Курсовая работа: Проблема смертности и продолжительность жизни

Низкая культура потребления алкоголя, массовое курение, в том числе распространенное среди женщин и подростков, огромное число искусственных абортов вместо современных средств контрацепции, пропаганда насилия и жестокости средствами массовой информации – все это важнейшие факторы, разрушающее здоровье нации и не способствующие росту средней продолжительности жизни (а также укреплению семьи и росту рождаемости).

4. Качество окружающей среды. Главные проблемы – следствие гипертрофированной военной экономики советского государства, в которой вопросам охраны окружающей среды уделялось мало внимания (как и здравоохранению, жизненному уровню народа и всем остальным жизненно важным аспектам). По данным сети мониторинга загрязнения воздуха в городах Российской Федерации, функционирующего уже около трех десятилетий, загрязнение атмосферы промышленными отходами наблюдается почти во всех крупнейших промышленных городах России (различается лишь степень загрязнения, которая, однако, всюду превышает предельно допустимые концентрации – ПДК). Концентрации вредных веществ в атмосфере превышают допустимые пределы в 5 раз в 150 городах России, в 10 раз – в 86 городах. По данным экологов, около половины населения России продолжают использовать для питья воду, не соответствующую гигиеническим требованиям по широкому спектру показателей качества воды. Почти все водоемы вблизи городов в той или иной степени загрязнены промышленными отходами в опасной для жизни и здоровья людей концентрации. Централизованным водоснабжением до сих пор пользуются лишь 68% сельских жителей России (47% населенных пунктов).

3. ОСНОВНЫЕ МЕТОДЫ ПОСТРОЕНИЯ ТАБЛИЦ СМЕРТНОСТИ

3.1 Построение полной таблицы смертности

Построение таблиц смертности является в принципе несложной, но достаточно трудоемкой вычислительной процедурой. Она включает в себя несколько этапов:

расчет значений исходного показателя для всех возрастов на основе данных статистики смертности (распределения умерших по возрастам);

если необходимо, обработку этого ряда значений для уст ранения искажений, вызванных возрастной аккумуляцией;

интерполяцию ряда значений для устранения возможных пропусков или экстраполяцию для расчета значений для самых старших возрастов;

вычисление остальных функций таблицы смертности.

Основная методическая проблема построения таблиц смертности, как уже говорилось, связана с переходом от реальных показателей повозрастной смертности к табличным вероятностям умереть в данном возрасте, т.е. от тх* к qx.

Методы построения таблиц смертности занимают большое место в демографии. Можно повторить уже сказанное выше, что история демографии в значительной мере совпадает с историей разработки и совершенствования этих методов.

Современные таблицы смертности рассчитываются с помощью т.н. косвенного, или демографического, метода. Демографический метод назван так потому, что в его основе лежат данные о повозрастной смертности, а также о возрастно-половой структуре населения, получаемые во время переписей и текущего учета. Косвенным этот метод назван, чтобы противопоставить его т.н. прямому методу, или, иначе, методу Р. Бека, основанному на непосредственном расчете показателей таблицы смертности в ситуации, когда известно распределение смертей на элементарные совокупности сетки Лексиса.

Исходным показателем здесь служит повозрастной коэффициент смертности, который приравнивается к табличному коэффициенту смертности (dx/Lx) и на основе которого определяются все функции таблицы смертности, начиная, разумеется, с вероятности умереть в возрасте х лет. Демографический метод позволяет строить таблицы смертности, наиболее адекватно отражающие ее уровень. При этом на величину итоговых показателей не влияют колебания чисел родившихся и умерших в годы, предшествовавшие расчету.

Проблема, связанная с переходом от повозрастных коэффициентов смертности к вероятностям смерти на возрастном интервале (х, х+п) лет, состоит в том, что первые, как известно, рассчитываются по отношению к общему числу человеко-лет, прожитых населением на этом возрастном интервале, или к его приближению, т.е. среднегодовому населению. Вторые же рассчитываются по отношению к численности населения в начале возрастного интервала. Чтобы построить таблицу смертности, надо установить соотношение между ними, т.е. между тх и qx. Иначе говоря, нужно перейти от тхк qx6.

Пусть Nx- число доживающих до возраста х лет в реальном населении. Из этого числа до следующего возраста х+1 лет не доживет Dx.

