慢性HBV感染对原发性肝细胞癌年龄别死亡率高峰影响的队列研究

目的:探讨慢性HBV感染对原发性肝细胞癌(HCC)年龄别死亡率高峰的影响。方法:1992年在江苏省海门市建立了一支90234人群的HCC研究队列,以HBsAg(+)作为HBV感染的指标,凡半年内连续2次HB-sAg(+)者判定为慢性HBV感染。HBsAg(+)组14338人,HBsAg(-)组75896人。1993年起每年随访一次队列成员的生命状况,至2007年终止,计算两组人群HCC年龄别死亡率。以HBsAg(+)组死亡密度(787.27/10万人年)和HBsAg(-)组死亡密度(48.81/10万人年)分别作为两组人群进入HCC死亡率高峰的界点,比较进入死亡率高峰的年龄差别。结果:HBsAg(+)组报告HCC1352例,对照组479例,差异有统计学意义(χ2=5027.00,P<0.01),相对危险度(RR)为16.13(95%可信区间14.64～18.04)。HBsAg(+)组比对照组进入HCC年龄别死亡率高峰的年龄提前5～6年。结论:慢性HBV感染可促使HCC发病提前。

年龄别死亡率效应指数对预期寿命影响程度的度量

本文介绍的年龄别死亡率效应指数，能够直接度量死亡率变化对预期寿命影响的大小，因此，可以进一步分析同一人群不同时期，或不同人口、性别、职业等年龄别死亡率变化对预期寿命影响的差异。为进一步评价医学卫生保健措施和人群的健康水平，提供了新的指标。

队列期望寿命研究:基于北京市年龄别死亡率的预测

目的:研究队列期望寿命测算方法,揭示北京市人群未来寿命的变化趋势。方法:运用人口死亡率预测模型,采用队列期望寿命测算方法,基于北京市户籍人口统计数据,测算北京市1986-2035年队列期望寿命,并与现时期望寿命进行比较。结果:北京市队列期望寿命1986年为82.56岁,2017年为89.90岁,2020年为90.87岁,2030为93.29岁,到2035年将达94.69岁。过去30年,队列与现时期望寿命差值在9岁左右波动。结论:队列期望寿命能比较准确地反映人群的寿命水平。自1986年以来,北京市队列期望寿命稳步提高。鉴于此,应当加快完善养老服务与保障体系,以应对重度老龄化时代的到来。

南京市性别年龄别死亡率与世界最低率的比较

南京市性别年龄别死亡率与世界最低率的比较南京市卫生防疫站曾兆汉大厂区卫生防疫站周锡山性别年龄别死亡率是衡量各年龄阶段死亡水平的指标，因没有年龄构成因素的影响，不同时期、不同地区可以直接进行比较。今以南京市１９８１～１９９０年死因统计资料，分别计算前后...

年龄别死亡率对贵州省男女性平均寿命的影响

应用Ａｒｉａｇａ的方法研究了年龄别死亡率对贵州省男女性平均寿命的影响。结果表明１９８１～１９９０年间１～４岁男、女性幼儿死亡率下降对平均寿命增量的贡献最大，男性婴儿死亡率的影响居第二位，女性婴儿死亡率的影响则最小。男女性老年组死亡率下降均对平均寿命增量有较大影响，但由于女性死亡率明显低于男性，故其影响大于男性。提示努力降低女性婴儿和男性老年组死亡率，将有助于增加平均寿命。

四十年来中国人口年龄别死亡率与寿命研究

长期以来,中国未建立完善的生命统计制度,以致分年龄死亡率资料很不健全,更无从对历史上中国人口寿命水平作出准确计算。为了填补40年来历史数据之不全,本文将根据中国妇女生育节育抽样调查的有关死亡资料,试对中国人口40年来分年龄死亡率与平均期望寿命及其变动趋势作初步研究。

莱芜市农村居民脑血管病死亡率年龄分布指数曲线拟合

本文利用指数曲线方程y=aebx,对莱芜市疾病监测点农村居民脑血管病年龄别死亡率进行了模拟,旨在了解脑血管病年龄死亡率的分布特点,现报告如下。

阆中县1987年各年龄组死亡率统计分析

阆中县1987年各年龄组死亡率以10～14岁组最低,为98.7/10万;婴儿死亡率为3735.8/10万;85岁以上死亡率为27141.6/10万。各年龄组死亡率曲线基本呈“V”形,与不发达国家各年龄组死亡率曲线基本相似。经与世界最低年龄别死亡率比较,计算的各年龄组“超出死亡率”均为正数。

1983～1995年英格兰和威尔士哮喘年龄别死亡率的变化趋势

据《BMJ》1997年314卷第7092期报道为了了解1983～1995年英格兰和威尔士哮喘年龄别死亡率的变化趋势,作者从人口统计部门收集了1983年1月1日～1995年12月31日英格兰和威尔士的人口和哮喘死亡资料,并按0～4、5～14、15～44、45～64、65～74、75～84和85岁及以上7个年龄组,分别进行统计分析。

