О влиянии отдельных причин смерти на смертность в рабочем возрасте[1][2]

Ю.А. Корчак-Чепурковский

Задачи статистики причин смерти в рабочем возрасте

Одной из важнейших задач советского здравоохранения всегда было и остается оздоровление контингентов, занятых общественно необходимым трудом. Для организации плановой борьбы, направленной на снижение заболеваемости, смертности и увеличение долголетия, могут быть использованы самые разнообразные санитарно-статистические материалы.

Еще в дореволюционный период передовыми земскими и городскими санитарными статистиками создана была в нашей стране статистика так называемой общей болезненности или заболеваемости населения. С большим запозданием по сравнению с другими капиталистическими государствами, после принятия закона 1912 г. о страховании рабочих, стала возможной и в царской России статистика пособий по временной нетрудоспособности. И наконец, только при Советской власти возникла у нас статистика социального обеспечения временно нетрудоспособных и инвалидов. Для этой же цели большое и самостоятельное значение приобретает и статистика причин смерти, также в основном организованная у нас только после Октября.

Практические возможности использования всех этих материалов в целях здравоохранения в значительной мере зависят от самой природы тех или иных статистических источников. Так, статистика «общей болезненности» учитывает сравнительную частоту различных нарушений нормального состояния здоровья и классифицирует их по отдельным видам заболеваний. Однако по существу она не располагает никакими дополнительными критериями для группировки заболеваний по степени их важности, т.е. не учитывает ни опасности болезни для жизни заболевшего, ни оставляемых ею длительных или преходящих последствий, ни индивидуальных особенностей проявления одной и той же болезни у разных людей. Единица счета — каждый отдельный случай заболевания.

Статистика заболеваемости с временной утратой трудоспособности пытается глубже подойти к качественному освещению болезненности, отметая прежде всего те случаи заболевания, которые не нарушают существенным образом способность больного продолжать свою обычную производственную деятельность. Кроме того, эта статистика в качестве показателя серьезности заболевания располагает количественным критерием — длительностью временной потери трудоспособности. Единицей счета является уже не просто случай заболевания определенной болезнью, а и количество потерянных в результате этой болезни трудовых дней.

Промежуточным звеном между этими двумя видами медико- санитарной статистики является сравнительно малоразвитая больничная или клиническая статистика. В отборе больных для госпитализации играет роль целый ряд привходящих обстоятельств, влияющих на круг лиц, охваченных больницей. Непосредственно производственные факторы в меньшей степени поддаются здесь учету, чем в статистике заболеваемости с временной потерей трудоспособности. Зато больничная статистика располагает по сравнению с общей статистикой болезненности дополнительными количественными показателями — длительности стационарного лечения и частоты смертельных исходов, дающими материал для характеристики средней тяжести заболевания отдельными болезнями.

Статистика наступления стойкой или даже безвозвратной полной потери трудоспособности или ее частичного снижения представляет существенное дополнение к статистике временной утраты трудоспособности. Учитывая возраст наступления инвалидности в результате того или иного заболевания, она могла бы помочь в выяснении размера ущерба, причиняемого трудовому коллективу наступлением инвалидности значительно ранее того срока, который связан с неизбежным старением организма и смертью. Одинаковый количественный критерий - потерянные годы трудоспособной жизни - роднит эту отрасль статистики со статистикой причин смерти, для которой возраст смерти являлся основным группировочным признаком. К сожалению, этот социально-гигиенический аспект в нашей практике был отодвинут на второстепенное место, и преимущественно изучалась длительность пребывания на социальном пособии (до смерти), что имеет особо важное значение для планирования средств, отпускаемых на социальное обеспечение.

Наконец, немаловажное значение для практики здравоохранения может иметь и рационально используемая статистика причин смерти лиц работоспособного возраста. Ценность ее заключается в том, что она объективно учитывает, какие именно заболевания принесли невосстановимый ущерб трудовому коллективу, и позволяет измерить относительное значение причиняемого каждой болезнью урона. Таким образом, она, во-первых, указывает, на борьбу с какими болезнями следует прежде всего направлять основные усилия, а во-вторых, при систематическом наблюдении за движением уровня смертности от этих болезней с ее помощью можно судить об эффективности мероприятий, применявшихся в борьбе с ними. Положительной стороной этой статистики является также и то, что она в значительной мере свободна от влияния меняющихся определений трудоспособности (зависящих от законодательства, директивных указаний и эволюции медицинских воззрений), и поэтому данные ее более сравнимы во времени. Конечно, и для нее полная сопоставимость нарушается изменениями точности врачебной диагностики и достоверности статистических разработок.

Высказанные здесь соображения не следует, конечно, понимать как попытку обесценить значение остальных указанных выше санитарно-статистических источников. Изучение одной только смертности не может заменить изучения заболеваемости и конкретных лечебных и профилактических мероприятий, так как смерть является последним, завершающим этапом безрезультатного иногда применения медицинских знаний. Нужно отметить, что в настоящее время для всех видов статистики расширяется круг наблюдений (например, налаживается изучение временной нетрудоспособности не только рабочих и служащих, но и колхозников и т.п.), что, безусловно, принесет новые положительные результаты.

Целью этого небольшого очерка является освещение методики исследования статистики причин смерти в работоспособном возрасте для вывода научно обоснованных синтетических показателей для здравоохранения. Эта методика имеет также значение и для лиц, изучающих экономику труда. Конкретные числовые примеры, приведенные в этой работе, носят преимущественно иллюстративный характер, так как отражают давно пройденный этап советского здравоохранения. Они, однако, могут приобрести новое актуальное звучание в случае сопоставления с аналогичными исчислениями по новейшим первичным данным.

Считаю не лишним также отметить, что дальнейшее внедрение разработанной демографами методики таблиц дожития в изучение не только смертности, но и заболеваемости и болезненности, безусловно, является желательным и может обогатить исследователя новыми, полезными приемами и дать более значимые результаты.

При изучении смертности в рабочем возрасте по отдельным причинам весьма существенное значение имеют три момента: относительная распространенность данного заболевания среди изучаемого коллектива; степень опасности для жизни заболевшего (смертельность болезни); возраст, в котором болезнь приводит к летальному исходу.

Последний пункт требует, по-видимому, небольшого разъяснения. Для определения величины ущерба, причиняемого той или иной болезнью, большое значение имеет, «выхватила» ли она свою жертву в начальном периоде работоспособности или уже в пожилом возрасте, в котором трудоспособность уменьшается. Ясно, что в первом случае при прочих равных условиях трудовому коллективу наносится больший ущерб. Это обстоятельство должно быть учтено при выборе методики измерения смертности.

Прежде всего приходится определять границы трудоспособного возраста. Нижняя граница в значительной степени определяется общественными условиями труда. Общеизвестно, какие большие усилия со стороны пролетариата потребовались в капиталистическом обществе для того, чтобы добиться законодательного запрещения детского труда. В социалистических странах возраст начала трудовой деятельности постепенно повышается, так как ему предшествует период обучения, притом не только общеобразовательного, но и профессионального (в частности, если речь идет о получении высшего образования, то начало трудовой практической деятельности отодвигается за 20 лет). Еще менее определенным является верхний возрастной предел трудоспособности. В законодательных актах о страховании по старости и в статистической практике такая граница чаще всего проводится в пределах 60-65-70 лет, а для женщин иногда снижается до 55 лет. Здесь наблюдаются противоположные тенденции: стремление отодвинуть границу возможно выше в капиталистических странах, чтобы максимально урезать пенсионные пособия; снизить ее в социалистическом обществе, чтобы гарантировать получение пособий даже лицам, преждевременно постаревшим и утратившим трудоспособность.

