Главная Контакты Карта сайта
Вход для зарегистрированных пользователей:     Забыли свой пароль?
Регистрация
   
LifeInsurance. Портал по страховому делу
Каталог страховых продуктов Каталог страховых компаний Тендеры
О проекте | Объявления | Форум | Сотрудничество | Реклама | Публикации | Контакты

Неоднородность смертности: анализ стандартных данных

2.1. Различия между женщинами и мужчинами

Рутинная статистика смертности дифференцирована по полу и возрасту как главным демографическим характеристикам, определяющим уровень смертности. Данные переписей населения позволяют дополнительно классифицировать показатели смертности по социально-демографическим группам. Настоящий раздел полностью основан на анализе таких данных включая результаты переписей (в частности переписей 1979 и 1989 гг. и микропереписи 1994 г.), а также публикаций, основанных на этих материалах.

Прежде всего рассмотрим различия в продолжительности жизни российских мужчин и женщин. В настоящее время по этому разрыву Россия занимает первое место среди стран, публикующих статистику смертности. Как будет видно из последующего анализа, различия в смертности по полу существеннее, чем зависимость от места жительства, образования, занятия, брачного статуса или национальности.

В принципе превышение мужской смертности над женской в той или иной мере характерно для всех экономически развитых стран. Исторически оно сложилось в процессе векового опережающего снижения женской смертности, которое можно связать с общим улучшением санитарно-гигиенических условий, в особенности с улучшением условий для материнства и снижением бремени чрезмерной рождаемости, а также повышением общественного статуса женщины. В настоящее время разрыв в продолжительности жизни между мужчинами и женщинами составляет в большинстве экономически развитых стран от 6 до 8 лет. Он обусловлен множеством различных факторов, среди которых наиболее заметную роль играют биологические и поведенческие различия [66, 92].

Экстраординарность российской ситуации проявляется в том, что эти различия, особенно после 1991-1992 гг., почти в два раза выше, чем в развитом мире, и на 6 лет больше, чем в 60-х годах в России. В 1994 г. продолжительность жизни женщин превышала мужскую на 13 лет. Фундаментальный вопрос заключается в том, почему в России различия в смертности по полу столь велики и продолжают расти, несмотря на то, что оба пола живут в одних и тех же политических, экономических и социальных условиях.

На рис. 1 представлена динамика ожидаемой продолжительности жизни мужчин и женщин в России и различия в продолжительности жизни. Диаграмма демонстрирует значительный рост дифференциации между полами с начала 60-х годов, существенное ее сокращение в период горбачевской антиалкогольной кампании 1985-1989 гг. и затем скачкообразный рост в начале 90-х, сменившийся после 1994 г. медленным снижением.

Рисунок 1. Ожидаемая продолжительность жизни мужчин и женщин в России и разница в продолжительности жизни между полами

В течение 35 лет увеличение разрыва являлось результатом сокращения продолжительности жизни у мужчин, тогда как продолжительность жизни женщин оставалась примерно на том же уровне, что и в 60-х годах. И последнее беспрецедентное по уровню сокращение продолжительности жизни в 1991-1994 гг. у женщин (3,2 года) оказалось более чем вдвое меньше, чем мужчин (6,6 года).

Важно отметить, что различия в смертности мужчин и женщин в России концентрируются в интервале возрастов от 20 до 60 лет, в то время как в детских и пожилых (старше 60 лет) возрастах они относительно невелики. Как видно из рис. 2, где представлены отношения возрастных коэффициентов смертности мужчин и женщин в 1994 г., максимум достигается в возрастной группе 55-59 лет, где коэффициент смертности мужчин выше в 8,3 раза. В этом отношении российская ситуация сходна с военным временем, когда смертность мужчин и женщин в некоторых возрастах может различаться на порядок.

Рисунок 2. Отношение коэффициентов смертности мужчин и женщин по возрасту в 1994 г.

Анализ различий в смертности мужчин и женщин от отдельных причин смерти 80 показывает, что основной вклад в дифференциацию смертности в зависимости от пола вносят сердечно-сосудистые заболевания в средних и старших возрастах и насильственная смертность в младших трудоспособных возрастах. Более высокая смертность мужчин от рака также влияет на общие различия в смертности по полу, в то время как роль этого класса заболеваний в динамике половой диспропорции смертности относительно невелика.

Проживание в городах или сельской местности в некоторой мере влияет на масштабы различий в ожидаемой продолжительности жизни между мужчинами и женщинами, поскольку различия в сельской местности существенно выше. Это различие скорее всего является следствием того факта, что труд в сельском хозяйстве сопряжен с более высоким уровнем опасности физических травм, а также и результатом более высокого уровня потребления алкоголя на селе. Как можно видеть из табл. 2.1, разница в продолжительности жизни мужчин и женщин, составлявшая в 1958-1959 гг. 8,5 года как в городах, так и в сельской местности, увеличилась к 1996 г. до 12,6 года в городской местности и до 13,4 года в сельской.

Таблица 2.1. Ожидаемая продолжительность жизни городского и и сельского населения (по полу), лет

Как будет показано ниже, уровень образования в определенной степени связан с ожидаемой продолжительностью жизни: чем выше уровень образования, тем выше продолжительность жизни. Это относится и к мужчинам, и к женщинам. Для каждой образовательной группы существуют различия в продолжительности жизни мужчин и женщин, однако в группах с более высоким уровнем образования они заметно меньше: так, в 1989 г. различия в ожидаемой продолжительность жизни в возрастном интервале 20-69 лет в группе с высшим образованием составляли 3 года, а в группе с общим средним образованием - 5,8 года.

Превышение продолжительности жизни женщин связано и с характером труда (см. подраздел 2.3). В интервале возрастов 20-64 года в 1989 г. для всех занятых различия в продолжительности жизни составляли 3 года, для занятых преимущественно умственным трудом - 1,5 года, тогда как для занятых преимущественно физическим трудом - 3,3 года. В определенной степени это может быть связано с тем, что в рабочих возрастах у мужчин, занятых физическим трудом, риск производственного травматизма существенно выше, чем у работников умственного труда.

Брачное положение также в значительной мере определяло различия в смертности мужчин и женщин. Различие в продолжительности жизни состоявших в браке мужчин и женщин в возрастном интервале 20-69 лет в 1989 г. составляло 4,3 года, тогда как у никогда не состоявших в браке и вдовых оно было существенно выше - соответственно 9,35 и 9,4 года. У разведенных женщин продолжительность жизни оказалась на 7,1 года больше, чем у разведенных мужчин.

Превышение ожидаемой продолжительности жизни женщин по сравнению с мужчинами значительно различается у разных национальностей. Ожидаемая продолжительность жизни при рождении у русских женщин в 1988-1989 гг. была на 10,1 года больше, чем мужчин, у татар это различие составило 9,9 года, у украинцев - 7,9 года, у евреев - лишь 3,6 года.

Распространенные в мире объяснения роста смертности и заболеваемости - такие, как падение уровня жизни населения и рост бедности, деградация системы здравоохранения, недостаточное или неправильное питание вследствие высоких цен и загрязнение окружающей среды, - не могут рассматриваться как главный этиологический фактор роста смертности и снижения продолжительности жизни после 1991 г. 40.

Одно из возможных объяснений нового роста смертности, предложенное Д. Шапиро 77, - массовые стрессы в результате неустойчивой макроэкономической ситуации, которая ведет к неуверенности в будущем российского общества. Это объяснение вполне согласуется с двумя важными фактами: во-первых, рост смертности начала 90-х годов практически не затронул детей и пожилых людей, во-вторых, в большей степени он коснулся мужчин. Непосредственной причиной многих избыточных смертей был рост потребления алкоголя в начале 90-х годов по сравнению с относительно низким его уровнем, достигнутым во время антиалкогольной кампании 1985-1988 гг.

Основываясь на данной гипотезе, можно следующим образом объяснить рост различий в смертности по полу. В силу различных социальных ролей мужчины и женщины в разной степени подвержены макроэкономическому стрессу. Мужчинам больше свойственно вовлечение в политическую и экономическую сферу, где разочарование и ощущение потери контроля над собственной судьбой могут доминировать. Женщины, в силу причин экономического характера также вовлеченные в сферу общественной занятости, имеют обычно традиционный круг забот: домашнее хозяйство, семья, дети, муж, родители. Эти заботы вносят в их жизнь ощущение смысла и чувство ответственности, которые в определенной мере служат защитой от социального стресса и способны компенсировать его последствия.

2.2. Различия между городским и сельским населением

В российском свидетельстве о смерти указывается место постоянного жительства умершего. На основании классификации населенных пунктов Российской Федерации на городские и сельские Госкомстат ежегодно публикует таблицы чисел умерших по полу, возрасту и причинам смерти в городских и сельских поселениях. Кроме того, ежегодно оценивается численность городского и сельского населения по полу и возрасту (с помощью данных переписи населения и текущих данных о рождениях, смертях и миграциях). Таким образом, в измерении смертности городского и сельского населения нет принципиальных проблем.

И все-таки некоторые методические проблемы, хотя и менее значимые, заслуживают упоминания. По некоторым данным смертность престарелых на селе недоучитывалась в прошлом 82 и, возможно, несколько недоучитывается и сейчас. Кроме того, какая-то (небольшая) часть смертей сельских жителей, умерших в городских больницах, может быть зарегистрирована в городах. В основном это касается одиноких престарелых людей. Следовательно, коэффициенты смертности в старших возрастах на селе могут быть несколько заниженными. Однако, как следует из дальнейшего анализа, основная часть избыточной смертности сельского населения концентрируется в рабочих возрастах, в которых недоучет смертности практически отсутствует.

Другим источником возможных смещений может быть некорректная текущая оценка численности городского и сельского населения из-за недостатков в учете миграционного движения. Этот фактор, возможно, существенный на уровне отдельных областей России в годы второй половины межпереписных интервалов, менее значим для всего населения России.

Данные статистики смертности традиционно разрабатывались по административным центрам республик, краев и областей. Административные центры - это города с развитой инфраструктурой, как правило, полифункциональные, с высокой долей занятых в промышленности, науке, культуре, образовании, с населением более 100 тыс. человек. И хотя не все крупные города являются административными центрами, рассмотрение двух групп городского населения - населения административных центров и населения прочих городов - позволяет выявить влияние размеров города на уровень смертности. Далее категория административных центров будет именоваться "крупные города". Рассматривается также категория остального городского населения, живущего в прочих городских поселениях.