西藏人口死亡率水平及其特点

1990年的人口普查,是西藏首次对全区人口,包括人口的死亡情况作直接调查。可以说,第四次人口普查在提供全区人口死亡资料方面填补了空白,亦为人口死亡研究提供了依据。在这以前,关于西藏的人口死亡资料,只有户籍管理的人口死亡申报、西藏疾病监测点的统计以及一些人口抽样调查资料。但由于西藏地域辽阔、人口稀少,户籍管理制度不健全,群众亦无及时申报出生、死亡的习惯,所以人口死亡登记的遗漏是很严重的;西藏疾病监测点的资料不能覆盖全区,所以它只能提供西藏局部情况。另外,由于人口死亡的发生是个小概率事件,为了确定达到一定精度的死亡指标。

孕产妇死亡率推计方法的探讨

目的 探讨利用女性年龄别死亡率曲线来推计发展中国家孕产妇死亡率方法的妥当性。方法 利用女性年龄别死亡率曲线 ,比较 31年间 (196 0～ 1990 )日本孕产妇死亡率推计值和根据人口动态统计发表的孕产妇死亡率。结果 总体来看 ,推计值和发表值极其一致。结论 在人口统计数值的精度全国相同的情况下 ,本方法可以用在地区之间的比较 ,可反映地区之间的不同。同时 。

婚姻死亡率差异的比较研究

婚姻状况对死亡率的影响,早在一个多世纪以前就已引起一些学者注意,但在该领域的研究还远远不及其它人口学研究领域深广。就我国而言,由于缺乏必要的统计数据,从量上还未见有任何研究报告。笔者曾间接地就我国人口婚姻状况与死亡率的关系作了粗略的分析,但缺乏直接的数据基础。1987年全国1％人口抽样调查包括了按婚姻状况分类的死亡统计资料,这就为我们直接定量地研究婚姻别死亡率差异提供了可能性。

横向数据中累加死亡率的估计-附脑血管病实例

本文用现时寿命表中计算平均寿命的基本假定,讨论估计横向数据的累加死亡率问题.本公式也适用于累加发病率及任何非医学领域中某种指标的累加发生率等问题.文中使用了一个脑血管病实例.

对吉林省部分地区婴儿死亡率的间接估算

婴儿死亡率是人口学死亡分析中最常用的指标之一。婴儿出生数日后的死亡事件大多数是由于象感染性疾病这样的外源性病因所引起的。随着科学的发展和医学的进步,这种外源性病因致死在婴儿死亡事件中所占比重越来越小,而遗传性和与营养有关的病因死亡率的比重在不断提高。所以,婴儿死亡率不单主要是反映一个人口的医疗水平和幼儿保健水平,而且也反映了与婴儿父母有关的遗传和营养学因素。目前,在国际人口学界,愈来愈把婴儿死亡率看作是人口的社会、经济和卫生条件的一个综合性指标。但是,婴儿死亡率又是一个最难统计、最易发生漏报和错报的死亡指标。尤其是在发展中国家,有些在出生后几小时或几天内死亡的婴儿都不予报告。有的地方使用不正确的活产定义,把那些出生后一天内或几小时内婴儿死亡的当作死产。

中国50岁以上人口死亡率的数值仿真

目的 研究 1981、1989年中国及各省市自治区 5 0岁以上人口年龄别死亡率分布规律 ,建立相应数学模型。方法 使用Logist模型和自然对数模型 ,比较死亡概率及死亡率模拟的优劣。结果 中国各地区男女性 5 0岁以上人口年龄别死亡率都可用一简单数学函数来表示。结论 人口死亡率模拟中 ,Logist模型优于Ln模型 。

1990-1992年广西5种主要死因年龄死亡的数学模型研究

利用指数曲线模型Ｙ＝ｄｅ^（ｂｘ）模拟了脑血管病、气管炎肺气肿哮喘、恶性肿瘤、心脏病、肺结核５种死因在广西人群中的理论年龄死亡模型，模型均具有较好的拟合度。讨论并分析了５种模型的变化趋势及５种死因对人群年龄死亡模型的影响作用。

傣族、傈僳族人口的死亡率和平均预期寿命及其差别

傣族、傈僳族人口的死亡率和平均预期寿命及其差别常建军，王绍明云南省是多民族的省份，具有一定聚居区域并巳形成一定的人口规模（５０００人以上）的少数民族即有２５个，其中有１５个民族为云南所特有．这些民族中的大多数都居住在本省的边疆和边缘地带。各个民族在自...

哈尔滨市道外区宫颈癌死亡率出生队列分析 余章凤

在我国妇科癌死亡率中,子宫颈癌占首位。黑龙江省宫颈癌中国调整死亡率为6.34/10万,在全国各省中居第23位,而哈尔滨市宫颈癌的中国调整死亡率10.15/10万,稍高于全国水平。道外区宫颈癌死亡率居全市各区之首,为14.97/10万(1974～1976)。

南阳人口死亡率及死因分析

人口死亡既受生物学规律支配又受社会、经济规律影病,既能反映人民群众的健康水平又能反映社会经济状况。本文根据南阳地区第四次人口普查资料,对南阳地区1988年—1990年人口死因情况作一概括分析。人口死亡情况 1.据第四次人口普查资料,1989年南阳地区死亡人数为59866人,死亡率为6.23‰与全国平均水平5.89‰比高出0.34个千分点;与河南省平均水平5.76‰比高出0.47个千分点,与1982年南阳第3次人口普查6.30‰比降低了0.07个千分点。 2.据10％提前机器抽样汇总资料表明,县人口死亡率高于镇,镇又高于市(见图1)