При изучении заболеваемости вопрос о возрастных границах может быть обойден в тех случаях, когда объектом изучения выбираются те или иные производственные коллективы, так как решающим является принадлежность к ним независимо от возраста. При изучении смертности такой прием не может быть оправданным, так как смерти часто предшествует более или менее длительная потеря трудоспособности и инвалидность, вызванная болезнью. Именно поэтому приходится останавливаться на каких-то определенных возрастных границах, несмотря на их условность. В дальнейшем принят возраст 15-60 лет, который чаще всего применяется в статистической практике и обычно может быть выделен в имеющихся статистических разработках по возрастному признаку. Например, в изданиях ООН в соответствии с традициями англо-американской статистики, применяющей десятилетние группировки типа 25-35, 35-45 лет и т.д., рабочий возраст определяется границами 15-65 лет.

Если из общей численности умерших мы выделим умерших в возрасте 15-60 лет, распределив их по причинам смерти и полу, то в суммарных итогах будут отражены совокупно только первые два из отмеченных выше моментов: распространенность заболеваний и их летальность, но не будет учтен точный возраст, в котором наступила смерть. Кроме того, крайние пределы - 15 и 60 лет, ограничивающие большой 45-летний промежуток жизни, охватывают сильно дифференцированные возрасты: молодежь, зрелых и пожилых лиц. Многочисленные статистические разработки заболеваемости и причин смерти показали, что в пределах трудоспособного возраста различные возрастные подгруппы отличаются специфическими показателями частоты заболеваний и смертности, а также составом болезней. Заболеваемость, например, злокачественными новообразованиями и смертность от них с возрастом увеличиваются, туберкулез же часто в большей мере поражает молодежь и т.п. Поэтому следует ввести дополнительные возрастные подразделения, желательно пятилетние. В этом случае, однако, возникает вопрос о том, как получить сводный показатель для всего работоспособного периода. Можно было бы прибегнуть к исчислению стандартизованного показателя смертности, но для поставленной нами задачи лучше всего обратиться к расчетам, насколько укорачивает та или иная болезнь (причина смерти) жизнь в рабочем возрасте. Именно такой сводный показатель учитывает сразу все три момента, отмеченные выше, и дает наиболее значимые результаты.

Идея подобного расчета заключается в следующем. Предположим, что никто из вступивших в трудоспособный возраст не умирает ранее 60 лет. В таком случае каждый проживает в рабочем возрасте по 45 лет. При наличии в исследуемом коллективе смертных случаев в интервале между 15 и 60 годами среднее число прожитых в рабочем возрасте лет окажется меньше 45. Например, умерший в точном возрасте 25 лет не дожил до конца рабочего возраста 35 лет, умерший в возрасте 43 года - 17 лет и т. д. Сложив все недожитые годы вместе и разделив сумму на общее количество лиц, вступивших в рабочий возраст, получим величину среднего укорочения жизни в рабочем возрасте 15-60 лет. Для поколения, живущего в этом возрасте, расчеты можно проводить выделяя каждую причину смерти или болезнь в отдельности.

Техническая сторона предложенной методики исчисления укорочения жизни в рабочем возрасте подробно изложена в дальнейшем. Здесь только отметим, что для ее использования необходимы пятилетние повозрастные коэффициенты смертности от отдельных причин (болезней) или классов причин. На основании этих коэффициентов исчисляются краткие таблицы дожития (таблицы смертности), из которых могут быть получены следующие сводные, синтетические характеристики:

1. среднее укорочение жизни, вызванное определенной болезнью и рассчитанное для всего поколения лиц трудоспособного возраста;
2. среднее число недожитых лет в рабочем возрасте у тех, кто умер от этой причины (болезни), или же, если вычесть эту величину из 60 лет, средний табличный возраст смерти от определенной болезни;
3. количество лиц (при условном начальном числе 15-летних равном 100 000), жизнь которых могла быть сохранена, если бы удалось целиком ликвидировать данную болезнь.

Необходимо отметить, что все исчисления проводятся исходя из допущения, что полная ликвидация той или иной болезни (причины смерти) не затрагивает уровня смертности от всех других болезней и лицо, «спасенное» от определенной болезни, имеет те же шансы умереть от любой другой причины, что и все остальные лица трудоспособного возраста. Конечно, допущение о взаимной независимости уровня смертности от отдельных причин не совсем соответствует действительности, так как летальный исход заболевания нередко зависит от наличия в организме других сопутствующих патологических изменений, содействовавших наступлению смерти. Поэтому теоретически ликвидация одной какой-либо болезни частично может дать некоторое повышение смертности от других причин. Но наряду с этим возможен и противоположный эффект, если выделяемая болезнь не приводит к летальному исходу, но оставляет последствия, снижающие защитные силы организма. Учесть эти обстоятельства пока, видимо, не представляется возможным, а погрешность от игнорирования этой взаимосвязи вряд ли велика.

Более существенный недостаток заключается в том, что если мы исчислим показатели смертности по отдельным причинам смерти, определим укорочение жизни, вызванное каждой, и затем просуммируем их, то не получим общей суммы укорочения. Поэ­тому, если нужно узнать совокупный результат ликвидации двух и более причин, весь расчет надо производить заново. Простое суммирование результатов возможно было бы только в том случае, если бы мы исходили из предположения, что вообще никто не умирает в работоспособном возрасте, а данная болезнь является единственным исключением. Такое допущение, конечно, выглядит несколько искусственным, но если речь идет о смертности лиц рабочего возраста, оно все же не лишено определенного смысла.

Как известно, изучение закономерностей изменения повозрастной смертности людей путем построения таблиц дожития выявляет наличие двух максимумов смертности: в детском и старческом возрастах. По новейшим таблицам дожития максимум старческих смертей приходится на возраст примерно 75-80 лет, который, конечно, не является величиной только физиологически обусловленной, но в значительной мере определяемой влиянием социальных факторов. Еще В. Лексис подметил, что вокруг этого типического старческого возраста смертные случаи распределяются по закону случайности. Следовательно, есть основание допускать, что только самое незначительное количество смертных случаев от постарения может приходиться на конец периода работоспособности, т.е. ранее 60 лет. Если же учесть, что старческая смертность вообще может быть отодвинута (а частично уже отодвигается и теперь) дальше, то допущение о полном отсутствии смертей в возрасте 15-60 лет не представляется абсурдным.

Некоторые закономерности смертности в рабочем возрасте по данным таблиц дожития

Статистические материалы, чтобы их можно было использовать для освещения затронутых вопросов, должны удовлетворять некоторым требованиям. Первое требование - это достаточно большой объем наблюдения, позволяющий избежать случайностей малых чисел; второе - достоверность определения причин смерти, которые должны быть установлены компетентными лицами (обязательность врачебных свидетельств о смерти), третье - отобранная совокупность населения должна быть характерной, не иметь резких отклонений в изучаемых свойствах.