По официальным данным 11 с 1965-1966 по 1983-1984 гг. ожидаемая продолжительность жизни мужчин в городских поселениях снизилась на 1,7 года (с 64,6 до 62,9 года), а в сельских местностях - на 3,9 года (с 63,3 до 59,4). У женщин в отличие от мужчин продолжительность жизни почти не изменилась: в городских поселениях даже имел место некоторый, хотя и незначительный рост ожидаемой продолжительности жизни - на 0,3 года (с 73,1 до 73,4 года), в сельской же местности ее сокращение составило 0,8 года (с 73,5 до 72,7). Таким образом, можно утверждать, что ситуация в сельской местности с начала 60-х годов была значительно хуже, чем в городских поселениях, а рост смертности, особенно у мужчин, был более значительным, чем в городах (табл. 2.1). Очевидно, что с начала 60-х и практически до конца 70-х годов ухудшение ситуации в сельской местности происходило опережающими темпами. При этом в 1983-1984 гг. различия продолжительности жизни мужчин в городах и сельской местности достигло 3,5 года (у женщин - 0,7 года).

В 1984 г. накануне антиалкогольной кампании ожидаемая продолжительность жизни при рождении у городских мужчин в России была на 3,1 года выше, чем у сельских. Расчеты показывают (табл. 2.2), что в возрастах от 20 до 64 лет львиная доля различий была обусловлена несчастными случаями, отравлениями и травмами (почти 80%), а также болезнями системы кровообращения (около 10%). В детских возрастах различия между городом и селом у мужчин были связаны преимущественно с респираторными заболеваниями и прочими причинами, среди которых основные - это состояния, возникающие в перинатальный период. В возрастах старше 65 лет положение у сельских мужчин оказалось более предпочтительным, чем у городских, а их "вклад" в общие различия по величине ожидаемой продолжительности жизни был даже отрицательным.

Таблица 2.2. Вклад отдельных возрастных групп и классов причин смерти в различие по ожидаемой продолжительности жизни городского и сельского населения (мужчины), лет

Различия в продолжительности жизни между городом и селом у женщин были не столь велики, как у мужчин. И хотя в целом они носили тот же характер - респираторные заболевания и несчастные случаи в детских возрастах и несчастные случаи и болезни системы кровообращения в трудоспособных (табл. 2.3), но доля несчастных случаев по сравнению с ситуацией у мужчин была относительно меньше (около 50%), а болезней системы кровообращения - больше (около 30%). Кроме того, отрицательный "вклад" старших возрастных групп (старше 65 лет) был более существенным.

Таблица 2.3. Вклад отдельных возрастных групп и классов причин смерти в различие продолжительности жизни городского и сельского населения (женщины), лет

Динамика продолжительности жизни в России во второй половине 80-х годов испытывала на себе непосредственное влияние мер антиалкогольной политики. Сопоставление уровней продолжительности жизни 1990 и 1984 гг. свидетельствует об относительно большем выигрыше сельского населения, чем городского, в силу чего различия в продолжительности жизни городского и сельского населения сократились у мужчин с 3,5 до 2,4 года, а у женщин - с 0,7 до 0,4 года.

В процессе нового падения продолжительности жизни в начале 90-х годов потери городского населения были более существенными. С 1990 по 1994 гг. продолжительность жизни мужского городского населения снизилась на 6,6 года, сельского - на 5 лет. Меньшим по масштабам, но весьма существенным было сокращение продолжительности жизни женщин (см. табл. 2.1).

Следует обратить внимание на то, что городское население, приобретя в результате антиалкогольной кампании в терминах продолжительности жизни меньше, в этот период (начало 90-х годов) потеряло относительно больше, чем сельское. В то же время и рост продолжительности жизни в городах после 1994 г. был более существенным.

Те же особенности просматриваются в динамике продолжительности жизни жителей крупных городов и остального городского населения: в 1990-1994 гг. в снижении продолжительности жизни "лидировали" именно крупные города, они же были впереди и в начавшемся в 1995 г. росте продолжительности жизни (табл. 2.4).

Таблица 2.4. Динамика продолжительности жизни городского населения, проживающего в крупных городах и других городских поселениях, лет

Рассмотрим компоненты различий между городским и сельским населением по величине ожидаемой продолжительности жизни, классифицированные по возрасту и причинам смерти в 1996 г. (см. табл. 2.2 и 2.3). Преимущество города перед селом составляет 1,5 года у мужчин и 0,7 года у женщин. Основная часть этой разницы у мужчин обусловлена избыточной смертностью на селе от несчастных случаев и насильственных причин в трудоспособных возрастах, в особенности среди молодежи в возрасте от 20 до 34 лет. У женщин эта составляющая выражена значительно слабее. В то же время существенное значение имеет повышенная смертность на селе от болезней системы кровообращения в возрастах от 45 до 65 лет. Кроме того, у обоих полов значительный вклад в общую разницу вносит повышенная младенческая и детская (в возрастах до 10 лет) смертность в сельской местности.

Несколько сложнее обстоит дело в старших возрастах. Здесь наблюдается противодействие двух составляющих: на селе выше коэффициенты смертности от болезней органов дыхания, а в городе - значительно выше коэффициенты смертности от новообразований, особенно у женщин. Последнее, видимо, связано с очень низкой частотой курения в старших поколениях женщин на селе 71. Более низкая смертность от рака в старших возрастах может быть в какой-то степени связана также с недоучетом смертей от рака на селе 37.

Особенно неблагополучная ситуация в смертности сельского населения по сравнению с городским в 1960-1980 гг. можно быть объяснена целым рядом причин. Так, городское население, по-видимому, лучше адаптировалось к происходящим в результате индустриализации быстрым изменениям в условиях и образе жизни. Гораздо более развитая в городах (особенно крупных) социальная инфраструктура, включая уровень развития и организационные структуры здравоохранения, в значительно большей степени компенсировала негативные последствия этих процессов для здоровья населения, чем слаборазвитая и низкоэффективная сельская инфраструктура.

Не следует сбрасывать со счетов и большие объемы миграции из сельских населенных пунктов в городские. Очевидно, миграция из села в город носила селективный характер: сельские местности покидала более активная, здоровая и приспособленная часть сельского населения, что не могло не влиять негативным образом на характеристики дожития сельского населения.

Состав причин смерти и возрастов, "ответственных" за относительно низкую ожидаемую продолжительность жизни на селе, свидетельствует о влиянии злоупотребления алкоголем и распространения алкоголизма среди мужчин трудоспособного возраста, а также, возможно, о неэффективности работы службы неотложной медицинской помощи (о чем говорит избыточная смертность от внешних причин в средних возрастах) и о недостаточной доступности квалифицированной медицинской помощи (об этом можно судить по избыточной смертности от болезней органов дыхания среди младенцев и престарелых).

То обстоятельство, что в сельской местности эффект антиалкогольной кампании был значительнее, чем в городской, причем в основном за счет сокращения смертности от несчастных случаев, отравлений и травм, по-видимому, свидетельствует об относительно большем распространении среди сельского населения пьянства.

Как уже отмечалось, новое "кризисное" повышение смертности начала 90-х годов было наибольшим именно в городах. Более того, в крупнейших городах - областных центрах снижение ожидаемой продолжительности жизни у мужчин было даже больше, чем среди остального городского населения (у женщин этой разницы не было).

Феномен опережающего роста смертности в городах, особенно в крупных, может объясняться тем, что социально-экономические перемены, а значит, и наибольшие трудности адаптации были наиболее ощутимы именно здесь. Кроме того, крупные города стали прибежищем для быстро растущих в период реформ маргинальных групп (бездомных, бродяг, нищих), для которых, очевидно, характерна высокая смертность от насилия и алкоголизма.

С другой стороны, опережающее повышение смертности в крупнейших городах может быть и артефактом, связанным с тем обстоятельством, что в них проживали мигранты из стран бывшего СССР, которые не учитывались в населении. В то же время смерти мигрантов входили в общее число смертей, в результате чего возникало так называемое смещение числителя по отношению к знаменателю. Если в составе мигрантов преобладали мужчины трудоспособного возраста, приехавшие без семей на заработки, то теоретически это может привести к регистрации большего повышения смертности среди мужчин, чем было на самом деле из-за возросшего недоучета мужского населения.

В нашем распоряжении нет сколько-нибудь достоверных данных, говорящих о том, что в первые годы распада СССР скрытая миграция была направлена преимущественно в крупные города России. Однако можно допустить, что это именно так: процедура регистрации приезжих в больших городах достаточно сложна и утомительна, а уклониться от регистрации там легче, чем в малых городах или сельских населенных пунктах, где все жители на виду. Если последнее верно, то может существовать корреляция между ростом избыточной смертности в городах в 1992-1994 гг. по сравнению с сельской местностью и величиной миграционного прироста населения в те же годы по регионам России (в предположении, что неучтенная миграция больше в тех регионах, где больше зарегистрированная миграция). Оказалось, однако, что статистически достоверная региональная корреляция между этими характеристиками отсутствует.

Для исследования вопроса о смещающем влиянии смертей мигрантов использована московская база индивидуальных актовых записей о смерти 14 за 1993-1995 гг. В этот период в Москве ожидаемая продолжительность жизни мужчин упала намного существеннее, чем в среднем по России. Так, в 1991 г. продолжительность жизни мужчин в Москве была на 1,3 года выше, чем в России, а в 1994 г. - на 0,5 года ниже.

В документах о смерти, оформляемых органами записи актов гражданского состояния, существует специальный признак, разделяющий умерших с точно установленным местом жительства в Москве и умерших, место постоянного жительства которых находится либо вне Москвы, либо не установлено ("неизвестная" категория). Делая различные предположения о доле москвичей в этой категории, можно получить интервалы оценок ожидаемой продолжительности жизни для мужского населения Москвы. Если доля москвичей в "неизвестной" категории равна нулю (экстремальный случай), то разрыв между ожидаемой продолжительностью жизни мужчин в Москве и в России оказывается слишком большим и неизменным во времени (2,8 года в 1991 г. и 2,7 года в 1994 г.). Более реалистичным является предположение, что в "неизвестной" категории москвичами являются те умершие, у которых не указана точная дата рождения (т. е. когда паспорт умершего по каким-то причинам был недоступен для органов ЗАГС). В этом случае разрыв между продолжительностью жизни мужчин в Москве и России составил бы 2,4 года в 1991 г. и 0,8 года в 1994 г. Иными словами, весьма вероятно, что положение Москвы относительно других регионов существенно ухудшилось между 1991 г. и 1994 г., но продолжительность жизни в Москве в 1994 г. все-таки осталась выше среднероссийского уровня. В целом опережающий рост смертности в крупных городах скорее всего имел место, хотя он мог быть искусственно гипертрофирован присутствием незарегистрированных мигрантов.