Вместе с тем повозрастной коэффициент смертности тхравен отношению Dx к числу человеко-лет, прожитых Nx в течение интервала (х, х + 1). Это число человеко-лет, в свою очередь, равно сумме двух слагаемых:

Первое слагаемое - это (Nx - Dx, т.е. число человеко-лет, прожитых на этом интервале возраста теми, кто дожил до возраста (х, х + 1).

Второе слагаемое - это число человеко-лет, прожитых на этом интервале возраста теми, кто не дожил до возраста (х, х + 1), т.е. умер на этом интервале возраста. Это число равно a'x-Dx.

Последнее выражение есть знакомая формула расчета повозрастного коэффициента смертности.

Решим уравнение

Рх = (NX -Dx) + a'x Dx

относительно Nx:

Nx=Px+(1-a'xDx)

Подставим это выражение в приведенную выше формулу для qx.

Если числитель и знаменатель этого выражения разделить на Рx, то получим искомое базисное соотношение между qx и тх:

Величины а0 а1...варьируют от страны к стране в зависимости от уровня смертности. Для развивающихся стран, в которых смертность высока, обычно принимается а0 - 0,3, a1 - 0,4 и 0,5 для всех остальных. Там же, где смертность низка, наилучшей величиной для а0 является 0,1. В целом выбранная величина не является критичной, за исключением а0. Более того, существует альтернативный путь определения q0 без использования вышеприведенной формулы. Речь идет о простом приравнивании q0 к коэффициенту младенческой смертности. Newell С. Methods and Models in Demography. London. 1988. P. 69.

Приведенное выше уравнение является фундаментальным для построения современных таблиц смертности. Зная все qx и выбрав корень таблицы смертностиl0, можно, используя приведенные выше соотношения между ними, построить все остальные функции таблиц смертности.

3.2 Построение краткой таблицы смертности

Идея и метод построения краткой таблицы смертности аналогичны только что рассмотренным для полных таблиц смертности. Разница только в длине возрастного интервала. Длина типичного -того интервала возраста (хi,xi+l) в кратких таблицах равна ni = xi+1- xi, т.е. превышает 1 год. Чаще всего она равна 5 годам. Существенным элементом здесь является средняя доля этого интервала, прожитая теми, кто умер в этом возрастном интервале.

Эта доля, обозначаемая аi,является обобщением рассмотренной выше доли а'х последнего года жизни. Определение этой доли является отдельной задачей, которая может решаться по-разному. Одно из возможных решений приведено во вставке на этой странице. В целом, к счастью, за исключением самых молодых возрастов, выбор величины ai не является критичным для построения кратких таблиц смертности. Обычно конвенционально принимается, что a0 = 0,1 для стран с низкой смертностью и 0,3 - для стран с высокой смертностью. Все прочие значения этого параметра принимаются равными 0,4 для всех остальных возрастных интервалов7.

Вместе с тем, как показал Чин Лонг Чань8, величина ai не зависит от конкретных значений коэффициента смертности в год, для которого рассчитывается краткая таблица смертности, а определяется лишь тенденцией изменения вероятности смерти внутри возрастного интервала (хi, xi+l) и может быть рассчитана на основании данных об одногодичных вероятностях смерти. Наличие специальных компьютерных программ построения таблиц смертности делает расчет этого параметра тривиальной задачей.

Задача построения всех функций таблицы смертности по возрастным коэффициентам смертности jn (x), которые считаются равными табличным, на практике очень важна. Для ее решения надо решить специальное уравнение 1(х+п) - 1(х) - = -nm(х)nLp которое называется основным уравнением таблицы смертности. Существуют различные методы решения этого уравнения. Я укажу простейший.

Формула для вероятности умереть на возрастном интервале (xj, xi+1) лет аналогична формуле для полных таблиц смертности.

Эта формула построена при предположении, что внутри возрастного интервала (х + п) вероятность смерти или постоянна, или меняется линейно (в возрастных интервалах 0-1 год и 1- 4 года). Если же гипотеза линейности не принимается, то используют альтернативную формулу Гомперца (1825) и Фарра (1864), в которой гипотеза линейности заменяется гипотезой экспоненциального изменения вероятности смерти на возрастном интервале (х + п) лет. Соответственно, nqx = 1 - nрх.

Для возрастного интервала 0 - 1 год как альтернатива иногда просто приравнивают q0к коэффициенту младенческой смертности.