Разработок, отвечающих всем этим требованиям, пока не так много. Публикации ЦСУ РСФСР и УССР за 1926 г. о причинах смерти городского населения объединяют слишком пестрый по качеству материал и к тому же недостаточно расчлененный. Несколько детальнее опубликованные данные о причинах смерти населения Украинской ССР за 1926-1927 гг. и отчасти за предыдущие годы. Имеется отдельная детальная публикация о причинах смерти по г. Киеву за 1918-1927 гг. по полной международной номенклатуре, но она охватывает преимущественно период исключительных условий смертности эпохи гражданской войны и хозяйственной разрухи. Поэтому мы остановимся на характеристике сводных материалов по четырем наиболее крупным городам УССР - Киеву, Харькову, Одессе и Днепропетровску, которые были напечатаны в 1930 г.[3]. Украинский источник содержит сводные данные о довольно большой совокупности умерших в 1924-1927 гг. - 28 587 смертных случаев в возрасте 15-60 лет, в том числе 26 620 с более или менее удовлетворительно установленной причиной смерти (14 951 мужчин и 11 669 женщин).

Интересно проследить, в какой мере использованные здесь данные отклоняются от условий смертности, существовавших в то же время в других местах Советского Союза. Ответ на этот вопрос дает таблица, содержащая пятилетние повозрастные коэффициенты смертности, исчисленные по данным имеющихся таблиц дожития (см. табл. 1).

Из таблицы видно, что смертность в четырех городах как у мужчин, так и у женщин ниже смертности всего городского населения европейской части СССР, причем особенно значительно отличается смертность мужчин старше 30 лет. Что касается несколько повышенной смертности мужчин первых двух пятилетних групп, то необходимо отметить, что при построении полных таблиц дожития для Украины мной внесена была поправка на призванных в армию. Так как подавляющая часть отбывающих воинскую обязанность находится в городах, то это резко снижает коэффициент смертности в городе и повышает его в деревне. Достаточно сказать, что без поправки коэффициенты смертности 20-25-летних в четырех городах составляли 4,98‰ (вместо 6,24‰), по городскому населению УССР - 4,92‰ ₀ (вместо 6,13‰), а по селу - без поправок 7,26‰ (против 4,61‰ с поправкой). При построении таблиц по СССР поправки не могли быть внесены, так как отсутствовали сведения о занятии умерших.

Таблица 1. Повозрастные коэффициенты смертности в рабочем возрасте на 1000 душ соответствующего пола и возраста в 1926-1927 гг.

По сравнению со всем городским населением УССР смертность в четырех городах у мужчин выше во всех возрастах, а у женщин - в возрасте 40-60 лет. Это в значительной мере объясняется тем, что в данные четырех городов включены два года {1924-1925) со смертностью большей, чем в 1926-1927 гг.

Смертность в рабочем возрасте у сельского населения отличается от смертности городского, причем в городах выше смертность мужчин, а в деревне, наоборот, выше смертность женщин. Структура причин смерти городского и сельского населения довольно значительно отличается, что доказало проведенное на Украине в 1926-1931 гг. изучение причин смерти по врачебным свидетельствам в отобранных специально для этой цели населенных пунктах. Поэтому приведенные дальше результаты расчетов нельзя считать применимыми в отношении сельских жителей, но для городского населения того времени их можно признать более или менее репрезентативными.

Для сводной характеристики общего уровня смертности в рабочем возрасте обратимся к показателям, которые приведены в табл. 2.

Таблица 2. Сводные характеристики смертности в возрасте 15-60 лет по таблицам дожития в СССР

Прежде всего, из приведенных чисел видно, что между тремя видами характеристик нет полного параллелизма в сравнительной оценке высоты смертности. Наилучшим статистическим показателем является первый, измеряющий укорочение жизни в трудоспособном возрасте, так как в нем отражается не только общее количество умерших, но и возраст, в котором люди умирают. У мужчин сразу обращает внимание исключительно большое укорочение жизни в городском населении европейской части СССР - 7,437 года. Наибольшее количество не доживает до 60-летнего возраста среди городских мужчин (45,24% вступающих в рабочий возраст), но вместе с тем для них характерен наиболее высокий средний возраст смерти (43,56 года). Повышение возраста смерти при прочих равных условиях снижает среднюю величину укорочения жизни. Влияние изменения возраста смерти на укорочение жизни отчетливо видно при рассмотрении особенностей смертности женщин европейской части СССР, где и в городе и в селе количество не доживающих до 60 лет идентично (29,7% вступающих в рабочий возраст). Между тем среднее укорочение жизни сельских женщин (5,630 года) превышает укорочение жизни городских (5,294 года) более чем на 6% исключительно за счет того, что сельские женщины в рабочем возрасте в среднем умирали в возрасте на 1,13 года моложе, чем в городах. Особенно высокие показатели смертности женщин в селах УССР: здесь наибольшее укорочение жизни (6,113 года) и наибольшее число не доживающих до 60-летия (31,14%). Вместе с тем в противоположность тому, что отмечено для мужчин в городах СССР, у крестьянок Украины не наибольшая, а наименьшая величина среднего возраста смерти - 40,37 года.

Таким образом, выявлены следующие общие закономерности:

1. средний табличный возраст смерти в рабочем возрасте в городах и у мужчин и у женщин выше, чем в селах;
2. укорочение жизни у мужчин больше в городах, чем в селах, а у женщин, наоборот, в селах больше, чем в городах;
3. у мужчин укорочение жизни выше, чем у женщин, больший процент мужчин умирает ранее достижения 60 лет, но средний возраст смерти мужчин превышает возраст смерти женщин на 0,5-1,5 года.

По исчисленным автором полным таблицам дожития для мужского пола по УССР за 1926-1928 гг. в социальном разрезе укорочение жизни в рабочем возрасте составляло у служащих 5,639 года, у рабочих - 6,110 и у хозяев с помогающими членами семьи - 6,1641. Эти показатели ниже других данных по Украине по двум причинам: 1) включен более благоприятный 1928 г. и 2) исключено инвалидизированное и несамодеятельное население.

Синтетические характеристики по классам причин смерти

Перейдем теперь к анализу причин смерти в четырех городах Украинской ССР в 1924-1927 гг. При разработке была применена действовавшая в то время в СССР международная номенклатура болезней и причин смерти 1920 г. В ней имеется деление на 15 классов, из них один (XII класс - болезни новорожденных) не имеет отношения к рабочему возрасту, а некоторые другие включают болезни, которые обусловили очень небольшое количество смертей: XI класс (пороки развития), XIII (старость), X (болезни костей и органов движения). Расчеты для этих классов не производились. В табл. 3 и 4 приведены показатели отдельно для мужчин и женщин, причем классы болезней расположены по убывающей показателя укорочения жизни.