В широком смысле слова, по-видимому, уровень дезадаптации городского населения в начале экономических реформ оказался выше, чем сельского, по той причине, что социально-экономические реформы (которые на этом этапе скорее имеют деструктивный, чем созидательный характер) в большей степени повлияли на положение именно городского населения, на состояние городской производственной и социальной инфраструктуры, отразились на эффективности здравоохранения, системы социального обеспечения, на рекреационных возможностях, на степени криминогенности, ослаблении правопорядка и т. д. Испытав более сильное, чем другие категории поселений, воздействие новых факторов, связанных с социально-экономическими изменениями, продемонстрировав более выраженную реакцию (в частности, больший по масштабам рост смертности в трудоспособных возрастах и более существенное снижение продолжительности жизни), тем самым "приняв на себя основной удар", в дальнейшем именно население крупных городов быстрее и эффективнее адаптируется к новым условиям жизни. Кроме того, именно в крупных городах быстрее развиваются альтернативные (частные и смешанные) формы медицинского обслуживания, образования, страхования и т. д. Видимо, этими причинами можно объяснить опережающее сокращение смертности в городах после 1994 г.

Необходимо, впрочем, еще раз подчеркнуть, что хотя тенденции периода 1990-1994 гг. - это главным образом "компенсация" кратковременных достижений периода антиалкогольных мер, однако, по нашему мнению, именно рассмотренный выше механизм взаимодействия дифференциальных социально-экономических изменений и адаптивных возможностей населения объясняет более резкое сокращение и затем рост продолжительности жизни городского населения по сравнению с сельским.

2.3. Различия по уровню образования и характеру труда

Данные о распределении населения и смертей по уровню образования и характеру труда стали доступными начиная с переписи населения 1979 г. благодаря включению в опросный лист и акт о смерти соответствующих вопросов. Таким образом, оценки показателей смертности могут быть получены только в периоды переписей населения 1979 и 1989 гг. Помимо того, некоторые дополнительные данные благодаря микропереписи 1994 г. позволяют рассчитать стандартизованные отношения смертности в зависимости от образования в 1994 г.

Сведения о характере труда основаны на пункте "Где и кем работал умерший" в актовой записи о смерти и на пунктах "Источник средств существования", "Место работы", "Занятие и занимаемая должность" в переписном листе. Ответы по этим пунктам кодировались с помощью обширного "Алфавитного словаря занятий", который позволяет классифицировать любую профессиональную деятельность с помощью 250 шифров.

Как уже указывалось, проблема смещения числителя по отношению к знаменателю особенно значима при определении характера труда и уровня образования. Эта проблема может быть сформулирована следующим образом: "...социальный статус одного и того же лица, установленный на основе информации, записанной в акте о смерти, может существенно отличаться от социального статуса, определенного на основе ответа на вопросы предыдущей переписи... Ответы на вопросы переписи индивидуум дает сам, а при регистрации смерти это всегда делает третья сторона" 89. Кроме того, социальный статус человека в трансформационный период может быстро и резко меняться.

Однако, несмотря на эту потенциальную опасность, метод "независимой" оценки продуктивно использовался для изучения социально-экономической дифференциации смертности во многих странах включая США [36, 53, 42], Новую Зеландию 72, Финляндию 68, Венгрию 87 и Польшу 34.

Проблема смещения числителя по отношению к знаменателю широко изучалась в Великобритании, имеющей многолетнюю историю анализа профессиональной смертности и смертности социальных классов. С этой целью данные о дифференциальной смертности, полученные на основе данных переписи и независимой текущей регистрации смертей, были сопоставлены с результатами продольного наблюдения за выборочной совокупностью, сформированной на основе однопроцентой выборки населения Англии и Уэльса. Сравнение показало, что хотя известная несопоставимость данных, полученных из разных источников, реально существует, расхождения результатов в целом не искажают характер влияния социальных характеристик на уровень смертности 48. Причем эти расхождения очень незначительны в случае использования небольшого числа широких социальных категорий 57.

Классификация уровней образования в России состоит из семи ступеней: неполное начальное (менее 4 лет обучения), начальное (4-8 лет обучения), неполное среднее (8-10 лет), среднее (10-11 лет), среднее специальное (12-13 лет), незаконченное высшее (13-15 лет) и высшее (15-17 лет).

Принадлежность к той или иной группе занятий тесно связана с уровнем образования, хотя и не определяется им полностью. В частности, согласно переписи населения 1979 г. среди занимающихся преимущественно умственным трудом 71% имели высшее, незаконченное высшее и среднее специальное образование, 29% принадлежали к более низким образовательным группам, а среди работников физического труда 8% имели высшее, незаконченное высшее или среднее специальное образование. И наоборот, среди принадлежащих к высшей образовательной группе 80% занимаются умственным трудом, 20% - физическим, а среди лиц из низшей образовательной группы - соответственно 12% и 88%. Однако нельзя забывать, что занятые преимущественно физическим трудом относились по советской методологии к "рабочим" и пользовались определенными социальными привилегиями, что накладывало некоторый отпечаток на классификацию занятий. Например, пилоты самолетов считались рабочими, а пилоты-инструкторы (работники высшей квалификации) относились, как и авиадиспетчеры, к служащим. Продавцы в магазинах считались рабочими, а кассиры - служащими.

В настоящем исследовании для сокращения влияния возможного смещения данные группируются в два очень широких класса по образованию: 1) образование выше среднего общего и 2) среднее общее и более низкие уровни образования. По характеру занятий также рассматриваются только два класса работающих: 1) занятые преимущественно умственным и 2) занятые преимущественно физическим трудом. Кроме того, из рассмотрения как недостоверные исключаются данные о смертности в старших возрастах по образованию и характеру труда.

Конечно, в разных ситуациях размер и направление, в котором несопоставимость числителя и знаменателя искажает реальное положение вещей, меняются в зависимости от конкретных условий. Например, по оценке Е. Андреева и В. Добровольской 4, основанной на данных Госкомстата, в России существовала тенденция завышения уровня образования как при переписях населения, так и при регистрации смертей. Однако завышение уровня образования и вообще социального статуса умершего было более существенным, чем завышение собственного образовательного уровня при переписи. В результате различия в смертности между группами оказываются заниженным, а показатели смертности в группе с самым низким образовательным статусом оказались даже ниже, чем в во всей совокупности.

Анализ различий смертности по образованию, характеру труда проводится по понятным причинам для взрослого населения, при этом для обеспечения надежности выводов исключаются наиболее пожилые возрасты - исследуются возрастной интервал от 20 до 69 лет (в анализе различий по характеру труда - до 64 лет). В качестве интегральных характеристик смертности используются два показателя: вероятность дожития от 20 до 70 (65) лет, в терминах обычных таблиц смертности равная
l70/l20, где la - число доживающих до возраста a, и временная (отсроченная) продолжительность жизни в интервале возрастов от 20 до 69 лет e20-69, которая выражается через стандартные функции таблиц смертности следующим образом:

e20-69 = (T20T70 ) / l20,

где Ta - число человеко-лет жизни в возрастахстарше а.

Оба показателя зависят только от частоты смертей в интервале возраста от 20 до 70 лет. Те же индикаторы используются в дальнейшем при анализе различий смертности по брачному состоянию.

Результаты: уровень образования. Временная (отсроченная) продолжительность жизни в интервале возрастов от 20 до 69 лет для четырех агрегированных образовательных групп представлена в табл. 2.5. И в 1979 г., и в 1989 г. разрыв между высшей (среднее специальное, незаконченное высшее и высшее образование) и низшей (среднее, неполное среднее, начальное, неполное начальное и без образования) группами составлял около 4 лет для мужчин и около 1 года для женщин. Максимальные различия были зафиксированы между группами "Высшее и незаконченное высшее образование" и "Неполное среднее образование". Они составили более 5 лет для мужчин и около 2 лет для женщин. В 1989 г. этот разрыв означал снижение коэффициентов смертности мужчин на 9,2% и женщин на 7,3% с каждым следующим годом обучения. Отметим, что дожитие от 20 до 70 лет в группе с высшем образованием было в России примерно на том же уровне, что во всем населении для "средней" западной страны.

Таблица 2.5. Временная (отсроченная) продолжительность жизни мужчин и женщин в интервале возрастов от 20 до 69 лет в разных образовательных группах в 1979 и 1989 гг.

Из данных табл. 2.5 также следует, что итоговый рост продолжительности жизни в интервале возрастов от 20 до 69 лет в 80-е годы у мужчин практически не зависел от группы образования (1,28 и 1,25 года), у женщин он был больше в группе с более высоким образовательным уровнем (0,54 и 0,29 года). Рассматривая изменения более детально, легко видеть, что у женщин прирост отсроченной продолжительности жизни возрастает с ростом уровня образования, тогда как у мужчин зависимость столь явно не выражена, однако минимальный рост и наименьший выигрыш также зафиксирован в группе с самым низким уровнем образования (неполное среднее, начальное и не имеющие образования).

Таким образом, имеются основания утверждать, что снижение смертности 80-х годов слабее затронуло наименее образованную часть населения. Однако вполне возможно, что эти различия являются следствием общего роста образовательного уровня населения или более быстрого роста смертности в малообразованных группах населения после ослабления антиалкогольной кампании. Рост продолжительности жизни в интервале возрастов от 20 до 69 лет во всем населении оказался выше, чем можно было ожидать, если ориентироваться на данные о динамике смертности в группах по образованию. Так, продолжительность жизни мужчин в возрастном интервале от 20 до 69 лет с 1979 по 1989 г. выросла в целом на 1,61 года, а в высшей и низшей образовательных группах - соответственно на 1,28 и 1,25 года (см. табл. 2.5). Кажущееся несоответствие является результатом роста образовательного уровня населения. Чтобы подтвердить это, можно рассчитать продолжительность жизни в интервале возрастов от 20 до 69 лет всего населения в 1989 г., предполагая, что образовательный состав оставался тем же, что и в 1979 г. Расчеты показали, что в этом случае общий рост продолжительности жизни полностью согласовывался бы с данными по образовательным группам и составлял бы 1,26 года для мужчин (см. табл. 2.5).

