарт явно устарел и не отражает современные медико-демографические характеристики стран Европы
• Вызывает серьезное сомнение сам метод разработки действующих стандартов путем общего усреднения реальных возрастных распределений населения группы стран
Основная идея современного стандарта - оценивать интегральную смертность единым стандартом для сравнения смертности разных групп населения - оказывается ошибочно реализованной
Ниже представлено предложение относительно концепции разработки и обоснования российского и нового европейского стандартов и их количественное описание Идеи этой разработки могут быть перенесены и на разработку других международных стандартов
Концепция нового стандарта возрастного распределения
В связи с необходимостью совершенствования стандарта предлагается новая концепция разработки стандартов, основанная на использовании понятия стабильного возрастного распределения населения и функции дожития Исходя из определения функции дожития нетрудно установить (отдельно для женщин, отдельно для мужчин и единообразно для всего населения), что в таком равновесном состоянии стандарт Ап5.(к) в виде распределения людей по возрастным интервалам (число людей в к-м возрастном интервале) пропорционален известной функции дожития Н.(к):
АП.(к) = (105/и ■ Н.(к) ■ Аак, (2)
где индекс . обозначает пол ( = 1 - женщины, . = 2 - мужчины; . = 3 - единый для обоих полов); Н.(к) -функция выживания (вероятность дожития) до возрастного интервала к (среднее значение функции на этом возрастном интервале); Аак - к-й возрастной интервал в годах; Ь. - ожидаемая продолжительность жизни от рождения; известные в методике оценки риска формулы для выявления величин Н.(к) и Ь. можно найти, например, в работах [8-10].
Согласно определению (1) значение СПС . от ьй причины смерти (или ьго источника риска смерти) для
пола . с новым стандартом (2) вычисляется по формуле
(1) с добавлением индекса .
Для разного рода оценок состояния здоровья населения предлагаются два вида стандарта, основанные на применении новой концепции:
• общий стандарт (национальный стандарт для РФ, региональный стандарт для Европы);
• собственный (внутренне присущий) стандарт
Общий стандарт. Из анализа МДД РФ за разные
годы можно сделать вывод, что наиболее подходящими могут быть МДД 1989 г В конце 80-х годов прошлого века социальные условия и соответственно МДД имели тенденцию к стабилизации. Она была прервана негативными последствиями социально-экономической и политической перестройки начала 90-х годов . После 2006 г началось заметное улучшение МДД, и с каждым следующим годом наблюдается тенденция возврата к характеристикам 1989 г.
Для ЕС выбран 2000 г , относящийся к периоду стабильного развития
Далее общие стандарты могут быть рассчитаны по формуле (2) отдельно для мужчин, женщин и единый для всего населения
На рис 2 и 3 приведены общие новые стандарты соответственно для РФ, ЕС и действующий европейский стандарт
Собственный стандарт. Он строится по собственному стабильному возрастному распределению
(2), определяемому повозрастными коэффициентами смертности конкретного населения, для которого и рассчитывается значение СПС или СПС . Он может быть региональным (группа стран типа ЕС), национальным (отдельная страна) и местным (территориально-административная часть страны; в России это область или республика)
Собственный стандарт определен прежде всего идеей его формирования . Количественно он конкретный для каждого рассматриваемого конкретного населения Он порождается своей собственной повозрастной смертностью за данный год и не содержит мешающих (искажающих) воздействий прошлых лет На рис 4 приведен рассчитанный собственный стандарт мужского населения РФ 1989 г в сравнении с реальным возрастным распределением за этот же год и действующим европейским стандартом
2000-,
2000 1600 1200 800
Л® ГОД-Ч
Муж. 1600
Европа
...... ^ 1200
800
-
Единый "чГЧЛ 400
1 1 1 1 —1 0
20
40 60
Возраст, год
80
100
Рис . 2 . Действующий европейский и предлагаемый общий российский стандарты возрастного распределения в виде плотности распределения п5 (число лиц в данном возрасте, возрастной интервал - 1 год); нормировано на 100 тыс . человек; для РФ отдельные стандарты для женщин и мужчин и единый для всего населения . Расчет по БАРД .
Л5, ГОД' ? Действующий /
" / ~ —\
Новый жен. Новый,
\\ч\ 'единый
I Новый муж. ^ч4 I I I
20
40 60
Возраст, год
80
100
Рис . 3 . Действующий и предлагаемый новый общий европейский стандарты возрастного распределения в виде плотности распределения П (число лиц в данном возрасте, возрастной интервал - 1 год); новый стандарт: отдельный для женщин, отдельный для мужчин и единый для всего населения; нормировано на 100 тыс . человек . Расчет по БАРД, исходные данные Росстата [1, 2] и Евростата [4] .