Все прочие функции краткой таблицы смертности рассчитываются исходя из вычисленных ai,qiи корня таблицыl0.

Числа умирающих (di) на возрастном интервале (xi, xi+l) лет из числа доживающих до точного возраста xi+1лет рассчитываются по формулам:

di = l iqi; иli+1 = li - di, где i=0, 1, 2, 3,..., w - 1.

Число человеко-лет, прожитых на возрастном интервале (xi, xi+l) лет, или число живущих на этом интервале, при принятии гипотезы линейности равно: Li = ni(li - di) + ai ni di, гдеi= 0,1,2, 3,..., w - 1. Если же принимается экспоненциальная гипотеза, то для возрастного интервала 0 - 1 год используется альтернативная формула.

И для возрастного интервала 1 - 4 года:

4 l1 = 1,704 li + 2,533 l5 -237 l10.

Покажем на примере данных о повозрастной смертности мужчин в России в 1997 г, процедуру расчета краткой таблицы смертности мужского населения Примем при этом гипотезу линейности, а также значения параметра аi, равные его величинам по таблице смертности для всего населения США 1960 г., поскольку тогдашний уровень смертности в этой стране довольно близок нынешнему ее уровню в России. Средняя ожидаемая продолжительность жизни для обоих полов в 1960 г. в США равнялась примерно 70 годам, а уровень младенческой смертности - 26,8%о9.

В России средняя ожидаемая продолжительность жизни для обоих полов в 1997 г. была равна примерно 67 годам, а уровень младенческой смертности-17,2%о.

Рассчитаем краткую таблицу смертности с помощью нижеследующей пошаговой процедуры.

Шаг 1. Рассчитываем длину возрастного интервала (xi, xi+1), Для интервала 0-1 год она равна 1 году; для интервала 1-4 года она равна 4 годам; для всех прочих - 5 годам. Эту же величину (5 лет) мы условно принимаем и для последнего открытого интервала 85 лет и старше. Хотя знание точного возраста смерти в самых старших возрастах позволяет более точно оценить его длину. Однако для описываемой процедуры длина открытого интервала не играет никакой роли.

Шаг 2. Переводим значения повозрастных коэффициентов смертности из промилле в относительные доли единицы.

Шаг 3. Учитывая величину параметра аi, определяем qi- вероятность умереть на возрастном интервале (хi, xi+l). При этом для интервала 0-1 год принимаем значение q0, равное коэффициенту младенческой смертности.

Шаг 4. С помощью итеративного процесса рассчитываем числа умирающих (di) на возрастном интервале (xi, xi+l) и числа доживающих (li) до точного возраста х лет. При этом l0 принимаем равным 10 000 (учитывая точность повозрастных коэффициентов смертности); d0= lOq0 и 11= l0 - d0. Затем вся процедура повторяется для каждого возрастного интервала (xi, xi+l), кроме последнего открытого интервала 85 лет и старше. На этом интервале вероятность смерти равна единице, поэтому d18 = l18.

Шаг 5. Рассчитываем по приведенным выше формулам числа живущих (Li) на возрастном интервале (xi, xi+1). Для последнего открытого возрастного интервала 85 лет и старше эта величина равна: L18 = l18/m18, где m18 - повозрастной коэффициент смертности для этого возрастного интервала.

Шаг 6. Рассчитываем общее число человеко-лет, которое предстоит прожить дожившим до начала возрастного интервала (xi, xi+1) лет (до точного возраста х лет). Эта величина равна сумме всех Li от i до w (в данном случае до 18).

Шаг 7. Разделив Liна li, получим среднюю ожидаемую продолжительность предстоящей жизни для дожившего до начала возрастного интервала (xi,xi+1) лет (до точного возраста х лет), еi.Построение краткой таблицы смертности закончено.

В предпоследней колонке таблицы приведены официальные данные о величине ei, опубликованные в Демографическом ежегоднике РФ 98, а в последней - разность значений этого показателя, рассчитанных нами, и официальных. Как видно, они близки друг к другу, хотя наш расчет показал несколько большие, чем официальные, значения средней ожидаемой продолжительности жизни для возрастов от 0 до 59 лет. Для старших же возрастов, напротив, расчетные значения меньше официальных. Полного совпадения не может быть, поскольку официальные данные рассчитываются по полным таблицам смертности.