Как уже отмечалось, различия в продолжительности жизни мужчин и женщин уменьшаются с ростом уровня образования. Во всем населении продолжительность жизни мужчин в интервале возрастов 15-69 лет была в 1979 г. на 6,1 года меньше, чем женщин, а в 1989 г. этот разрыв уменьшился до 5 лет. В то же время в группе с более высоким уровнем образования в 1979 и 1989 гг. разрыв составлял соответственно 3,8 и 2,0 года, тогда как в группе с низким уровнем образования различия составляли 6,7 и 5,8 года. Таким образом, разрыв в продолжительности жизни мужчин и женщин во всем населении был примерно таким же, как в низшей образовательной группе.

На рис. 3 представлены относительные различия в возрастных коэффициентах смертности от отдельных классов причин между группами с более высоким и более низким уровнем образования в 1989 г. Зависимость от образования суммарного уровня смертности от всех причин наиболее велика в возрастах от 20 до 40 лет и затем снижается с возрастом. Во всех возрастах зависимость уровня смертности от образования у мужчин более выражена, чем у женщин. Различия связаны в основном с несчастными случаями, отравлениями и травмами. На втором месте болезни системы кровообращения. В возрастах от 50 до 65 лет довольно существенную роль играет смертность от новообразований.

Рисунок 3. Относительное различие в возрастных коэффициентах смертности от отдельных классов причин между группами с более высоким и более низким уровнем образования в 1989 г. по возрасту

Разность коэффициентов смертности от данной причины в группах с низким и высоким образованием, деленная на коэффициент смертности от всех причин в группе с низким образованием:
1 - инфекционные болезни, 2 - новообразования, 3 - болезни системы кровообращения, 4 - болезни органов дыхания, 5 - болезни органов пищеварения, 6 - несчастные случаи, отравления и травмы, 7 - другие причины

Количественно оценивая влияние уровня образования на возрастные коэффициенты смертности, можно убедиться, что у мужчин в возрастах 20-39 лет 1 год обучения означает сокращение смертности на 12,9%, в возрастах 40-59 лет - на 10,7%, а в возрастах 60-69 лет - на 6,0%. Соответствующие индикаторы у женщин составляют 12,8%, 10,3% и 4,4%.

Что касается коэффициентов смертности по причинам, то четко выражены два аспекта избыточной смертности в низших образовательных группах: повышенная смертность от несчастных случаев с максимумом в интервале возрастов 25-34 года и преждевременная смертность от болезней системы кровообращения и рака с максимумом около 50 лет.

Один из важнейших вопросов: изменились ли образовательные различия в смертности в течение драматического периода 1992-1994 гг. или же рост смертности происходил независимо от изменений в образовательном уровне населения? Ответить на этот вопрос крайне трудно, так как после 1989 г. в России переписи не проводились, а разработка данных о смертности по возрасту и образованию не осуществлялась. Однако прошедшая в феврале 1994 г. микроперепись, охватившая 5% населения 16, все же позволяет сделать некоторые оценки, хотя для анализа доступны данные о смертности по образованию только группы 16 лет и старше без более дробного деления. На основе этих данных были рассчитаны стандартизованные индексы смертности (СИС) в 1993-1994 гг. в возрастах 16 лет и старше для России в целом и для групп с более высоким и более низким образованием, где в качестве стандарта использовались показатели смертности всего населения 1989-1994 гг. Для сравнения аналогичный расчет был проведен за 1988-1989 гг. по результатам сплошной переписи 1989 г. Допуская, что знаменатель, полученный на основе выборочных данных, достаточно точен, нетрудно видеть (рис. 4), что за период с 1988-1989 гг. по 1993-1994 гг. различия в смертности в возрастах 16 лет и старше в группах с более высоким и более низким образованием возросли на 15-20% в результате опережающего роста смертности в группе с более низким уровнем образования.

Рисунок 4. Стандартизованный индекс смертности для групп с высоким и низким уровнем образования в возрасте 16 лет и старше

СИС для всего населения России в 1988-1989 гг. принят за 100

Результаты: характер труда. Следует отметить, что ответы на вопросы о занятости и характере труда являются более субъективными, чем данные об уровне образования, где объективной единицей измерения служит число лет обучения в учебных заведениях. Поскольку детальное рассмотрение отдельных профессиональных групп крайне затруднено в силу причин методического характера и может привести к ошибкам, мы ограничимся разделением населения на занятых и незанятых, а среди занятых будем выделять занятых умственным и физическим трудом. Агрегирование данных позволяет минимизировать смещение числителя по отношению к знаменателю подобно тому, как это было сделано в исследовании концентрации смертности среди рабочих в Венгрии 38. Кроме того, для повышения достоверности используемых данных верхняя граница диапазона рассматриваемых возрастов снижена до 64 лет.

В табл. 2.6 приведены вероятности дожития и ожидаемые продолжительности жизни в возрастном интервале от 20 до 64 лет по категориям занятости за 1979 г. (оценка на середину года) и за 1988-1989 гг.

Таблица 2.6. Вероятность дожития от 20 до 65 лет и ожидаемая продолжительность жизни в интервале возрастов 20-64 года в зависимости от занятости и характера труда (Российская Федерация)

Группа незанятых выделяется экстремально высокими уровнями смертности. Дело, видимо, в том, что в 70-80-е годы в России практически не было безработных, а группа незанятых составляла менее 15% населения трудоспособного возраста. В связи с этим понятно, что доля лиц с серьезно ослабленным здоровьем среди незанятых была высокой. Различия в смертности меньше лишь в возрасте 20-25 лет, где среди незанятых много студентов, и возрастах массового выхода на пенсию (старше 55 лет у женщин и старше 60 лет у мужчин). Компонентный анализ 1 данных о смертности по причинам смерти за 1988-1989 гг. показывает, что различие в отсроченной продолжительности жизни занятых и незанятых мужчин, которое составляло 10,54 года, следующим образом раскладывается по группам причин смерти. На первом месте - болезни системы кровообращения (3,17 года), на втором - новообразования (2,91 года), им значительно уступают несчастные случаи, отравления и травмы (1,55 года). Затем идет группа "Другие причины" (1,06 года), в этих возрастах объединяющая в основном хронические болезни, не вошедшие в другие группы, далее следуют инфекционные и паразитарные болезни (0,95 года), где главное место занимает туберкулез органов дыхания, затем болезни органов дыхания (0,63 года) и пищеварения (0,28 года). Для женщин распределение выглядит несколько иначе. При общей разнице между занятыми и незанятыми в 4,82 года на первом месте стоят новообразования (1,86 года), на втором - болезни системы кровообращения (1,50 года), на третьем - "Другие причины" (0,67 года) и лишь потом следуют несчастные случаи, отравления и травмы (0,34 года). Далее идут болезни органов дыхания (0,21 года), пищеварения (0,17 года) и инфекционные и паразитарные болезни (0,08 года).

Таким образом, высокая смертность незанятых связана в основном с хроническими болезнями - новообразованиями, болезнями системы кровообращения, инфекционными болезнями, а доля несчастных случаев и насильственных причин в общей смертности относительно меньше.

 Содержание статуса занятости в России, конечно, изменилось в 90-е годы в связи с появлением феномена безработицы и ростом безработных, доля которых в экономически активном населении составила в 1992 г. 4,7% 1, а в 1999 г. - уже более 12%. К сожалению, для этого периода не существует данных, позволяющих оценить смертность в зависимости от статуса занятости.

Различия в смертности между работниками умственного и физического труда также достаточно велики (см. табл. 2.6): в терминах ожидаемой продолжительности жизни в возрасте 20-64 лет разрыв составил у мужчин 3,4 года в 1979 г. и 2,6 года в 1988-1989 гг., у женщин - соответственно 1 год и 0,8 года. Таким образом, общее снижение смертности привело к концу 80-х годов к сокращению разрыва между работниками умственного и физического труда, поскольку уровень смертности среди работников физического труда снизился в наибольшей степени. Этот результат находится в некотором противоречии с тем, что различия в смертности в зависимости от уровня образования по крайней мере не уменьшились между 1979 г. и 1988-1989 гг. Можно лишь предположить, что злоупотребление алкоголем, значительно элиминированное во время антиалкогольной кампании 1985 г., более тесно связано с характером труда, чем с уровнем образования, особенно у женщин. Это, например, подтверждается данными И. Шурыгиной по Москве 22, которые свидетельствуют, что частота потребления алкоголя была несколько выше среди более образованных женщин. Российский мониторинг уровня жизни и здоровья населения 96 также подтверждает, что масштабы потребления алкоголя среди женщин не связаны статистически значимо с уровнем образования (что явно контрастирует с данными для мужчин). В то же время исследование И. Шурыгиной указывает на существование особой группы женщин, занимающихся физическим трудом и имеющих низкий уровень образования, для которых характерно очень высокое (почти "мужское") потребление алкоголя. К сожалению, имеющиеся данные не позволяют выяснить, как изменилась эта ситуация в 90-е годы.

В 1988-1989 гг. разница в ожидаемой продолжительности жизни в возрастном интервале 20-64 года в основном определялась различиями в коэффициентах смертности в возрастах от 25 до 49 лет (рис. 5). Среди причин смерти наибольший вклад в общий разрыв (2,6 года) у мужчин внесли несчастные случаи и насильственные причины (1,56 года), далее следуют болезни системы кровообращения (0,44 года) и новообразования (0,27 года), вклад других классов причин смерти не превышает 0,1 года. После 50 лет удельный вес внешних причин снижается с возрастом, а доля хронических болезней увеличивается.