Обращает на себя внимание громадное значение инфекционных болезней (полная ликвидация их сократила бы более чем на 1/3 общее укорочение жизни в трудоспособном возрасте), а также смертей, вызванных внешними причинами (несчастные случаи на производстве и в быту, самоубийства и убийства). Значение инфекций и внешних причин усугубляется тем обстоятельством, что они в значительной мере поражают наиболее молодые возрасты рабочей поры жизни. Средний возраст умерших от внешних причин (30,8 года) на 12 лет ниже соответствующего показателя по всем причинам, вместе взятым. Острые инфекционные болезни поражают еще более молодые возрасты (24,6 года в среднем), правда, эта часть заразных болезней обусловливает незначительную долю общего укорочения жизни. По количеству неспасенных жизней второе и третье места занимали болезни органов кровообращения и общие болезни, но по укорочению жизни они отодвигаются несколько ниже, так как поражали преимущественно пожилые возрасты. Средний возраст умерших от болезней IV класса - 46,6 года, а II класса - 48,9 года, что значительно превышает общую среднюю (42,78) и является максимумом среднего возраста смерти. Болезни III класса (нервной системы и органов чувств) по величине укорочения жизни почти равняются общим болезням, но это обусловлено тем, что средний возраст смерти от них (42,9 года) совпадает с общей средней; между тем общие болезни приводили к преждевременной смерти в возрасте ранее 60 лет в 1.6 раза большее число лиц, чем болезни III класса. Шестое и седьмое места занимали болезни органов пищеварения и органов дыхания, причем первые причинили больший ущерб, так как в большей мере поражали молодые возрасты. Влияние остальных классов болезней на укорочение жизни сравнительно невелико.

Таблица 3. Сводные характеристики смертности по классам причин.
Мужчины четырех городов УССР, 1924-1927 гг.

Таблица 4. Сводные характеристики смертности по классам причин.
Женщины четырех городов УССР, 1924-1927 гг.

Показатели для женского пола, отличаясь по своему уровню от показателей для мужского, в основном повторяют тот же порядок, который был обнаружен для мужчин. Первое место у женщин занимали инфекционные болезни, но внешние причины отодвинулись на четвертое место, пропуская вперед болезни IV и II классов. Очередность остальных классов та же, что и для мужчин, но на седьмое место вклиниваются болезни VIII класса, обусловленные патологией генеративной деятельности. Значение причиненного ими урона сильно увеличивается в связи с тем, что их жертвы - самые молодые женщины: в среднем возрасте 26,1 года, что на 16,4 года ниже общей средней. Здесь нелишне отметить, что статистика причин смерти сильно преуменьшает действительное количество жертв, вызванных выполнением воспроизводственной функции. Как показали произведенные мной расчеты, а также и статистическая практика других стран, в этот класс следует включить ряд случаев, ошибочно отнесенных из-за неточностей в записях в другие классы причин смерти. По ориентировочному расчету для исследуемого периода смертность от этих причин следует увеличить на 45%, т.е. почти в полтора раза[4]^..

Выше отмечалось, что, как правило, средний возраст смерти (от всех причин, вместе взятых) у женщин ниже, чем у мужчин. Если же рассматривать отдельные классы причин, то прослеживаются некоторые исключения из общего правила. Так, у мужчин более низкий средний возраст смерти в группе острых инфекционных болезней, болезней кожи и подкожной клетчатки, болезней нервной системы и органов чувств и почти одинаков с женщинами возраст смерти от болезней органов пищеварения.

Что касается среднего укорочения жизни, то в общем итоге укорочение жизни мужчин (6,717 года) составляло 137,5% соответствующего показателя для женщин (4,889 года), хотя в некоторых классах болезней у женщин отмечаются даже более высокие показатели, чем у мужчин (см. табл. 5).

Таблица 5. Соотношение показателей укорочения жизни у мужчин и женцин по данным четырех городов УССР, 1924-1927 гг.

Наиболее резко выражено превышение смертности мужчин не по болезням, а по классу внешних причин, мужские утраты от которых в 2,5 раза превышали женские. В 1,5 раза выше смертность мужчин из-за болезней самого обширного класса - инфекционных. Смертность женщин преобладала по общим болезням, болезням мочеполовых органов. Сопоставляя уровни мужской и женской смертности, нелишне будет напомнить о несколько своеобразных условиях четырех украинских больших городов по сравнению с другими местностями СССР. Так как в рассматриваемых городах уровень смертности мужчин несколько повышен, то приведенные показатели соотношений, возможно, несколько утрированно отразили соотношения показателей смертности по полу.

Синтетические характеристики отдельных причин смерти

Значительно больший интерес представляет аналогичный проведенному анализ, в котором выделяются не классы болезней, а отдельные конкретные нозологические формы. К сожалению, два обстоятельства препятствовали большой детализации: во-первых, недостаточно высокий уровень дифференциации диагностики того времени. Например, очень слабо дифференцированы различные виды болезней сердца, злокачественных новообразований, туберкулеза и т.п. Во-вторых, детализации не допускал сравнительно небольшой объем использованного материала, так как дальнейшее членение приводило к малым числовым величинам, для которых влияние случайностей имело слишком большое значение. Учитывая сказанное, для анализа были отобраны отдельные болезни или в виде исключения группы болезней, которые явились причиной не меньше чем 70 случаев смерти для каждого пола в отдельности. От этого минимума отступление сделано только в двух случаях: артериосклероз (70 умерших мужчин и 22 женщины) н грипп (91 мужчина и 53 женщины). Производственный травматизм не мог быть выделенным из общей массы многочисленных несчастных случаев из-за нечеткого обозначения этих причин во врачебных свидетельствах. Расчеты произведены для 22 рубрик, в том числе три из них (генеративные причины) встречаются только у женщин.

Обзор полученных результатов приведем начиная со среднего табличного возраста смерти в порядке возрастания этой величины (см. табл. 6 и 7). Кстати напомню, что средний возраст смерти исчислен по таблицам дожития, а не по непосредственному составу умерших. В последнем случае вывод средней зависел бы от меняющегося возрастного состава живущих, в то время как табличный возраст смерти обусловлен исключительно уровнем смертности.

Таблица 6. Средний табличный возраст смерти умерших от данной причины (4) и недожитые ими годы рабочего возраста (Б)

Мужчины четырех крупнейших городов УССР, 1924-1927 гг.

Примечание: Показатели А и Б в сумме дают 60 лет.

Таблица 7. Средний табличный возраст смерти умерших от данной причины (4) и недожитые ими годы рабочего возраста (Б).

Женщины четырех крупнейших городов УССР, 1924-1927 гг.

Примечание: Показатели А и Б в сумме дают 60 лет.

Отдельные заболевания по среднему возрасту смерти мужчин и женщин располагаются почти в одинаковом порядке. Наиболее резкие расхождения наблюдаются при гриппе и болезни желудка. Возраст смерти от этих болезней у мужчин ниже, чем у женщин. Однако следует иметь в виду, что средняя по гриппу для женщин выведена из небольшого числа наблюдений. Кроме того, более низкий средний возраст смерти у мужчин отмечается при брюшном тифе, апоплексии, воспалении легких, убийствах и несчастных случаях; для перитонита средние возрасты того и другого пола совпадают. По всем остальным рубрикам возраст смерти у женщин ниже, чем у мужчин.

К болезням, поражающим в большой мере население в молодых возрастах рабочей поры жизни, принадлежат все генеративные причины, возглавляющие женский список, внешние причины, брюшной тиф, сепсис, аппендицит, туберкулез, менингит (не туберкулезный и не эпидемический) и перитонит.