п(а)
2000 1600 1200 800 4000
СПС 1600-,
-V
Европ. стандарт /
Собств. стандарт, РФ 1989 г.
20
Реальное, РФ 1989 г.
40 60
Возраст, год
100
Рис . 4 . Сравнение реального возрастного распределения мужского населения РФ в 1989 г. с действующим европейским стандартом и предлагаемым собственным стандартом для мужчин в 1989 г. (число лиц в данном возрасте, возрастной интервал - 1 год); нормировано на 100 тыс . человек . Расчет по БАРД, исходные данные Росстата [1, 2] и Евростата [4].
СПС
2500 2000 1500 1000 500
Жен., росс, ст,
/
Жен., евр. ст.
1980
1990 2000
Календарный год
2010
Рис . 5 . СПС на 100 тыс . человек в РФ в разные годы . Рассчитан по действующему европейскому стандарту и предлагаемому российскому собственному стандарту, разному для женщин и мужчин; исходные данные Росстата [1, 2] Расчет по БАРД
Для расчета СПС . в собственном стандарте получаем следующие простые выражения (добавленный индекс ' обозначает пол): СПС. . = (105/Ь.) ■ К . (3) для 1-'ой причины смерти и СПС. = !1СПС1, . = (107Ь.) (4) для гюлной сме ртности ('суммы по всем причинам смерти)
Здесь R1 . - один из показателей риска - пожизненный риск (верятность) смерти от 1-ой причины смерти (1-го источника риска) от рождения для пола ' Он рассчитывается по формуле, хорошо известной в методике оценки риска (см . например [8, 9]. ^ - сумма по всем причинам смерти В выражении (4) учтен тот факт, что полная вероятность смерти от всех ее причин в течение всей предстоящей жизни равна единице
Значения СПС, рассчитанные по собственному стандарту, характеризуют в интегрированном виде смертность данного населения для равновесной ча-
1200-
800-
400-
Новый собственный европейский стандарт
ЕС, муж.
ЕС, жен.
ЕС, муж.'
..........................
Действующий европейский стандарт '—-...
........ ч
1980
—I-1—
1990 2000
Календарный год
2010
Рис . 6 . СПС на 100 тыс . человек в ЕС15 в разные годы Расчет по БАРД по европейскому и предлагаемому собственному европейскому стандарту, разному для женщин и мужчин; исходные данные Евростата [4]
сти его возрастного состава без горбов и провалов, привнесенных в пр(а) из прошлого Эти значения не зависят от существующего на данный год, как правило, "корявого" возрастного состава населения, сложившегося под воздействием социально-экономических процессов десятки лет назад
На рис 5 и 6 представлены результаты расчета СПС для населения РФ и соответственно (15 стран Европейского Союза до 2004 г. ) (ЕС15) по действующему европейскому и предлагаемому национальному (региональному для ЕС15) собственному стандарту. Дополнительные результаты тестовых расчетов приведены в табл 2 В ней добавлены расчетные данные с действующими европейским и мировым стандартами для Кении как представительнице развивающихся африканских стран Именно для таких стран и предназначен мировой стандарт Расчет для Кении с европейским стандартом приведен как пример применения явно неподходящего стандарта
Из этих рисунков и таблицы нетрудно видеть прежде всего значительную зависимость величины СПС от выбранного стандарта Это ожидаемый результат Однако
Таблица 2
Расчетные значения СПС на 100 тыс. человек по действующему европейскому и новому собственному стандартам для трех стран (Кении и по мировому стандарту)
Год Стандарт Россия ЕС15 Кения*
м ж м ж м ж
1990 Европейский 1690 890 1030 600 2210/1740 1780/1400
Собственный 1560 1340 1380 1250 1700 1590
2000 Европейский 2080 1030 850 510 2640/2170 2070/1720
Собственный 1680 1340 1320 1220 1920 1780
2009 Европейский 1780 870 - - 2300/1830 1780/1420
Собственный 1590 1340 - - 1740 1610
Примечание. В знаменателе расчет Здесь и в табл . 3: расчет по БАРД, исходные Евростата [3, 4] .
по мировому стандарту. данные Росстата [1, 2] и
Таблица 3
Значения для мужчин пожизненного риска R и СПС. по действующему европейскому и новому собственному стандартам, рассчитанные для трех основных классов причин смерти
1989 г. 1992 г.