Рисунок 5. Вклад возрастов и причин смерти в разницу между группами умственного и физического труда по ожидаемой продолжительности мужчин

1 - инфекционные болезни, 2 - новообразования, 3 - болезни системы кровообращения, 4 - болезни органов дыхания, 5 - болезни органов пищеварения, 6 - несчастные случаи, отравления и травмы, 7 - другие причины

Отметим, что сокращение вклада отдельных возрастов при увеличении возраста в известной мере предопределено природой анализируемого показателя. При разложении различий ожидаемой продолжительности жизни вклад каждого возрастного интервала включает два слагаемых: первое связано с числом лет, прожитых в данном интервале возрастов, второе - с дожитием до конца интервала, т. е. зависит от ожидаемой продолжительности жизни в конце данного интервала. При анализе ожидаемой продолжительности жизни в возрастах 20-64 года мы исключаем из рассмотрения ожидаемую продолжительность жизни в возрасте 65 лет (полагаем ее равной 0), в связи с чем второе слагаемое уменьшается быстрее, чем при анализе общей продолжительности жизни.

У женщин величина разрыва намного меньше (0,8 года), но состав причин смерти, ответственных за разрыв между категориями умственного и физического труда, аналогичен: 0,37 года - за счет несчастных случаев и насильственных причин, 0,19 года - за счет болезней системы кровообращения, вклад оставшихся классов причин смерти не превышает 0,07 года.

Некоторые итоги. В целом исследование показывает очевидное сходство дифференциации смертности по образованию и характеру труда в России с тем, что наблюдалось в других странах. При этом величина различий в России по крайней мере не ниже, чем в западных странах. Так, Т. Валконен 87 показал, что у мужчин в возрасте от 35 до 54 лет в Дании, Норвегии, Швеции, Финляндии, Венгрии и Англии и Уэльсе на каждый добавленный год обучения во всех странах приходится примерно 8%-ное сокращение коэффициентов смертности (и 2-8% у женщин). В более позднем сравнительном продольном исследовании по девяти странам А. Кюнст и Д. Макенбах 54 приходят к тому же результату. Наш анализ показывает, что на каждый дополнительный год обучения смертность в России снижается у мужчин на 9%, у женщин - на 7%.

В России, как и в других странах 29, социальные различия в смертности максимальны в возрастах от 25 до 50 лет, а затем убывают с возрастом. Среди причин смерти большую роль играют внешние причины, а различия в смертности от новообразований относительно невелики [88, 53a].

Нельзя не отметить, что сходство России с западными странами весьма неожиданно хотя бы в силу того, что зависимость уровня денежных доходов от уровня образования и характера труда в России далеко не такая явная, как на Западе. Это говорит об особой важности культурной и поведенческой составляющих в России. Последнее подтверждается тем, что экстраординарный рост смертности в начале 90-х годов был непропорционально сконцентрирован среди лиц с относительно низким уровнем образования.

В то же время занятым умственным трудом скорее всего реже приходилось сталкиваться с неблагоприятными с точки зрения здоровья условиями труда. Доля лиц, занятых умственным трудом, выше в крупных городах с развитой системой здравоохранения и, как правило, более низкой смертностью. Можно также допустить, что в СССР лица с высшим образованием имели больший доступ к качественной медицинской помощи либо в силу занимаемой высокой должности (для меньшинства), либо (для большинства) в силу родственных и дружеских связей среди людей с высоким уровнем образования, значительная часть которых - врачи (напомним, что один из 20 занятых с высшим образованием в СССР был врачом). Фактор селективности также может быть упомянут в связи с различиями в смертности по уровню образования и характеру труда, тем более что в России среди лиц с высшим образованием относительно велика доля военных. Однако действие этого фактора не могло измениться существенно между 1979 и 1989 гг. или между 1989 г. и 1994 г., когда, как было отмечено, происходили серьезные изменения в дифференциации смертности по образованию и характеру труда.

2.4. Различия по брачному статусу

Переписи 1979 и 1989 гг. содержали данные, позволяющие оценить различия в показателях смертности в зависимости от брачного статуса. А. Волков [9, c. 157-176] опубликовал некоторые сведения об этих различиях, основанные на данных за 1979 г. Однако сами данные не сохранились, и мы были вынуждены повторить расчет показателей смертности за 1979 г.

Приступая к анализу данных о смертности в зависимости от брачного статуса, важно напомнить, что объектом анализа служат данные о смертности календарного периода. В отличие от уровня образования, который редко меняется после 25-30 лет, изменение брачного статуса в любом возрасте достаточно вероятно. Поэтому кумулятивные характеристики смертности, такие, как вероятность дожития от 20 до 70 лет или продолжительность жизни в интервале возрастов 20-69 лет, рассчитанные на основе возрастных данных календарного периода, должны рассматриваться как условные интегральные характеристики смертности. Они характеризуют смертность по брачному статусу за данный календарный год и, естественно, не учитывают изменений смертности в будущем. Было бы ошибкой полагать, например, что мужчина, вступив к 25 годам в брак, тем самым увеличил свою ожидаемую продолжительность жизни на 9 лет, хотя согласно таблицам смертности 1988-1989 гг. продолжительность жизни в возрастах 25-69 лет у состоящих в браке мужчин действительно на 9 лет больше, чем у никогда в браке не состоявших. При продольном анализе смертности реального поколения можно было бы оценить продолжительность жизни тех, кто так и не вступил в брак до 70 лет, и она оказалась бы много ниже, чем условная продолжительность жизни, рассчитанная на основе поперечных возрастных показателей смертности для тех, кто в данном возрасте не состоял в браке. В то же время и такой расчет был бы методически не вполне совершенен, так как умершие в более молодых возрастах и поэтому так и не вступившие в брак уменьшали бы продолжительность жизни никогда не состоявших в браке.

Как и в большинстве стран мира, в России уровни смертности состоящих в браке и никогда не состоявших в браке существенно различаются (табл. 2.7).

Таблица 2.7. Вероятность дожития от 20 до 70 лет и ожидаемая продолжительность жизни в интервале возрастов 20-69 лет в зависимости от брачного статуса в 1979 г. и 1988-1989 гг.

* Показатель недостоверен в силу малой численности никогда не состоявших в браке мужчин в старших возрастах.

Масштаб различий, возможно, связан с высоким уровнем брачности в России. Согласно переписи 1979 г. доля состоявших в браке к возрасту 30-34 года составляла 87% у мужчин и 82% у женщин. С возрастом эта доля у мужчин возросла и достигла к 50-54 годам (поколение, родившиеся в 1924-1929 гг.) 92,7%. Начиная с возраста 55-59 лет доля никогда не состоявших в браке мужчин по данным переписи 1979 г. составила менее 1%. Столь высокий уровень мужской брачности - прямое следствие огромных потерь, которые понесли соответствующие поколения в годы Великой Отечественной войны 10. К 1989 г. ситуация несколько нормализовалась, поскольку поколения, где мужской дефицит был максимальным, стали старше на 10 лет. Согласно переписи 1989 г. доля состоящих в браке к возрасту 30-34 года составила 82%. У мужчин эта доля держится на том же уровне вплоть до 70 лет, а у женщин падает до 48%, при этом существенно (до 78%) возрастает доля вдов.

Благодаря высокой брачности за пределами брака оставались в основном те, кто не вступал в брак вследствие состояния здоровья. Особенно ярко это отразилось в данных о смертности мужчин, никогда не состоявших в браке, за 1979 г., когда общая вероятность дожития от 20 до 70 лет у никогда не состоявших в браке мужчин оказалась равной 0,0004. Согласно переписи 1979 г. в возрастах 50-54 лет никогда не состояли в браке 55,7 тыс. мужчин, в следующей группе (55-59 лет) - лишь 19,8 тыс., а в возрастах 60-64 года и 65-69 лет - соответственно 12,5 и 11,6 тыс. По данным статистики естественного движения число умерших в этих возрастах никогда не состоявших в браке мужчин в 1979 г. составляло соответственно 3,3 и 4,6 тыс. Столь высокие относительные показатели смертности, по-видимому, являются следствием смещения числителя по отношению к знаменателю, которое особенно заметно в малой группе. В связи с этим соответствующий показатель скорее всего недостоверен.

Различия в смертности по брачному состоянию сначала возрастают, достигая максимума к 35-39 годам у женщин и к 40-44 годам у мужчин, затем несколько убывают, но во всех возрастах остаются весьма высокими.

Снижение уровней смертности между 1979 г. и 1988-1989 гг. произошло для всех брачных состояний и определялось, очевидно, двумя обстоятельствами: прошедшей в период между переписями антиалкогольной кампанией и некоторым снижением доли состоящих в браке мужчин. Можно допустить, что при этом возросла селективность брака по состоянию здоровья, в результате чего могла снизиться смертность как состоящих, так и никогда не состоявших в браке: среди последних возросла доля тех, кто при большом мужском дефиците оказался бы "пригодным" к браку. Так или иначе, мужской дефицит оказал такое огромное влияние на уровень брачности в России, а через нее и на различия в смертности по брачному статусу, что ситуацию 1979 г. можно рассматривать как своего рода историческую аномалию и сконцентрировать внимание на данных за 1988-1989 гг.

Следующей после категории "Никогда не состоявшие в браке" демографической группой по уровню смертности являются вдовые, хотя отличие от состоящих в браке в данном случае не столь разительно. Оно очень высоко в возрастах 25-29 лет и особенно 20-24 года, когда вдовство - редкое явление. В этих случаях, по-видимому, вдовство и смерть вызваны одной и той же причиной - несчастным случаем, после которого один супруг лишь на несколько часов пережил другого, или же образ жизни обоих супругов был сопряжен с высоким риском смерти. В более старших возрастах повышенная смертность вдовых может объясняться, с одной стороны, тем, что супруги зачастую принадлежат к одной социальной страте и доля вдовых выше в стратах, отличающихся повышенной смертностью 9; с другой стороны, фактор селективности повторного брака также увеличивает различия в смертности вдовых и состоящих в браке.

Различия в смертности между состоявшими в браке и разведенными мужчинами значительно слабее, в то время как для женщин они вообще не представляются существенными. Смертность разведенных женщин после 50 лет вообще ниже, чем замужних. В. Добровольская 12 считает, что разведенные женщины в России живут в лучших условиях, чем состоящие в браке, так как не несут груз заботы о муже. Пьянство и асоциальное поведение мужчин является одной из наиболее распространенных причин развода, эта же причина повышает риск смерти мужчин после развода. Это обстоятельство, возможно, объясняет, почему различия в смертности разведенных и состоящих в браке у мужчин намного больше, чем у женщин. В этой связи также уместно вспомнить о селективности повторных браков.