Людей в пожилом возрасте поражают преимущественно артериосклероз, апоплексия, злокачественные новообразования, грыжа и кишечная непроходимость, болезни сердца, воспаление легких и нефрит.

Эти возрастные особенности следует иметь в виду при рассмотрении основного показателя - укорочение жизни в работоспособном возрасте. В этом случае первой группе болезней при прочих равных условиях будет придаваться больший вес. В табл. 8 и 9 отдельно для каждого пола приведены причины смерти, расположенные в порядке убывания вызываемого ими укорочения жизни. Параллельно указано количество жизней, которые можно было спасти, если бы смертность от этих болезней была устранена, а также приведены абсолютные числа умерших в возрасте 15-60 лет. Последние данные помещены для того, чтобы показать объем наблюдения, с одной стороны, а с другой - продемонстрировать, в какой мере из этих наиболее простых данных можно делать заключение об относительном значении той или иной болезни.

Рассмотрим внимательно соответствующие данные сначала для мужчин (табл. 8). Несмотря на разнообразие известных нам нозологических форм, наибольший ущерб преждевременными смертями наносят лишь очень немногие болезни, на борьбу с которыми следует, очевидно, направлять основные усилия. Ряд числовых значений укорочения жизни быстро убывает и после 5-8 рубрик не превышает 0,1 года.

Среди всех причин резко выделяется туберкулез, и в основном, конечно, туберкулез легких. Эта болезнь укорачивала жизнь работоспособных мужчин минимум в двадцать раз больше, чем любая из болезней, помещенная в списке после первого десятка наименований. Если бы удалось целиком ликвидировать смерти от туберкулеза, то общее укорочение жизни в рабочем возрасте с 6,717 года упало бы до 4,902, т.е. снизилось бы на 28%. В три раза меньший урон, чем туберкулез, наносили несчастные случаи, а также болезни сердца. И те и другие укорачивали жизнь более чем на 0,54 года. Примерно вдвое меньший ущерб причиняли злокачественные новообразования (0,29 года) и самоубийства (0,28 года). Далее следуют с уроном, не превышающим даже 1/10 части туберкулезного, брюшной тиф, убийства и пневмонии.

Итак, в список восьми основных причин смерти у мужчин попали две инфекционные болезни, все три вида внешних (насильственных) причин, остро протекающие пневмонии, болезни сердца и злокачественные новообразования. Лишь две последние рубрики представляют болезни, связанные с деградацией организма, расстройством его деятельности в результате надвигающегося постарения. Такой комплекс убедительно свидетельствует о том, что смертность в рабочем возрасте в основном следует рассматривать как явление ненормальное и она должна быть резко снижена путем осуществления соответствующих мероприятий.

Таблица 8. Укорочение жизни, количество жизней, возможных для спасения из 100 тыс. вступивших в 15-летиий возраст, и фактическое число умерших в возрасте 15-60 лет по отдельным причинам смерти. Мужчины четырех крупнейших городов УССР, 1924-1927 гг.

Укорочение жизни у женщин имеет много общего с тем, что отмечено для мужчин, но есть и свои особенности (см. табл. 9). Туберкулез и у женщин стоял на первом месте, но его значение не такое уже исключительное: из 4,889 года общего укорочения жизни на туберкулез приходилось 1,090 года, т.е. 22% вместо 28% у мужчин. Второе место занимали болезни сердца, влияние которых не в три (как у мужчин), а только в два раза было меньшим, чем влияние туберкулеза. Несчастные случаи играли несравненно меньшую роль и со второго места отодвинулись на пятое, так что причиняемый ими ущерб оказался даже меньшим, чем от самоубийств. Снижение укорочения жизни несчастными случаями с 0,544 до 0,164 года, т.е. ровно в три раза, подкрепляет предположение о том, что на травматизм у мужчин, по-видимому, весьма существенное влияние оказывали производственные факторы. Вместе с тем у женщин резко увеличены потери, причиняемые злокачественными новообразованиями, усиленно поражающими женские половые органы.

Таблица 9. Укорочение жизни, количество жизней, возможных для спасения из 100 тыс. вступивших в 15-летиий возраст, и фактическое число умерших в возрасте 15-60 лет по отдельным причинам смерти. Женщины четырех крупнейших городов УССР, 1924-1927 гг.

В целом и у мужчин и у женщин первые пять мест занимали одни и те же причины, только в различном порядке. Список остальных заболеваний, приводивших к значительному укорочению жизни, у женщин длиннее, чем у мужчин (12 против 8). Сюда вклиниваются причины, прямым или косвенным образом связанные с выполнением генеративной функции. Это болезни беременных, рожениц и родильниц (без послеродового сепсиса и аборта) и такие причины, как перитонит, септицемия и пиемия неустановленного происхождения. Не подлежит сомнению, что при более внимательном составлении врачебных свидетельств немалая часть отнесенных в эти рубрики умерших фигурировала бы в рубриках аборта и септицемии родильниц. Кроме того, у женщин повышенными являлись утраты от апоплексии и кровоизлияний в мозг и высоки были, хотя немного ниже, чем у мужчин, потери от нефритов. Зато убийства влияли на укорочение жизни женщин в три с половиной раза меньше, чем мужчин, и вообще могут быть не занесены в список ведущих причин.

Соотношение показателей укорочения жизни лиц разного пола нагляднее всего проявляется, если сопоставить их между собой, приняв показатели укорочения жизни женщин от каждой болезни за 100%. Расположив показатели, относящиеся к мужчинам, в убывающем порядке, получим такую картину:

1. Причины, в большей мере поражающие мужчин (в процентах); убийство (341), несчастные случаи (330), сифилис, все формы (323), болезни желудка (287), артериосклероз (260), грипп (204), туберкулез, все формы (166), самоубийство (149), грыжа и непроходимость кишок (133) и воспаление легких (128);
2. Причины, примерно в равной мере поражающие мужчин и женщин: аппендицит и тифлит (115), нефрит (108), болезни сердца (106) и менингит (105);
3. Болезни, в большей мере поражающие женщин: апоплексия и кровоизлияние в мозг (88), септицемия и пиемия (85), перитонит (83), злокачественные опухоли (69). Нелишне напомнить, что болезни мочеполовых органов (VII класс), взятые в целом, также следует отнести в эту рубрику с показателем 74 (см. табл. 5).

Таковы основные выводы, к которым можно прийти на основании исчисленных величин укорочения жизни в работоспособном возрасте.

Укорочение жизни и другие показатели уровня смертности

Теперь уместно выяснить, в какой мере значение отдельных причин смерти (болезней) лиц рабочего возраста можно изучить более простыми способами, не прибегая к кропотливым исчислени­ям, произведенным в данной работе. Чтобы получить ответ на этот вопрос, в табл. 8 и 9 кроме показателя укорочения жизни были приведены и другие показатели, в том числе самый простой — аб­солютные числа умерших в возрасте 15—60 лет, а также таблич­ные числа неспасенных жизней, т. е. числа не доживающих до 60 лет из 100 тыс. вступивших в рабочий возраст.