Причины смерти в стране СПС, СПС
R европейский стандарт новый стандарт R европейский стандарт новый стандарт
РФ:
рак 0,20 318 311 0,18 319 290
болезни системы кровообращения 0,52 871 810 0,48 882 772
внешние причины* 0,14 216 218 0,18 293 290
Франция:
рак 0,32 310 433 0,34 314 454
болезни системы кровообращения 0,34 280 460 0,34 267 454
внешние причины* 0,05 55 68 0,05 52 67
Примечание * - аварии, несчастные случаи, пожары, убийства и т п
важно обратить внимание на следующие детали Значения СПС для ЕС15, рассчитанные с его собственным стандартом, значительно выше, чем рассчитанные с действующим европейским стандартом Для РФ наблюдается иная картина: для женщин СПС с собственным стандартом выше, чем СПС с европейским стандартом, но для мужчин это соотношение обратное Значения СПС, рассчитанные для РФ и ЕС15 с собственным стандартом, значительно ближе друг к другу, чем эти же СПС, но рассчитанные с действующим европейским стандартом
Данные различия значений СПС в РФ, рассчитанные по действующему европейскому и новым российским стандартам, нетрудно объяснить Реальное, как и стандартное возрастное распределение населения старших возрастов в РФ, как практически в любой другой стране, для мужчин ниже, чем для женщин При усреднении по полу общее по полу распределение в старших возрастах становится выше реального распределения для мужчин и ниже для женщин Однако именно в этих возрастах реализуется большая часть смертности. Отсюда видно, что использование единого по полу европейского стандарта необоснованно завышает значение СПС для мужчин и занижает его для женщин. Тем самым и без того значительная разница в показателях смертности между женщинами и мужчинами в РФ еще больше искусственно увеличивается
Этот эффект - искусственное увеличение разности в значении СПС для женщин и мужчин - имеет место для любого единого для женщин и мужчин стандарта
Для ЕС15 значения СПС для женского и мужского населения в новом стандарте (разном для женского и мужского населения) выше, чем рассчитанные в действующем едином стандарте . Это также легко объяснить: в области старших возрастов значения п55 нового стандарта как для мужчин, так и для женщин выше, чем эти значения действующего стандарта Частично это можно объяснить тем, что, по-видимому, действующий европейский стандарт, созданный в 1967 г , устарел и не соответствует современным МДД Как и для РФ, при переходе к новому европейскому стандарту разность между значениями СПС для женщин и мужчин уменьшается Таким образом, при использовании единого стандарта при расчете СПС для женщин и мужчин
в любом случае искусственно увеличивается разница в значениях СПС между мужчинами и женщинами
Мировой стандарт предназначен для развивающихся стран, в населении которых преобладают лица детских и юношеских возрастов Европейский стандарт для таких стран не подходит Для ясности в табл 2 приведен пример расчета значения СПС для Кении для этих двух действующих стандартов
Роль конкуренции рисков Если при расчете СПС1 для отдельных 1-х причин смерти применять действующий европейский стандарт, получим заведомо неверный результат из-за неучета так называемой конкуренции рисков [9]
Полная вероятность смерти от всех причин (пожизненный риск смерти) равна единице При росте повозрастной смертности от какой-либо отдельной причины (или некоторой суммы причин) увеличивается пожизненный риск смерти от этой причины При этом пожизненный риск от суммы всех остальных причин, повозрастные коэффициенты смерти которых остались без изменения, уменьшается на эту величину, чтобы полный пожизненный риск смерти сохранялся равным единице Эта расчетная взаимозависимость рисков от отдельных причин смерти называется конкуренцией рисков
Чтобы продемонстрировать справедливость утверждения относительно роли конкуренции рисков, рассчитаем значения пожизненного риска смерти R и значения СПС1 для трех основных классов причин смерти (рак, болезни системы кровообращения и внешние причины смерти) для мужского населения РФ и, например, Франции в разные годы Результаты представлены в табл 3
По данным Росстата и Евростата, повозрастные коэффициенты смертности от рака в РФ и Франции примерно одинаковы Поэтому расчет величины СПС1 для РФ и Франции по действующему европейскому стандарту дает примерно одинаковый результат (в табл 3 эти значения подчеркнуты)
Однако в действительности смертность от злокачественных новообразований (в показателях пожизненного риска R и СПС1 по новому, собственному стандарту) в РФ примерно в 1,5-2 раза ниже, чем во Франции . В табл 3 сравниваемые между РФ и Францией значения R и правильные значения СПС1 выделены наклонным жирным шрифтом Эти реальные различия в интегрированном показателе смертности от рака в РФ и Франции объясняются очень просто:
• в терминах анализа риска - конкуренция со стороны относительно высокого риска смерти в РФ от болезней системы кровообращения и внешних причин смерти (аварии, несчастные случаи, пожары, убийства и др ) значительно снижает риск смерти от злокачественных новообразований [9];