В 1988-1989 гг. продолжительность жизни никогда не состоявших в браке мужчин в возрастном интервале 20-69 лет была на 8,7 года меньше, чем у женатых, у вдовых - на 7,2 года меньше, у разведенных - на 3,3 года меньше (см. табл. 2.7). Продолжительность жизни никогда не состоявших в браке женщин была на 3,5 года меньше, чем у замужних, у вдовых - на 2,0 года меньше, у разведенных - только на 0,3 года меньше. Как следует из распределения различий в ожидаемой продолжительности жизни по возрасту (рис. 6), вклад различий в возрастных коэффициентах смертности достигает максимума у мужчин к 55-59 годам, а у женщин - к 60-64 годам. Исключение составляет различие между состоящими в браке и разведенными женщинами, где максимум выражен весьма слабо и приходится на возраст 50-54 года. Таким образом, различия в смертности по брачному состоянию несколько смещены в сторону старших возрастов по отношению к различиям по уровню образования и характеру труда.

Рисунок 6. Составляющие отличий группы никогда не состоявших в браке, вдовых и разведенных от группы состоящих в браке по ожидаемой продолжительности жизни в интервале возрастов от 20 до 69 лет

В целом в России ярко выражена "защитная" роль брака. Это в значительной мере связано с действием фактора селективности по здоровью. В то же время повышенная смертность разведенных мужчин, по-видимому, в большей степени определяется неблагоприятными факторами индивидуального поведения.

По организации быта и нагрузке на семью Россия конца 80-х качественно отличалась от западных стран. Дефицит товаров, в том числе продуктов питания, и неразвитость коммунальной инфраструктуры делали полную семью наиболее предпочтительной формой домохозяйства с точки зрения успешного выживания. Возможно, и это обстоятельство нашло свое отражение как в высокой брачности, так и в больших различиях смертности по брачному состоянию.

2.5. Этнические различия

Хотя Россия является многонациональным государством, подавляющее большинство ее населения составляют этнические русские: по переписи 1989 г. около 120 млн человек, или 81,5% населения. Этнически близки к русским два других больших восточно-славянских народа, проживающие в России: украинцы (4,3 млн, или 3%) и белорусы (1,2 млн, или 0,8%).

Около 12% населения составляют неславянские коренные народы России. Среди них этнографы различают несколько региональных групп, близких не только географически, но и культурно-исторически.

Народы Поволжья и Урала - башкиры, калмыки, коми, марийцы, мордва, татары, удмурты и чуваши - насчитывали в 1989 г. 11,7 млн человек, или около 8% населения страны. Из них 5,5 млн (3,8%) составляли татары - второй по численности народ России. Традиционная религия татар и башкир - мусульманство, калмыков - буддизм, остальные народы - православные христиане.

Народы Северного Кавказа - абазины, адыгейцы, балкарцы, ингуши, кабардинцы, карачаевцы осетины, черкесы, чеченцы и народы Дагестана (аварцы, агулы, даргинцы, кумыки, лакцы, лезгины, ногайцы, рутульцы, табасараны, цахуры и др.) - насчитывали в том же году 4,1 млн человек, или около 3% населения России.

Численность народов Севера и Сибири - алтайцев, бурятов, тувинцев, хакасов, шорцев, якутов и почти трех десятков так называемых малочисленных народов Севера - составляла в 1989 г. менее 0,8 млн. человек, или 0,6% населения страны. Традиционная религия бурят и тувинцев - буддизм, остальные народы - православные христиане с сильными пережитками язычества.

Кроме перечисленных народов России свыше полумиллиона насчитывали в 1989 г. немцы (0,8 млн), казахи (0,6 млн), евреи (0,5 млн) и армяне (0,5 млн). Более подробная информация о национальном составе населения России содержится в приложении.

С 30-х годов сведения о национальности появляются в актовых записях о смерти. Начиная с 1958 г. статистические органы проводят данные об общем числе умерших мужчин и женщин (в том числе младенцев в возрасте до 1 года) для нескольких основных национальностей России: русских, украинцев, белорусов, казахов, татар, евреев и армян. В отдельных территориях, главным образом в автономных образованиях, собирались также данные и о некоторых других национальностях. С 1988 г. с введением электронных методов обработки информации на всей территории России к ним добавились все титульные национальности бывших союзных республик СССР и немцы, а с 1991 г. - еще и титульные национальности автономных республик в составе России. Таким образом, в настоящее время по всей России в статистике имеются числа умерших по 49 национальностям.

Однако данных об общем числе смертей недостаточно для построения таблиц смертности. В двухлетия вокруг переписей населения (1958-1959, 1969-1970, 1978-1979 и 1988-1989 гг.) советские статистические органы разрабатывали данные об умерших по национальности, полу и возрасту. В России в 1958-1959 и 1969-1970 гг. это были только русские, а в 1978-1979 и 1988-1989 гг. - также украинцы, белорусы, казахи, армяне, татары и евреи.

Существует несколько потенциальных источников смещения при исчислении показателей смертности по этническому признаку.

Первый - недоучет смертей. Это проблема, всегда стоящая перед исследователями, особенно когда возникает необходимость обращения к старым данным. Для отдельных народов, например, для исламских, этот недоучет может быть достаточно велик. В России ислам исповедуют народы Северного Кавказа (кроме осетин), татары и башкиры. Особенно значительным был недоучет смертей младенцев и престарелых, а также смертей в сельской местности.

Второй источник - неточности при регистрации национальности умерших. Обычно источником информации является паспорт умершего, который выдается гражданам России в 16 лет. Национальность умерших детей определяется в зависимости от национальности родителей, что может привести к неопределенности в смешанных семьях.

Третий источник - проблема сопоставимости числителя и знаменателя при расчете коэффициентов смертности. Данные текущей регистрации национальности умерших по паспорту и данные о национальности живущих по самоопределению при переписи могут не совпадать. Вероятность такого несовпадения выше для народов, подверженных ассимиляции, особенно в этнически смешанных семьях. К таким в России относятся евреи, немцы, карелы, мордва и некоторые другие этнические группы. Особенно заметны сдвиги в оценках младенческой смертности. Если рассчитывать коэффициенты младенческой смертности на основе переписных данных о детях в возрасте до 1 года, то для белорусов, евреев и украинцев они оказываются существенно выше, чем для русских, если же на основе рождений, классифицированных по национальности матери, - то заметно ниже. Последний способ оценки является предпочтительным.

Эволюция коэффициента младенческой смертности позволяет понять стадии развития эпидемиологического перехода для разных этнических групп. Статистика дает возможность проследить за этим показателем с 1958-1959 гг. (табл. 2.8).

Таблица 2.8. Коэффициент младенческой смертности по национальности матери в России (на 1000 человек)

* Народы, для которых показатели за 1958-1989 гг. рассчитывались по территории соответствующих автономных образований.

** 1959-1960 гг.

Примечание. Показатели за 1993-1994 гг. по всем национальностям рассчитаны для всей территории России.

У белорусов, евреев и украинцев коэффициенты младенческой смертности были всегда ниже, чем у русских. Это может быть объяснено как продолжением старых тенденций, отмеченных еще в XIX в. 14, так и тем обстоятельством, что среди указанных национальностей (особенно среди евреев) заметно выше доля городских жителей.

 Между тем нельзя забывать и о возможности искусственного занижения этого показателя за счет неправильной регистрации национальности ребенка, умершего в возрасте до 1 года в этнически смешанных браках. Как уже отмечалось, согласно существовавшим правилам младенцу приписывалась национальность матери, но гарантировать, что эти правила всегда соблюдались, трудно. В то же время в 80-е годы 60-70% детей, рожденных еврейками, имели отца другой национальности (главным образом русских), у детей, рожденных украинками, эта доля составляла 80%, а белорусками - почти 90% 2.

У татар коэффициент младенческой смертности в конце 50-х годов был заметно выше, чем у русских (свыше 50 против 40 на 1000 живорожденных), но уже к концу десятилетия показатели выровнялись, а затем коэффициент младенческой смертности у татар стал несколько ниже, чем у русских. У казахов младенческая смертность всегда была выше, чем у русских, но разрыв сократился с 30 пунктов в конце 50-х годов (70 против 40 на 1000 человек) до 2-4 пунктов в 90-х.

У коми и народов Сибири коэффициент младенческой смертности был выше, чем у русских. У народов Поволжья и Урала (кроме коми) динамика младенческой смертности была похожа на ее изменения у татар: стартовый уровень показателя был выше, чем у русских, но в разное время он сравнивался и в начале 90-х годов был уже несколько ниже.

Динамика младенческой смертности у народов Северного Кавказа заслуживает специального рассмотрения. За исключением народов Дагестана ее зарегистрированный уровень в конце 50-х - начале 60-х колебался от 20 до 30, т. е. был заметно ниже, чем у русских, что было скорее всего связано с недоучетом числа умерших. Затем начался резкий подъем младенческой смертности, причем неодновременный в разных республиках: в Северной Осетии и Кабардино-Балкарии - в конце 60-х, в Чечено-Ингушетии - во второй половине 70-х. В 80-е годы младенческая смертность ингушей и даргинцев была одной из самых высоких в России. Далее с 80-х годов происходило снижение младенческой смертности, и к началу 90-х она приблизилась к уровню русских. Определенное влияние на этот результат мог оказать вновь выросший недоучет младенческой смертности у народов Северного Кавказа, вызванный ослаблением централизованного контроля за качеством статистического учета.

Как уже отмечалось, имеется возможность рассчитать возрастные коэффициенты смертности для некоторых "основных" этнических групп в годы, смежные с годом переписи населения. В табл. 2.9 приведены значения ожидаемой продолжительности жизни за 1978-1979 и 1988-1989 гг. Из этих данных следует, что ощутимое увеличение ожидаемой продолжительности жизни в 80-е годы, связанное с антиалкогольной кампанией, не повлияло на относительные ранги национальностей. По уровню ожидаемой продолжительности жизни при рождении у мужчин с большим отрывом лидируют евреи и армяне (около 68 лет в 1978-1979 гг. и 68-70 лет в 1988-1989 гг.), затем следуют украинцы, татары, белорусы, русские и казахи (62-64 года в 1978-1979 гг. и 64-66 лет в 1988-1989 гг.). У женщин амплитуда межнациональных различий меньше. По уровню ожидаемой продолжительности жизни новорожденного лидируют татарки, далее следуют армянки, русские, украинки, белоруски и еврейки. Можно предположить, что у женщин результат сравнения отчасти связан с переписным недоучетом евреек, белорусок и украинок, состоящих в браке с русскими. Это может приводить к завышению смертности женщин этих национальностей и некоторому занижению смертности русских женщин.