Неоднократно уже отмечалось, что величина укорочения жизни определяется влиянием частоты смертных случаев, обусловленных той или иной болезнью, и возраста, в котором умирают ее жертвы. Табличные числа умерших располагаются в ином порядке, чем показатели укорочения жизни. Следует только отметить, что, как это ни странно на первый взгляд, порядковые номера (ранги) фактических чисел умерших ближе подходят к очередности показателей укорочения жизни, чем табличные числа умерших. Этому удивляться, однако, не приходится. Дело в том, что табличные числа умерших (или, точнее, неспасенных жизней) получены по возрастному составу теоретического, так называемого стационарного населения, в котором по сравнению с фактическим относительно больше пожилых лиц. При исчислении же величин укорочения жизни смертям в молодых возрастах придается больший вес как причиняющим больший ущерб продолжительности предстоящей трудоспособной жизни. В этом же направлении действует замена теоретического возрастного состава населения фактическим.

Мы видели, что показатели укорочения жизни отдельными причинами (особенно у мужчин) образуют резко убывающий, ступенчатый ряд, что соответствует быстрому падению значения отдельных причин в общем уровне смертности. Именно поэтому независимо от способа измерения порядок расположения отдельных болезней по степени их влияния на смертность в основном сохраняется. В изучаемом населении туберкулез, скажем, настолько резко выделяется из всех остальных причин, что никак не может быть сдвинут со своего первого места; а такие болезни, как грипп или артериосклероз, не могут оказаться в результате иного метода взвешивания не внизу, а в середине таблицы. Зато если вникать в детали, то нетрудно заметить довольно резкие перемещения отдельных болезней (например, апоплексия) при разных способах измерения. Кроме того, числовые пропорции между отдельными причинами при разных способах измерения дают различные результаты. По существу в упрощенных приемах мы имеем дело лишь с экстенсивными отношениями (пропорциями распределения), которыми нельзя пользоваться как показателями действительной интенсивности (частоты) явления.

Поэтому, когда нужно получить показатели, сравнимые по времени, полу, разным совокупностям населения, и определить действительное соотношение разных причин между собой и их влияние на общий уровень смертности, необходимо обратиться к более точным и обоснованным приемам. В этом смысле есть аналогия со способами измерения общей смертности: иногда можно в анализе ограничиться рассмотрением абсолютных чисел умерших или общих коэффициентов смертности. Когда же требуется детальный анализ, то всегда необходимы, во-первых, дифференцированные показатели по полу и возрасту, а во-вторых, исчисленные синтетические сводные показатели - стандартизованные либо выводимые из таблиц дожития, так как только они способны дать действительно правильное и четкое отражение фактического положения вещей и позволяют проводить сравнения во времени и для разных совокупностей населения.

Сопоставим в табл. 10 распределение умерших от различных причин в четырех крупнейших городах УССР в 1924-1927 гг. с аналогичными данными по сельскому населению УССР за 1926- 1930 гг. Такие данные есть только по тем населенным пунктам, где была введена и осуществлена сплошная обязательная врачебная регистрация причин смерти, которая охватила примерно 1/15 всех умерших за эти годы в сельской местности Украины. По объему наблюдения этот массив превышает даже население четырех указанных городов: распределены по причинам смерти данные о 33813 умерших (мужчин — 17126, женщин — 16687} в возрасте 15-60 лет. К сожалению, в период Великой Отечественной войны были утрачены материалы, содержащие расчеты возрастного состава населения за соответствующие годы, что не позволяет пока применить методику таблиц дожития. Но для первой, грубой прикидки можно все же воспользоваться и непосредственными сопоставлениями чисел умерших в рабочем возрасте.

В табл. 10 ряды даны в убывающем порядке по каждому массиву. Первое место неизменно сохраняется за инфекционными болезнями (I класс), но в украинской деревне в те годы значение их было значительно большим, чем в четырех городах. Кроме того, между смертностью сельских мужчин и женщин, в отличие от смертности в четырех городах, нет почти различия по этому классу причин смерти. Здесь уместно напомнить, что смертность сельских женщин на Украине в рабочем возрасте была особенно велика, в чем, по-видимому, решающую роль играло распространение инфекционных болезней, в первую очередь туберкулеза[5].

Таблица 10. Распределение умерших в четырех крупнейших городах (1924-1927 гг.) и в сельских местностях УССР (1926-1930 гг.) в возрасте 15-60 лет по классам причин смерти в процентах к итогу (без неустановленных причин - XV класс)

Примечание: Наименование классов причин смерти см. в табл. 3 и 4.

Второй особенностью смертности в сельской местности, общей для мужчин и женщин, являлась большая смертность от болезней органов дыхания, связанных с работой на открытом воздухе и простудами. С 6-го места у мужчин и 7-го места у женщин в городах эти причины переместились на третье место у жителей села. Пониженное значение на селе II класса болезней (общие болезни) частично обусловлено недостаточно удовлетворительной диагностикой злокачественных опухолей в деревне, а также тем, что сельские жители, умершие в городских стационарах, учитывались как городские.

В сельских местностях Украины у женщин повышенными были также потери от генеративных причин как в результате более высокой рождаемости, так и недостаточно развитого в те годы родовспоможения и большего распространения опасных для жизни внебольничных абортов. Заслуживают дальнейшего изучения также болезни органов пищеварения в деревне, в разной степени поражающие мужчин и женщин. Травматизм (XIV класс - внешние причины) у сельских мужчин был довольно высок и стоял на втором .месте, как и в крупнейших городах, у сельских же женщин он был значительно ниже, чем у городских.

Итак, смертность сельского населения в рабочем возрасте имела ясно выраженную специфику и поэтому заслуживает особенно детального изучения[6]^.

В 193І г. в работе о туберкулезе на Украине мной были опубликованы полные таблицы дожития за 1925-1928 гг. для всей УССР, исчисленные мной по фактическим данным, а также данные за вычетом всех смертей от туберкулеза, ведущей причины утрат в рабочем возрасте. Пять лет спустя Бюро цензов Соединенных Штатов Америки опубликовало такие же исчисления за 1920-1929 гг. для совокупности штатов, в которых имелась налаженная статистика причин смерти (штаты регистрации 1920 г.)[7]. Поскольку периоды наблюдения достаточно близки, представляет интерес сопоставление полученных результатов. Так, если исчислить общее укорочение жизни в рабочем возрасте в США и УССР, то оказывается, что в указанный период показатель смертности населения в США был ниже, чем у нас (см. табл. 11).

Однако повышенный уровень смертности у мужчин всецело, а у женщин в значительной мере был обусловлен большей смертностью от туберкулеза. По всем же остальным причинам, вместе взятым, еще тогда Украина почти догнала США, и только у женщин сохранялось некоторое отставание.

В табл. 12 и 13 приведены исчисленные мной показатели укорочения жизни в рабочем возрасте по данным послевоенных таблиц дожития для разных стран (для некоторых стран ввиду отсутствия более поздних таблиц пришлось взять несколько устаревшие данные). Параллельно приведены также обычно применяемые для общей характеристики смертности величины средней ожидаемой продолжительности жизни новорожденного (e₀) и вероятности умереть на первом году жизни (q₀).