В современных условиях расчет таблиц смертности, как кратких, так и полных, значительно упростился и стал гораздо менее трудоемким, чем ранее. Разработаны специальные пакеты программ и электронные таблицы, позволяющие все процедуру расчета таблиц смертности свести к простому вводу ее повозрастных коэффициентов и некоторых других параметров. Примером таких пакетов является Mort-Pak, примером электронных таблиц - LTPOPDTH и LTMXQXAD из комплекта PAS1.

4. СТАНДАРТИЗАЦИЯ КОЭФФИЦИЕНТОВ СМЕРТНОСТИ

Величина общих коэффициентов смертности, будучи свободной, от влияния абсолютной численности населения, тем не менее, зависит от структурных факторов, т.е. от соотношения численностей мужского и женского населения, городского и сельского населения, состоящих и не состоящих в браке и т.д. Одним из наиболее сильных факторов, оказывающих влияние на величину общих коэффициентов, является возрастная структура населения. Сказанное здесь касается общих коэффициентов и для других демографических процессов.

Влияние структурных факторов на величину общих коэффициентов можно проиллюстрировать следующим гипотетическим примером, в котором рассматриваются три страны с одинаковыми по численности, но имеющими разную возрастную структуру населениями В странах А и В - одинаковые повозрастные коэффициенты смертности. Однако в стране А общий коэффициент смертности в полтора с лишним раза больше, чем в стране В. Это является прямым результатом того, что страна А имеет более высокую долю детей в возрасте 0-4 года. Для этой группы свойственны повышенные значения повозрастных показателей смертности (особенно в группе 0 лет).

С другой стороны, страны В и С имеют одинаковые величины общих коэффициентов смертности, но существенно разные повозрастные коэффициенты. В стране С гораздо выше доля населения в старших возрастах (где можно было бы ожидать более высоких показателей смертности). Однако в этой стране показатель повозрастной смертности для старших возрастов в два раза меньше, чем в странах А и В. Благодаря этому страна С, хотя в ней более старое население, имеет общий коэффициент смертности такой же, как и страна В.

Ясно, что напрямую сопоставлять данные об общих коэффициентах смертности в этих условных странах невозможно. И в целом действие структурных факторов является одной из причин, делающих практически несопоставимыми данные о демографических показателях разных территорий или различных периодов (если по прошествии времени произошли значительные изменения различных структур населения).

Поэтому приходится использовать различные методы, позволяющие устранить искажающее влияние структурных факторов, прежде всего возрастной структуры. Одним из таких методов является использование специальных и частных коэффициентов, на которые структурные факторы не влияют или влияют гораздо в меньшей степени.

Еще одним способом устранения влияния структурных факторов и является стандартизация демографических коэффициентов. Метод стандартизации был предложен и впервые применен в анализе смертности английским статистиком и демографом У. Фарром (W. Farr, 1807-1883).

Применение стандартизации основано как раз па разложении общих коэффициентов на сомножители, выражающие, с одной стороны, интенсивность демографического процесса, а с другой, численность или долю соответствующего субнаселения во всем населении.

Общие коэффициенты суть взвешенные суммы частных или специальных. При этом частные или специальные коэффициенты характеризуют интенсивность процесса (или, что то же самое, соответствующее среднее поведение), а веса, которыми являются численности или доли соответствующих субнаселений, характеризуют структурный фактор.

Суть стандартизации заключается в том, что реальные общие коэффициенты сравниваются с показателями некоторого условного населения, которое получается, если проделать следующее.

Интенсивность демографического процесса в некотором населении (реальном или искусственно сконструированном) или его структура принимается за стандарт*. Затем для каждого из сравниваемых населений рассчитывается стандартизованный общий коэффициент, который показывает, какими были бы общие коэффициенты рассматриваемого процесса в данном населении, если бы интенсивность этого процесса в нем или его структура были бы такими же, как и в населении стандарта. При этом, в зависимости от того, что именно принимается за стандарт (интенсивность или структура), применяют различные методы стандартизации.

Наибольшее распространение имеют прямая стандартизация, косвенная и обратная, к рассмотрению которых мы и переходим. Покажем суть этих методов на примере стандартизации общих коэффициентов смертности.

Методы стандартизации

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

Отсюда CMRcmаm = CMR0-Iпр, где CMRcman - стандартизованный общий коэффициент смертности; CMR0- общий коэффициент смертности стандарта.