Таблица 2.9. Ожидаемая продолжительность жизни при рождении и в возрасте 20 лет для некоторых этнических групп, лет

* Младенческая смертность рассчитана на основе данных о числе рождений у матерей этих национальностей.

Величина ожидаемой продолжительности жизни в возрасте 20 лет (см. табл. 2.9) дает агрегированную оценку смертности взрослых, при этом исключаются менее надежные данные о лицах моложе 16 лет, еще не имеющих паспорта. Ранжирование национальностей по уровню ожидаемой продолжительности жизни 20-летних почти совпадает с соответствующим ранжированием по ожидаемой продолжительности жизни при рождении.

 Сравнение с модельными таблицами Коула - Демени 3 (рис. 7а и 7б) показывает, что во всех основных этнических группах России наблюдается весьма значительная избыточная смертность в трудоспособных возрастах, особенно среди мужчин. Важно подчеркнуть, что эта особенность сохранилась и в 80-е годы, несмотря на то, что избыточная смертность несколько снизилась. Исключение составляют лишь евреи и армяне, у которых нет значимой сверхсмертности в трудоспособных возрастах. Отметим, что наибольшая смертность в трудоспособных возрастах наблюдается у русских (вероятность дожития от 20 до 65 лет в 1978-1979 гг. составляла 0,547, а в 1988-1989 гг. - 0,599) и казахов (соответственно 0,524 и 0,601), в то время как у евреев (0,731 и 0,736) и армян (0,699 и 0,709) она минимальна.

Рисунок 7а. Отношение возрастных коэффициентов смертности народов России к соответствующим коэффициентам смертности из модельных таблиц смертности Коула - Демени

Модельные таблицы смертности Коула - Демени 43, регион 'West'; для мужчин - уровень 21, ожидаемая продолжительность жизни при рождении 66 лет

Рисунок 7б. Отношение возрастных коэффициентов смертности народов России к соответствующим коэффициентам смертности из модельных таблиц смертности Коула - Демени

Модельные таблицы смертности Коула - Демени 43, регион 'West'; для женщин - уровень 23, ожидаемая продолжительность жизни при рождении 75 лет)

У женщин межэтнические различия по смертности в трудоспособных возрастах меньше, чем у мужчин. Худшие показатели наблюдаются у казашек (вероятность дожития от 20 до 65 лет в 1978-1979 гг. составляла 0,765, в 1988-1989 гг. - 0,800), а в конце 80-х, как ни странно, и у евреек (вероятность дожития в возрасте 20-65 лет была в 1988-1989 гг. 0,820), лучшие же показатели были характерны для армянок (соответственно 0,842 и 0,840) и татарок (0,834 и 0,851).

Данные переписи 1989 г. и микропереписи 1994 г. позволяют построить стандартизованные индексы смертности (СИС) за 1988-1989 и 1993-1994 гг. по более широкому кругу национальностей (табл. 2.10).

Таблица 2.10. Стандартизованные индексы смертности по национальностям России в 1988-1989 и 1993-1994 гг.

* Национальности, для которых расчет за 1988-1989 гг. выполнен только по автономной республике, в которой данная национальность является титульной.

Судя по полученным результатам, распределение народов по СИС в определенной мере совпадает с региональными группами. Самые низкие значения СИС наблюдаются у народов Северного Кавказа, самые высокие - у народов Сибири. Уместно вспомнить, что для всех народов Сибири традиционным основным занятием является скотоводство, в недавнем прошлом - кочевое и полукочевое. Возможно, именно для скотоводов-кочевников процесс модернизации проходил наиболее трудно (с этой гипотезой вполне согласуется тот факт, что среди народов Средней Азии самые высокие показатели смертности у скотоводов-кочевников туркмен).

Максимальный уровень СИС среди этнических групп России наблюдается у тувинцев. По данным переписи 1989 г. они составляют почти две трети населения Тувы в отличие от других народов Сибири, составляющих меньшинство населения своих автономных республик. Тува всегда была регионом не просто самой высокой смертности в России, а экстремально высокой, резко отличающейся от других территорий. Высокий уровень смертности от инфекционных заболеваний и болезней органов дыхания 52 подтверждает предположение о незавершенности в этой республике второй фазы эпидемиологического перехода, но очень высокий уровень смертности от несчастных случаев, отравлений и травм (в два с лишним раза выше среднероссийского уровня, также очень высокого) показывает, каким сложным образом проходит у тувинцев этот переход. Повышенная доля смертности от травм отмечается также у взрослых мужчин в Калмыкии и Якутии.

Наиболее простое объяснение низких СИС у народов Северного Кавказа - недоучет смертей. Это объяснение может быть подтверждено рядом фактов. Среди этих народов преобладают сельские жители - только у осетин, балкарцев и лакцев доля городского населения больше половины, у всех остальных она ниже, а среди самых многочисленного из народов Северного Кавказа - чеченцев горожан чуть больше четверти. Большинство народов Северного Кавказа - мусульмане, для которых характерны некоторые религиозные и социокультурные традиции, к которым относятся обычай быстрых похорон и нелюбовь к регистрации смертей. Эти народы (кроме осетин) отличаются относительно низким уровнем образования по сравнению с большинством населения России. Наконец, известно, что проводившиеся ЦСУ СССР в 80-х годах проверки полноты учета случаев смерти выявили в этом регионе России весьма значительный недоучет, особенно в сельских местностях.

И все же есть свидетельства в пользу того, что у народов Северного Кавказа действительно относительно низка смертность взрослых. У этих народов коэффициенты выживания между переписями выше, чем у других этнических групп. В республиках Северного Кавказа отмечается более низкая смертность в трудоспособных возрастах, хотя именно в этих возрастах недоучет смертей наименьший. Здесь самые низкие уровни смертности от несчастных случаев, отравлений и травм - т. е. от причин смерти, которые фиксируются, как правило, с большой точностью. Представляется, что смертность народов Северного Кавказа действительно ниже, чем у других народов России, хотя и не в такой степени, как это показывают официальные данные регистрации смертности. Очевидно, во многом ситуация здесь сходна с положением в Грузии и Армении, где младенческая смертность несколько выше, чем в славянских и прибалтийских регионах бывшего СССР, а смертность и мужчин, и женщин в остальных возрастах заметно ниже.

Достаточно резко различаются уровни смертности для разных народов Поволжья и Урала. СИС у коми, удмуртов, марийцев и особенно калмыков существенно повышен. В то же время у татар, башкир, мордвы и чувашей он несколько снижен. Для объяснения очень высокой смертности калмыков вновь уместно обратиться к особенностям их образа жизни, связанного с традиционным хозяйством. Этот народ, исповедующий буддизм, живет в нижнем Поволжье, на границе с Северным Кавказом, занимается скотоводством, в недавнем прошлом вел кочевой образ жизни в отличие от других народов Поволжья (кроме башкир), и это сближает его со скотоводами сибирских степей. Трудно объяснить различия в смертности других народов Поволжья и Урала. Выделим, пожалуй, татар и башкир как мусульманские народы с их традиционным запретом употребления вина. Хотя сейчас, особенно среди горожан, эти запреты потеряли былую силу, но, видимо, уровень потребления алкогольных напитков все-таки относительно ниже, чем у русских. Неплохо согласуется разница в смертности с делением народов Поволжья на языковые группы - у носителей финно-угорских языков (коми, удмуртов, марийцев) смертность выше, чем у носителей тюркских языков (чувашей, татар, башкир). Исключение из этой закономерности составляет финно-угорская мордва, но зато хорошо согласуется с ней повышенная смертность у карелов - северо-западных финно-угров. Впрочем, пока не вполне понятно, какие культурные особенности финно-угорских народов могут привести к повышенной смертности.

Обратимся далее к изменениям, происшедшим в начале 90-х годов (см. табл. 2.10). К сожалению, результаты, относящиеся к 1988-1989 и 1993-1994 гг., в этой таблице не вполне сопоставимы, так как индекс смертности за первый период для всех титульных национальностей республик в составе России, кроме татар, рассчитан только для территории соответствующей автономной республики, а не всей России.

Переходя к повышению смертности начала 90-х годов, следует еще раз вернуться к проблеме качества данных как микропереписи 1994 г., так и текущего учета смертности.

Во-первых, война в Чечне не могла не сказаться на качестве статистики смертности в соседних северокавказских республиках. Другими снижающими качество учета факторами были осетино-ингушский и грузино-осетинский вооруженные конфликты. Помимо многочисленных беженцев на качество учета влияла также возникающая в ситуациях конфликта слабость административных структур и недоверие населения к официальной власти.

Во-вторых, на территории России находится много беженцев и мигрантов из бывших республик СССР, статус которых до конца не определен. Многие из них не были учтены микропереписью, однако случаи смерти среди них попадали в текущую статистику. В такой ситуации индекс смертности может быть искусственно завышенным. Прежде всего это касается армян, у которых СИС вырос почти вдвое за пять лет, а также украинцев и белорусов, хотя и в меньшей степени.

Рост СИС мужчин и женщин в 1988-1989 и 1993-1994 гг. по этническим группам был достаточно согласованным. Величины повышения индекса смертности для разных народов России были относительно слабо связаны со стартовыми уровнями СИС. Коэффициент корреляции распределения национальностей по СИС в начале периода с распределением в конце периода равняется 0,6.

Если не учитывать сомнительные данные за 1993-1994 гг. по народам Северного Кавказа и армянам, то по приросту СИС с 1988-1989 по 1993-1994 гг. лидируют хакасы (соответственно в 2 и 2,5 раза у мужчин и женщин), марийцы (1,9 и 1,6), коми (1,8 и 1,4), тувинцы (1,6 и 1,5) и карелы (1,6 и 1,4). По росту СИС у мужчин русские находились на 16-м месте среди 26 народов, а по росту индекса смертности женщин - на 19-м.

Совершенно непонятны причины существенного снижения СИС у казахов и осетин. Возможно, произошли какие-то специфические изменения в регистрации, вызвавшие смещение числителя относительно знаменателя.