Таблица 11

Из анализа этих данных вытекают некоторые важные выводы. Во-первых, величины средней продолжительности жизни новорожденных варьируют в значительно более узких пределах, чем показатели укорочения жизни в рабочем возрасте. Первые изменяются у мужчин с 69,4 до 32,45 года, а у женщин - с 72,65 до 31,66 года, т.е. наибольшая величина превышает наименьшую примерно в 2 с лишним раза. Между тем величины показателя укорочения жизни колеблются у мужчин от 1,92 до 12,70 и у женщин с 1,56 до 13,31, т.е. наибольшая величина превышает наименьшую соответственно в 6,5 и 8,5 раза. Отсюда, видимо, следует, что укорочение жизни в рабочем возрасте является более чувствительным показателем общих условий смертности, чем общеупотребительный показатель средней ожидаемой продолжительности жизни новорожденного.

Во-вторых, по традиции принято считать смертность на первом году жизни важнейшим санитарно-гигиеническим показателем. Действительно, этот показатель варьирует в еще более широких размерах: максимум превышает минимум почти в 10 раз. Однако он характеризует вымирание незначительной части всего населения (1,5-4% живущих), и к тому же статистический учет смертности в этом возрасте нередко оказывается недостоверным. Поэтому нет, по-видимому, особых оснований, исходя из анализа только этого показателя, делать какие-то обобщающие выводы. Показатель укорочения жизни в рабочем возрасте, безусловно, имеет большое преимущество, так как подытоживает условия смертности большой и ведущей группы населения, численность которой превышает общую численность всего остального населения, т.е. всех детей и стариков, вместе взятых.

Эти два обстоятельства подчеркивают важность исчисления величины показателя укорочения жизни в рабочем возрасте не только для специально поставленных задач, но и в качестве показателя смертности, измеряющего всю совокупность социально-бытовых условий жизни населения.

Таблица 12. Укорочение жизни в рабочем возрасте (15-60 лет), средняя ожидаемая продолжительность жизни новорожденного и вероятность смерти на первом году жизни по таблицам дожития мужчин ряда зарубежных стран

Таблица 13. Укорочение жизни в рабочем возрасте (15-60 лет), средняя ожидаемая продолжительность жизни новорожденного и вероятность смерти на первом году жизни по таблицам дожития женщин ряда зарубежных стран

Методика исчисления синтетических показателей

Для получения синтетических показателей используются данные полной таблицы дожития.

1. Показатель среднего укорочения жизни в рабочем возрасте вычисляется по формуле:

где T₁₅ - T_{60 -} суммы предстоящих лет жизни соответственно для всех доживших до 15 и 60 лет, а _: l₁₅ - количество доживших до 15 лет, т.е. вступивших в рабочий возраст.

2. Количество неспасенных жизней в рабочем возрасте соответствует табличному числу умерших и является разностью между дожившими до 15 и до 60 лет. Для удобства пользования этим показателем его следует вычислять для круглого числа вступивших в рабочий возраст, например для _: l₁₅ = 100000.. В ином случае из обычной таблицы эта величина определяется по формуле:

3. Среднее количество лет жизни, не дожитых умершими в рабочем возрасте, равно:

4. Средний возраст смерти в рабочем возрасте получается путем вычитания предыдущей величины из 60 или непосредственно по формуле:

Сводные характеристики, приведенные ранее в табл. 2, исчислены по формулам (1), (2) и (4).

Необходимо, однако, подчеркнуть, что перечисленные показатели иногда приходится определять приближенно по данным кратких таблиц дожития (особенно при анализе смертности по причинам смерти).

Для выработки соответствующей методики при использовании материалов о смертности населения четырех крупнейших городов УССР за 1924-1927 гг. сначала были произведены пробные исчисления для выяснения размеров погрешности, вызываемой применением упрощенных приемов. Прежде всего, исчисления были проведены по взятым через пятилетние интервалы данным полной таблицы. Затем были построены краткие таблицы по пятилетним возрастным коэффициентам смертности, причем в двух вариантах: по слегка выравненным коэффициентам начиная с 25-летнего возраста (с использованием результатов выравнивания, произведенного для построения полной таблицы) и по непосредственным пятилетним коэффициентам. Для получения сравнимых данных l₁₅ во всех случаях было взято из полной таблицы дожития.

По числам доживающих до 15, 20, 25 лет и т.д. последовательным вычитанием были определены табличные числа умерших в возрастных интервалах 15-20 лет, 20-25 лет и т.д., из которых, минуя получение величин Тх (прожитое время во всей предстоящей жизни), непосредственно вычислены суммы недожитых лет. Простейший метод вычисления - умножить табличное число умерших в возрасте 15-20 лет на 42,5 (60-17,5), 20-25 лет — на 37,5 и т.д.; иными словами, применить так называемый способ трапеций. Оказалось, что этот простейший прием дает в общем неплохие результаты: погрешность не превышает 1% (в худшем случае расхождение составило 0,6%), но все ошибки одного знака (преувеличивается укорочение жизни, так как не принимается во внимание кривизна кривой доживающих или возрастного распределения умерших). По аналогии с поправкой, предложенной В. Борткевичем для вычисления прожитого времени в полных таблицах дожития, такая же поправка применена была и здесь, что почти в десять раз уменьшило погрешность, которая стала меньше одной тысячной года. Для поправки на кривизну пришлось, однако, привлечь дополнительно данные двух пятилетних периодов: 10-15 и 60-65 лет (как произведена эта поправка, сказано будет далее). Кстати отметим, что приближенное интегрирование без привлечения данных смежных пятилетних возрастных интервалов давало несколько худшие результаты, но значительно уточняло расчет по способу трапеций.

Данные полных и кратких таблиц дожития сопоставлены в габл. 14. При одинаковом исходном l₁₅ до 60-летнего возраста вместо точного числа 57 876 у женщин по варианту А доживало 57 929 и по варианту Б - 57 653 человека, у мужчин точное l₆₀ = 47 560, по варианту таблицы А - 47 699 и по варианту Б - 47 396, т. е. дожившие определены с точностью ±0,4%, а погрешность величины неспасенных жизней составляла не более 1%. В табл. 15 показаны погрешности приближенного вычисления систематических показателей смертности в рабочем возрасте.

Из табл. 15 видно, что среднее укорочение жизни при внесении поправки на кривизну может быть получено с большой степенью точности даже в том случае, если краткие таблицы построены по непосредственным пятилетним коэффициентам смертности. Точно так же и остальные синтетические характеристики выводятся по кратким таблицам с вполне удовлетворительной степенью точности.

Таблица 14. Пятилетние табличные числа доживающих и умирающих из полных таблиц смертности и числа умирающих из кратких таблиц смертности населения четырех крупнейших городов УССР за 1924-1927 гг.

Примечание: В кратких таблицах в качестве исходных приняты числа /₁₅ полной таблицы: 77 979 мужчин и 80269 женщин. Краткие таблицы А и Б после 25 лет отличаются, так как для Б взяты слегка выравненные коэффициенты.

Для определения чисел доживающих при построении кратких таблиц смертности удобнее всего пользоваться методом, предложенным В.В. Паевским[8] и требующим значительно меньших затрат вычислительного труда, чем методика У. Фарра. Числа доживающих вычисляют по уравнению

Логарифмируя, получим

где - пятилетний возрастной коэффициент смертности, а е - основание натуральных логарифмов.