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

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

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

Все сказанное можно выразить в виде следующей формулы:

где 1косв- индекс косвенной стандартизации; Pх1- возрастная структура реального населения, выраженная в абсолютных величинах или долях; тх0- повозрастные коэффициенты смертности в стандартном населении и тх1- повозрастные коэффициенты смертности в данном населении.

Отсюда CMRcman - CMR0 - 1косв, где CMRcman - стандартизованный общий коэффициент смертности; CMR0- общий коэффициент стандарта смертности.

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

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

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

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

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

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

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

5. ЭКОНОМИЧЕСКИЕ АСПЕКТЫ БОРЬБЫ ЗА СНИЖЕНИЕ СМЕРТНОСТИ И УЛУЧШЕНИЯ ЗДОРОВЬЯ НАСЕЛЕНИЯ В РОССИИ

В начале 90-х годов Россия вступила в полосу острейшего демографического кризиса. Численность населения РСФСР на период распада СССР составляла 149 млн. человек. С середины 1991 г. смертность в России впервые за последнее столетие превысило рождаемость (рождаемость 0,93%, смертность 1,5%, разница между ними – минус 0,57%). Это уже не естественный прирост, а «убыль» населения.

В России материнская смертность выше в 10 раз, чем в Европе, детская - выше в 2,5 раза. И эти потери продолжаются.

Сегодня Россия ежегодно теряет по 1 млн. человек. Год – и населения Курской области нет, год – и населения Хабаровского края нет. Особенно катастрофична ситуация в так называемых «русских» краях и областях. Теоретически стало возможно рассчитать день, когда над последним русским закроется крышка последнего гроба.

 Причин демографического кризиса в России много, среди них можно назвать:

 1) уменьшение продолжительности жизни Средняя продолжительность жизни в нынешней России составляет 57,7 - лет для мужчин и 71,2 года для женщин. Сравним: для США, Канады, Франции, Германии и других развитых стран мира эти показатели равны соответственно: 73-74 года и 79-80 лет. А для Японии-чемпиона по долгожительству – 75,90 и 81,6 лет. Итак, наши мужчины сегодня живут в среднем на 16 лет меньше, а женщины на 8 лет меньше, чем на Западе. Особенно тревожен разрыв между сроками жизни противоположных полов, более 13 лет. Такого нет, и не было нигде. «Нью-Йорк Таймс» пишет, что Россия стала первой промышленно развитой страной, пережившей столь резкое сокращение населения в условиях, когда не было нигде

2) Падение рождаемости. В 1993 году рождаемость упала по сравнению с предшествующим годом на 15% и достигла 9,0 родившихся на тысячу человек.

Сейчас мы наблюдаем тенденцию к снижению количества детей в семье. По данным Госкомстата большинство россиян в наши дни считает наиболее приемлемым иметь одного ребенка.

До сих пор в сельской местности рождаемость детей в значительной степени больше по сравнению с рождаемостью в крупных городах, несмотря на то, что социально-экономическая обстановка привела к неуправляемости процесса урбанизации во многих странах, в том числе и России. Процент городского населения в отдельных странах равен: Австралия –75; США – 80; Германия – 90. Помимо крупных городов – миллионеров быстро растут городские агломерации или слившиеся города.

По данным 1999г смертность составила 16,6 умерших на 1000 человек.

Сравним: в США – 9,0 человек, при том что продолжительность жизни там составляет 72 года, в России лишь 57,7 лет.

3) Увеличение количества абортов. Аборты – одна из главных причин низкой рождаемости и отрицательного естественного прироста населения. Число абортов на тысячу женщин детородного возраста составляет в России 83. А что на Западе: Германия – 5,1; Австрия – 7,7; Франция – 13,8. Этот список можно продолжить, что не изменить сути, среди стран Западной Европы мы остаемся безусловными лидерами по числу абортов, причем наш отрыв остальных просто потрясающ. Такое огромное количество абортов в нашей стране связано, прежде всего с экономической ситуацией в сегодняшней России. Вот уже на протяжении нескольких лет наша страна находится в условиях социально-экономического кризиса, что и является причиной такого демографического явления, как аборты. В большинстве своем аборты делают женщины в возрасте от 16 до 25 лет, т.к. этот социальный слой находится в наиболее неблагоприятном материальном положении.

4) Увеличение детской смертности.