В заключение необходимо упомянуть об экстремальной смертности так называемых малочисленных народов Севера. Эти народы выделяются особым характером традиционного хозяйства, основанного на охоте, рыболовстве, оленеводстве, полукочевом или кочевом образе жизни, и могут быть отнесены к "четвертому миру". Несмотря на малую численность (все вместе они насчитывают около 185 тыс. человек по переписи 1989 г.), 26 аборигенных народов Севера заселили и обжили огромные холодные пространства севера Евразии. Районы их проживания занимают около 7 млн кв. км, что составляет больше половины всей территории России.

Специальные исследования позволяют построить таблицы смертности для аборигенов Севера 32. В 1978-1979 гг. их ожидаемая продолжительность жизни составляла 44,3 года у мужчин и 54,1 года у женщин, а в 1988-1989 гг. - соответственно 54 года и 65 лет. Таким образом, ожидаемая продолжительности жизни у аборигенов Севера в связи с антиалкогольной кампанией выросла более чем на 10 лет, что существенно больше, чем по стране в целом. Данные по Камчатской и Магаданской областям свидетельствуют, что в 1993-1994 гг. смертность аборигенов Севера вернулась к уровню конца 70-х годов, так как ожидаемая продолжительность жизни в этих двух областях составила всего лишь 45,4 и 45,9 года у мужчин и 55,2 и 55,5 лет у женщин. Среди аборигенов Севера высока младенческая смертность (30-35 на 1000), а также смертность от инфекционных болезней и болезней органов дыхания. Однако главные потери вызваны несчастными случаями и травмами, среди которых преобладают самоубийства и убийства. Те положительные изменения в санитарии и медицинском обслуживании, которые аборигенам Севера принесло социальное развитие, за последние 50 лет оказались почти полностью перечеркнуты ростом смертности от неестественных причин.

Если ранжировать народы России по уровню смертности, начиная с самых неблагополучных показателей смертности, этот ряд выглядит следующим образом: малые народы Севера - тувинцы - другие народы Сибири - калмыки и казахи - финно-угорские народы - русские - народы Поволжья (кроме финно-угорских) - восточно-славянские народы (кроме русских) - немцы - армяне - евреи - народы Северного Кавказа.

2.6. Различия по поколениям

Когортными эффектами смертности называют воздействие событий или условий, пережитых поколением в прошлом, на смертность этого поколения на протяжении дальнейшей жизни. Во многих европейских странах была выявлена повышенная смертность когорт, детство которых пришлось на годы войны или голода [49, 33, 23, 39, 90, 47, 56].

 История России в первой половине ХХ в. изобиловала катастрофическими событиями: Первая мировая война 1914-1918 гг., революция 1917 г., голод, эпидемии и Гражданская война в 1918-1922 гг., голод в 1933 г., Великая Отечественная война 1941-1945 гг. и массовые политические репрессии 30-50-х годов. Первые работы по идентификации когортных эффектов в смертности населения СССР и его республик были выполнены Б. Андерсоном и Б. Сильвером 24, а также Ф. Виллекенсом и С. Щербовым 93. Хотя использовались различные модификации APC-анализа 4, результаты оказались практически одинаковыми - были обнаружены значимые эффекты для когорт, рожденных во время войны и голода в первой половине 30-х годов. В этих исследованиях использовались коэффициенты смертности населения России по пятилетним возрастным группам в возрастах моложе 80 лет за 1959-1988 гг. В настоящее время спектр доступных для исследования данных значительно расширился. В настоящем исследовании используются однолетние коэффициенты смертности за период с 1959 по 1996 гг. Однако при работе с этими данными возникают три проблемы.

Наиболее серьезной является проблема ограниченности периода наблюдения. В идеале изучение смертности в когортах требует непрерывных рядов данных не менее чем за 100 лет. Мы же располагаем наблюдениями за период менее 40 лет. В результате для одних когорт можно проследить различия только в молодых возрастах, для других - только в средних, для третьих - лишь в старших. Таким образом, строго говоря, только соседние или достаточно близкие когорты являются сопоставимыми.

Вторая проблема связана с тем, что российские данные сгруппированы только по возрасту и календарным годам, а дополнительное разделение по годам рождения в них отсутствует. Поскольку каждому возрасту соответствуют две когорты родившихся (например, лица, которым было 40 лет в 1970 г., родились в 1929 или в 1930 г.), приходится использовать специальные приемы распределения возрастных чисел умерших между соседними когортами. Естественно, эта процедура несколько сглаживает истинную картину в случаях, когда годовые числа родившихся и/или умерших испытывают сильные колебания.

Третья проблема относится к возрастной аккумуляции. В старших поколениях числа умерших завышены в возрастах, кратных 10 и 5. В течение 60-80-х годов возрастная аккумуляция заметно ослабевала по мере увеличения доли лиц, возраст которых точно указан в паспорте (т. е. соответствует метрическим записям о рождении). В 90-х годах возрастная аккумуляция вновь несколько усилилась, по-видимому, в связи с увеличением числа умерших, личность которых точно не установлена. По-видимому, никакими формальными методами сглаживания идеально устранить искусственную аккумуляцию и получить действительное возрастное (когортное) распределение чисел живущих и умерших невозможно. Предыдущий опыт работы с данными по смертности показывает нецелесообразность предварительного сглаживания чисел умерших по шкале возраста до преобразования данных в когортный вид и получения на их основе показателей смертности (вероятности умереть). После получения когортных вероятностей смерти следует минимизировать случаи явного попадания волн возрастной аккумуляции в резонанс с колебаниями смертности по когортам.

На рис. 8a и 8б показаны вероятности смерти в различных возрастных интервалах по поколениям. Очевидно, что доминирующей тенденцией является увеличение смертности и соответственно снижение дожития поколений начиная с когорт 1915-1916 гг. рождения и вплоть до поколений, рожденных в годы Второй мировой войны у мужчин и у женщин, причем у первых она выражена сильнее. Кроме того, послевоенные поколения женщин демонстрируют тенденцию к некоторому снижению уровня смертности в молодом возрасте, а у мужчин она только растет.

Рисунок 8a. Вероятность умереть в интервалах возрастов от 20 до 30 лет, от 30 до 40 лет и от 40 до 50 лет по когортам родившихся

Рисунок 8б. Вероятность умереть в интервалах возрастов от 50 до 60 лет и от 60 до 70 лет по когортам родившихся

Кроме долговременного эпидемиологического кризиса, который отражается в трендах, представляют интерес и флуктуации, связанные с когортными эффектами. Судя по рис. 8, можно говорить о трех группах когорт повышенного риска смерти. Это лица, родившиеся в период около 1917 г., в первой половине 30-х годов и в первой половине 50-х. Сравнивая когорты с пиковыми уровнями смертности с когортами, появившимися на свет в более благоприятные годы, можно судить о силе когортных эффектов. У мужчин когорта 1917 г. в интервале возраста от 50 до 60 лет имела смертность на 15,3% выше, а в возрастах от 60 до 70 лет - на 9,7% выше, чем когорта 1911 г. рождения. Смертность когорты 1934 г. в интервале от 30 до 40 лет была на 16,9% выше, а в интервале от 40 до 50 лет - на 26,8% выше смертности когорты 1928 г. рождения. Для родившихся в 1942 г. смертность в интервале возраста от 20 до 30 лет оказалась на 20,8% выше, а в интервале от 30 до 40 лет - на 23,4% выше, чем для когорты 1938 г. рождения.

Похожая ситуация наблюдается и для женских поколений, хотя у них абсолютные перепады в смертности меньше, чем у мужчин. У когорты 1917 г. в возрастном интервале от 50 до 60 лет смертность была на 13,2% выше, а в возрастах от 60 до 70 лет - на 10,9% выше, чем у когорты 1911 г. рождения. Смертность когорты 1934 г. в возрасте от 30 до 40 лет оказалась на 6,3% выше, а в интервале от 40 до 50 лет - на 14,1% выше смертности когорты 1928 г. рождения. Для когорты 1942 г. рождения смертность в интервале возраста от 20 до 30 лет была на 5,0% выше, а в интервале от 30 до 40 лет - на 22,6% выше, чем у когорты 1938 г. рождения.

Все эти наблюдения лишь подтверждают и подкрепляют более ранние результаты других исследователей. Однако повышенная смертность в когортах 50-х годов рождения представляется неожиданной. Остается неясным, какой фактор оказался здесь решающим: чрезвычайно ослабленное здоровье поколений, родившихся в первое десятилетие после войны, или абсолютно неадекватное, не способствующее сохранению здоровья витальное поведение этих поколений.

П р и м е ч а н и я

1 Уровень реальной безработицы, рассчитанный по методологии МОТ.

2 Рассчитано на основе ежегодной статистической таблицы А03 Госкомстата России "Сведения о родившихся и умерших по национальности", где специально выделяются дети, рожденные от отцов "другой национальности".

3 Модельные таблицы смертности Коула - Демени представляют в обобщенном виде исторические данные о типичных возрастных кривых смертности экономически развитых стран. В данном случае из множества модельных таблиц смертности для сравнения выбираются таблицы, где значения ожидаемой продолжительности жизни близки к тем, которые наблюдаются в России сегодня. Рассматривается сходство или различие в характере распределения смертности по возрасту.

4 APC (age-period-cohort) анализ - разновидность регрессионного анализа, часто применяемая для оценки когортных эффектов. Строится регрессионная зависимость между коэффициентами или вероятностями смерти и псевдопеременными, представляющими календарный год, возраст и год рождения 94.

Источник: Неравенство и смертность в России: Коллективная монография / Под ред. В. Школьникова, Е. Андреева и Т. Малевой; Моск. Центр Карнеги. - М., февраль 2000. доступно на сайте Московского центра Карнеги http://www.carnegie.ru/ru/pubs/books/36266.htm#content


Возврат к списку


Поиск по сайту:

Ключевые слова:
 

Подобрать полис:

  Поиск полиса по страховому продукту
 

Новости 

Объявления страховых компаний 

 

Помощь консультанта 


Часто задаваемые вопросы


© 2006 LifeInsurance.ru
Использование текстов и фотографий с сайта допускается только с письменного разрешения Rambler's Top100 Страховой каталог INS.ORG.RU
  Разработка сайта:
Студия "Креативика"