• на "бытовом" языке - из-за меньшей продолжительности жизни в РФ часть людей не доживает до своего возможного рака в старших возрастах
Аналогичные результаты могут быть получены и для женского населения Сходные проблемы сравнения СПС1 для отдельных причин смерти присутствуют в целом и при расчете СПС по предлагаемым общим стандартам
Приведенный выше пример показывает, что при использовании для РФ собственного стандарта в расчете СПС1 от отдельных причин смерти учитывается конкуренция рисков и получаются значения СПС1, соответствующие реальному положению дел со смертностью
от отдельных ее причин . Это утверждение справедливо и в случае расчета СПС по собственному стандарту для любой другой страны
Заключение
Критический анализ действующего европейского стандарта ВОЗ и рассчитываемых на его основе СПС (СПС) позволили выявить серьезные недостатки данного стандарта Эти недостатки коротко описаны в разделе "Введение". Они полностью относятся и к действующему мировому стандарту
Уместно также отметить следующую особенность европейского стандарта: данные о смертности в терминах СПС, рассчитываемых по этому стандарту, представляют РФ в худшем, а страны ЕС в лучшем виде, чем это есть на самом деле
В связи с необходимостью совершенствования стандарта предлагается новая концепция стандартов, основанная на использовании понятия равновесного возрастного распределения населения и функции выживания (дожития) Приводятся их числовые значения
Для разного рода оценок состояния здоровья населения предлагаются два вида стандарта, основанные на применении новой концепции: общего стандарта (национальный стандарт для РФ, региональный стандарт для Европы) и собственного (внутренне присущего) стандарта
В рамках предлагаемых общих стандартов для сравнения пригодны СПС, рассчитанные отдельно для женщин, мужчин и всего населения по своим соответствующим стандартам, т е сравнение возможно внутри заданного пола или для всего населения Сравнения СПС между женским и мужским населением были бы необоснованными из-за различия в стандартах Кроме того, при расчете значений СПС для отдельных причин смерти не учитывается конкуренция рисков и в итоге получаются неправильные результаты
Важнейшее свойство собственного стандарта заключается в том, что рассчитанные СПС (СПС) по этому стандарту могут быть обоснованно сравнены в любых вариантах: между разными странами, регионами, в том
числе на разных континентах; между разными календарными годами и разными полами .
Значения СПС (СПС), рассчитанные по собственному стандарту, характеризуют в интегрированном виде смертность данного населения для равновесной части его возрастного состава, без горбов и провалов, привнесенных из прошлого .
Основная доля смертности населения относится к старшим возрастам . Может быть предложен также вариант отдельного собственного стандарта для людей пожилого возраста (60 лет и более) . МДД для этой части населения также приводятся в публикациях ВОЗ . Этот стандарт рассчитывается по той же формуле (2) с ее переводом на ограниченный снизу (60 лет и выше) возрастной интервал [10].
Новая концепция стандартов может быть применима и к другим регионам мира. В частности должен быть изменен мировой стандарт. Однако по результатам дополнительных тестовых расчетов можно видеть, что общий мировой стандарт - действующий или любой новый - будет малопригоден к расчетам СПС населения конкретных регионов или стран. Более правильно было бы разрабатывать стандарты на уровне не выше региона или даже страны с предпочтительным использованием собственного стандарта [10].
ЛИТЕРАТУРА
1. Демографический ежегодник России . - М . , 2010 .
2 . Статистические данные России, http:// www. infostat. ru .
3 . Статистические данные ВОЗ, http://www. who . int/whosis/ .
4 . Статистические данные ЕС, http://ec . europa. eu. eurostat.
5 . Ahmad O. B., Boschi-Pinto C., Lopez A. D. et . al . Age standardiza-
tion of Rates: a New WHO Standard . GPE Discussion Paper Series:
No .31,- WHO, 2001.
6 . Медков В. М. Демография: Учеб . пособие . - Ростов н/Д . , 2002.
7 . Борисов В. А. Демография . - М . , 1999, 2001.
8 . Демин В. Ф., Белушкина Н. Н., Пальцев М. А. // Молекул . мед . -
2012 . - № 4 . - С .7-17 .
9 . Демин В. Ф., Захарченко И. Е. // Мед . радиол . и радиац . безопас-
ность . - 2011. - Т. 56, № 6 . - С . 5-14 .
Поступила 30 .10 .12
физиология человека: Учебник/ Под ред .В . М .Покровского, Г Ф . Коротько, 2011.
Третье издание учебника (второе вышло в 2003 г. , удостоено премии Правительства Российской Федерации в области образования) включает современные данные по всем разделам физиологии человека . Отражены общие системные механизмы регуляции физиологических функций и конкретные мехаизмы их обеспечения
Для студенто медицинских вузов .
По вопросам приобретения книг обращаться в отдел реализации ОАО «Издательства Медицина " тел.: 8(499)264 95 98 моб. тел.: 8(963)681 56 72 e-mail: [email protected] www.medlit.ru