Пугает статистика младенческой смертности в России. Этот показатель равен 18,6; т.е. 18-19 смертей возраста до одного года на 1000, родившихся живыми. Сравним: в США умирают 5 новорожденных из 1000, в Канаде и Японии – 7, в наиболее развитых странах Западной Европы – от 6 до 8. В современной России младенческая смертность почти в 3 раза выше, чем в цивилизованном мире.

 5) Рост самоубийств. На численность населения России, хотя и в незначительной степени, влияет процент самоубийств. Резкое увеличение числа самоубийств в период с 1992г. по 1995г. объясняется кризисным развитием экономики страны и падением производства, а так же резким ухудшением социально-экономического состояния России. Заметим, что Россия находится в первой десятке стран с наивысшим процентом самоубийств.

Также ужасающ процент криминальных преступлений, в частности убийств, по количеству которых мы уже приближаемся к США, которые являются явными лидерами в этой области. Убийства влияют не столько на демографическое состояние России, сколько на социальное.

6) Миграция. Все мы знаем о таком явлении, как миграция – перемещение населения.

Большие по объему перемещения населения наблюдались в годы войны и в первые послевоенные годы. Так, в 1941-1942гг из районов, которым угрожала оккупация, было эвакуировано 25 млн. чел.

В 1968-1969гг переменили постоянное место жительства 13,9 млн. чел, причем 72% мигрантов были в трудоспособном возрасте.

Сейчас потоками перемещения населения стала миграция из села в город.

Общий объем перемещений населения на новое место жительства достаточно велик. В последние годы процесс интеллектуальной эмиграции, или, как его еще называют, “утечка умов”, приобрел в России такие масштабы, что угрожает существованию и развитию целых направлений науки, вызывая многие негативные социальные и экономические последствия для Российского общества. В 90-х годах из России ежегодно эмигрируют по 110-120 тысяч ученых, врачей, инженеров, музыкантов.

В течение последних лет ежегодно выезжает около 100-120 тысяч человек. Желающих, конечно, значительно больше, но страны- реципиенты (получатели) сдерживают и растягивают во времени их приток. Однако, надо учитывать, что доля лиц с высшим образованием среди выезжающих по этому каналу почти в 20 раз выше, чем по России в целом. Эмиграция ученых и специалистов высокой квалификации имеет последствием еще один качественный аспект: эмигрируют, как правило, наиболее талантливые и активные люди в трудоспособном возрасте. Россия в 2000-2004 годах потеряла не менее 0,6 млн. специалистов. Происходит как бы экспорт интеллекта, отчего средний уровень интеллекта в стране снижается.

 7) Экономическая нестабильность

8) Войны

9) Болезни

10) Наркомания и алкоголизм

11) Отсутствие планомерной демографической политики

20 лет назад было принято последние постановления направленное на повышение рождаемости и улучшение воспитания подрастающего поколения. Приверженность духу и целям Каирской конференции была засвидетельствована (на сессии Генеральной Ассамблеи ООН по проблемам народонаселения в Нью-Йорке в июле 1999г.) не только в выступлении вице-премьера В.И. Матвиенко, но и в национальном докладе, представленном на эту сессию Россией. Все шесть национальных приоритетов демографической политики РФ включенной в себя планирование семьи:

1. Улучшение репродуктивного здоровья.

2. Пропаганда здорового образа жизни.

3. Моральное поощрение ответственного рождения ребенка.

4. Снижение материнской смертности.

5. Обеспечение адресной поддержки малообеспеченных семей с детьми и отдельных категорий населения, нуждающихся в особой социально защите.

6. Содействие адаптации мигрантов.

Правда, среди этих приоритетов нет ни слова об увеличении рождаемости.

В программном послании президента Путина Федеральному собранию прозвучал тезис о серьёзности и даже катастрофичности демографической ситуации в стране.

Недавно была опубликована «Концепция демографической политики России до 2015 года», она разработана под руководством одного из ведущих наших демографов – Л. Рыбаковского. Правительство одобрило в основном концепцию демографической политики до 2015 года. Правда, на брифинге после окончания заседания кабинета министру труда и социального развития Александру Починку было гораздо легче говорить о тяжелой демографической ситуации в сегодняшней России, чем приводить конкретные данные о способах ее решения.