Логарифмы доживающих до возрастов, взятых по пятилетним интервалам, легко получают последовательным вычитанием из исходного числа lgl₁₅ произведения коэффициента смертности на константу 2,17147=5lge.

Таблица 15. Точные и приближенные величины сводных характеристик смертности в рабочем возрасте, исчисленные для четырех крупнейших городов УССР
за 1924-1927 гг.

Затем находим антилогарифмы, для чего удобнее всего пользоваться семизначными логарифмами Георга Вега, по которым без всяких интерполяций сразу получают все пять значащих цифр колонки доживающих. Последовательным вычитанием полученных значений находим ряд умирающих в пятилетних интервалах возраста, а из этой колонки определяем сумму укороченных лет и вносим поправку на кривизну. Для удобства последующих вычислений синтетических показателей l₁₅ следует всегда брать равным круглому числу, обычно 100000.

Возьмем конкретный пример. В табл. 16 приведены все расчеты для смертности мужчин от несчастных случаев в четырех городах УССР в 1924-1927 гг.

В графе 2 даны пятилетние повозрастные коэффициенты смертности от всех причин, вместе взятых. В графе 3 помещены коэффициенты смертности от несчастных случаев. В графе 4 - коэффициенты общей смертности после исключения смертей от несчастных случаев, т.е. разность между числами граф 2 и 3. Контролировать правильность расчетов можно при помощи сумм по всем возрастам: 136 558 - 7239=129319. Во избежание дробей величины граф 2-4 умножены на 10^б.

Таблица 16. Пример исчисления утрат, причиненных смертью от несчастных случаев. Мужчины четырех крупнейших городов УССР, 1924-1927 гг.

Исчисления:

Далее следует вычисление доживающих до разных возрастов по коэффициентам, приведенным в графе 4. Для этого умножаем все числа этой графы на константу 2,17147, отбрасывая в произведении 4 последних знака, т.е. оставляем только цифры мантиссы семизначных логарифмов. Для контроля проведем ту же операцию с суммой. Из-за округлений сумма может отклониться на 1-2-3 единицы. Против 15 лет вписывается логарифм начального числа доживающих до 15 лет (5,0000000). Последовательно вычитая сверху вниз числа графы 5, получаем логарифмы доживающих до 20, 25, 30 лет и т.д. Самое верхнее число графы 6 получается не вычитанием, а сложением. Запись характеристик логарифмов можно опустить, так как только в первых двух строках характеристика больше на 1. Для контроля к самому нижнему числу надо прибавить сумму графы 5, должно получиться верхнее число: 4,7248031+0,2808123 = 5,0056154.

В графе 7 проставляются найденные по логарифмам числа самих доживающих. В графе 8 проставляются разности между верхним и соседним нижним числом, т.е. определяются числа умерших, в интервалах 10-15, 15-20 лет и т.д. Наконец, в графе 9 записываются последовательные суммы цифр колонки 8, суммирование производится сверху вниз, причем первая (1301) и последняя (9922) цифры отбрасываются (они нужны только для исчисления поправки при расчете по способу трапеций). Для контроля последнее число графы 9 прибавляем к числу доживающих до 60 лет, в.результате должно получиться т.е. 37014+62986=100000. Наконец, все числа графы 9, кроме последнего, суммируются и результат записывается (105462).

Подготовительная работа для вывода синтетических показателей закончена. Ход заключительных вычислений ясен из текста под таблицей. Поясню только следующее. Поправка к первому, грубому определению недожитых лет по краткой таблице дожития (графа 7) исчисляется по формуле:

Это же вычисление можно выполнить и по данным графы 8, т.е. сложив два первых числа и вычтя сумму двух последних. По формуле (7) в нашем примере [(101301 - 98149) - (71133 - 53064)]:4,8 = -3087. Поправка всегда имеет знак минус.

Чтобы установить укорочение жизни от несчастных случаев, определяем разность между укорочением жизни под влиянием смертности от всех причин (по коэффициентам смертности графы 2 табл. 16) и недожитыми годами по данной таблице, т.е. после исключения несчастных случаев. Первая величина (671131) получена из краткой таблицы дожития, построенной таким же точно образом, как и данная, и эта же величина была использована во всех остальных кратких таблицах для мужчин четырех городов УССР за 1924-1927 гг. Разделив общую сумму недожитых лет на, l₁₅ = 100000, получаем среднюю величину укорочения жизни несчастными случаями. Количество жизней, которые можно было спасти при полной ликвидации смертности от несчастных случаев, соответствует разности в числах доживающих до 60 лет данной таблицы (62986) и доживающих по общей краткой таблице (61130), построенной для всех смертных случаев. Последнее число применялось при всех вычислениях для любой причины смерти у мужчин.

Конечно, вместо чисел краткой таблицы общей смертности можно было бы взять аналогичные величины из полных таблиц дожития. Но лучше вычисления вести так, как здесь указано, так как этим частично исключается небольшая однотипная ошибка, вытекающая из применения методики кратких таблиц дожития.

[1] Корчак-Чепурковкий Ю.А. Избранные демографические исследования. М.: Статистика. С.240-279
[2] Работа написана в 1954 г.
[3] См. Юрко Корчак-Чепурківський. Смертність в 4-х найбільших містах УСРР у 1923—1929 pp. Вип. I. Основний числовий матеріял. Киів, 1930
[4] Детально этот вопрос рассмотрен в монографии Ю. А. Корчака-Чепурковского «К вопросу о смертности женщин в связи с их генеративной функцией» (методологическая часть работы опубликована в угом сборнике).— Ред.
[5] См. статью Ю. А. Корчака-Чепурковского «Насколько укорачивает жизнь туберкулез на Украине».- Ред.
[6] Отрадно, что в новейшей советской учебной литературе возобновилась пропаганда исчислений показателя укорочения жизни. Например, Е.А. Садвокасова в своих лекциях («Статистика здоровья населения». М., Медгиз, 1955, стр. 75 и далее) приводит ряд исчислений по материалам 1926-1927 гг. К сожалению, ею допущены серьезные ошибки: данные о причинах смерти городского населения в контексте воспринимаются как относящиеся ко всему населению, да и в самих результатах исчислений (возможно, ошибочна методика?) .имеются заметные погрешности (фантастично, например, укорочение жизни туберкулезом у мужчин 9,3 года, стр. 79). Кстати отмечу, что Е.А. Садвокасова пишет об исчислениях укорочения не в рабочем возрасте, а для всей жизни.
[7] United States Life Tables 1929 to 1931, 1920 to 1929, 1919 to.1921, 1901 to 1910, 1900 to 1902. Bureau of Census. Washington, 1936. Исчисления Бюро произведены только для белого населения, что приукрашивает действительное положение, так как у небелых общее укорочение жизни в то время составляло 10,70 года у мужчин и 10,79 у женщин, т.е. было соответственно на 68 и 81% больше, чем среди белого населения.
[8] В.В. Паевский. О построении коэффициентов смертности неподвижного населения. Бюллетень Ленинградского областного отдела статистики, 1928, № 20