Сейчас в стране на одну семью приходится 1,1 ребенка, в то время как для простого воспроизводства населения необходимо 2,5. На фоне низкой рождаемости наблюдается рост смертности от алкоголизма, несчастных случаев и низкого качества медицинских услуг. Убыль трудоспособного населения к 2015 году составит 7,4 млн. человек. Минтруд - основной разработчик концепции - предполагает исправить положение с помощью различных мер по стимулированию рождаемости (ссуды на жилье для молодых семей), сокращению количества травм на производстве и т. д. Еще одним инструментом решения проблемы может стать продуманная миграционная политика, предполагающая ужесточение процедуры предоставления российского гражданства. Впрочем, достаточно понятно, что какой-либо специальной демографической политикой проблемы не решить. И состояние медицины, и количество детей, которое может себе позволить средняя российская семья, напрямую зависит от общей экономической ситуации в стране. По словам Александра Починка, в следующие бюджеты России необходимо закладывать более высокие темпы роста зарплаты в государственном секторе. Вообще же деньги на реализацию демографической концепции найти будет нелегко. На весь комплекс мероприятий необходимо 450 млрд. руб., а все социальные расходы 2004 года составили 270 млрд. руб. От концепции до политики дистанция огромного размера.

ЗАКЛЮЧЕНИЕ

Тенденции смертности не дают оснований для оптимизма. Затяжной, длящийся несколько десятилетий кризис смертности и предопределявшие его факторы создали инерцию, преодолеть которую будет очень сложно. Конечно, экономические и политические реформы постепенно меняют ситуацию и создают новые побуждения и возможности борьбы с ненормально высокой для конца XX в. российской смертностью, позволяют надеяться па рост направляемых на эту борьбу ресурсов и относительную эффективность рыночных механизмов их использования. Но пока реформы идут медленно и болезненно, а их влияние на смертность противоречиво. Поэтому и все имеющиеся прогнозы изменений смертности в России на ближайшие десятилетия весьма пессимистичны. Даже в наиболее благоприятных сценариях, как правило, не предполагается достижения нынешнего уровня западных стран (ожидаемая продолжительность жизни мужчин 72-75 лет, женщин-78-81 год) и через 10-20 лет.

Нуждаются в уточнении приоритеты в области здоровья и смертности. Конечно, среди них остается борьба с сердечно-сосудистыми заболеваниями, особенно с ишемической болезнью сердца и нарушениями мозгового кровообращения, служащими одной из главных причин избыточных смертей в возрастах до 70 лет, ибо, как показывает мировой опыт, они вполне могут быть оттеснены к более поздним возрастам. Но должно быть найдено и четко обозначено место и для борьбы с заболеваемостью, инвалидностью и смертностью от внешних причин – несчастных случаев, отравлений, травм и причин насильственного характера, особенно среди мужчин, у которых вызванная этими причинами избыточная смертность даже выше, чем от болезней системы кровообращения. К числу приоритетных следует отнести и меры, направленные на борьбу с выходящими из-под контроля инфекционными заболеваниями, такими, как туберкулез или сифилис, а также СПИД. С точки зрения смертности, влияние этих заболеваний пока невелико, однако их влияние на здоровье населения и их способность к быстрому распространению требуют безотлагательных и решительных мер. К числу главных приоритетов следует отнести разработку и реализацию комплекса мер по резкому улучшению здоровья и сохранению жизни рождающихся детей.

ЛИТЕРАТУРА

1.  Население России. 1999. Седьмой ежегодный демографический доклад// М., 2000.

2.  Демографическая катастрофа в России: причины, механизм преодоления. - М., 2003.

3.  Статистика населения с основами демографии: Учебник/ Г.С. Кильдишев. - М., 1990.

4.  Эволюция смертности женщин от травм и отравлений в некоторых регионах России в период экономических реформ / Семенова В.Г., Варавикова Е.А., Гаврилова Н.С., Евдокушкина Г.Н., Гаврилов Л.А. // Профилактика заболеваний и укрепление здоровья. - М., 2002. № 3.

5.  Особенности формирования территориальных различий смертности населения /Вирганская И.М., Дмитриев В.И. // Терапевтический архив. 1992. № 2.

6.  Возможные причины колебаний продолжительности жизни в России в 90-ые годы. /Андреев Е.М. // Вопросы статистики. 2002 № 11.

7.   Бирюков В.А. Сверхсмертность мужская. Вишневский А.Г. Смертность. Демографический энциклопедический словарь. М.: Советская энциклопедия, 1985.

8.  http://www.gks.ru

9.  http://demografia.km.ru