Livslängden i Sverige

INLEDNING TILL Livslängden i Sverige. Livslängden för riket och länet. (Demografiska rapporter 1992:3 & 2001:3) / Statistiska centralbyrån, 1992 & 2002. (Sveriges officiella statistik). Täckningsår: 1981-2000. Föregångare: Livslängdstabeller för årtiondet / Statistiska centralbyrån. Stockholm : Statistiska centralbyrån, 1964-1984. (Sveriges officiella statistik). Täckningsår: 1951-1980. - med innehållsförteckning, sammanfattning samt parallelltitel på engelska: Life tables for the decade. Dödlighets- och livslängdstabeller för årtiondet / Statistiska centralbyrån. Stockholm : Statistiska centralbyrån, 1916-1954. (Sveriges officiella statistik). Täckningsår: 1901-1950. Dessförinnan ingår Dödlighets- och livlängdstabeller som en del i: Bidrag till Sveriges officiella statistik. A, Befolkningsstatistik. Stockholm : P. A. Norstedt & söner, 1860 (Årgång I: nummer 3), 1865 (II:3), 1874 (XII:3), 1885 (XXII:3), 1895 (XXXII:3), 1908 (XLII:4) Täckningsår: 1816-1900 Efterföljare: Livslängden i Sverige. Livslängden för riket och länet. (Demografiska rapporter) / Statistiska centralbyrån. (Sveriges officiella statistik). Publiceras elektroniskt fr.o.m. täckningsår 2001 på Statistiska centralbyråns webbplats www.scb.se. Översiktspublikationer: Befolkningsutvecklingen under 250 år : historisk statistik för Sverige / Statistiska centralbyrån. Stockholm: Statistiska centralbyrån, 1999. Livslängden i Sverige 1991-2000. Livslängdstabeller för riket och länen. (Sveriges officiella statistik). Digitaliserad av Statistiska centralbyrån (SCB) 2015. urn:nbn:se:scb-livtab-1991-2000

Livslängden i Sverige 1991-2000 Livslängdstabeller för riket och länen Demografiska rapporter 2001:3 Sveriges officiella statistik Statistiska centralbyrån 2002

Demographic reports 2001:3 Life expectancy in Sweden 1991-2000 Official Statistics of Sweden Statistics Sweden 2002 Tidigare publicering Previous publications Årtionderapporter: Bidrag till Sveriges officiella statistik A) Befolkningsstatistik Dödlighets- och livslängdstabeller för årtiondet 1901-10 etc. Livslängdstabeller för årtiondet 1951-60 etc. Livslängden i Sverige 1981-90. Demografiska rapporter 1992:3 Femårsrapporter: Livslängdstabeller för länen 1981-85. Demografiska rapporter 1987:1. Livslängden i Sverige 1991-95. Demografiska rapporter 1997:1. Producent Producer Statistiska centralbyrån Programmet för demografisk analys och jämställdhet Layout: Ingrid Florén 2002 Statistiska centralbyrån ISSN 0283-8788 ISBN 91-618-1131-9 Printed in Sweden SCB-Tryck, Örebro 2002.01

Förord I denna rapport redovisas livslängdstabeller för hela tioårsperioden 1991-2000 men också för den senaste femårsperioden 1996-2000. Livslängdstabellerna, som bland annat anger återstående medellivslängden vid olika åldrar, redovisas för riket, för länen och för landets tre största kommuner. Livslängdstabeller för tioårsperioder har publicerats av Statistiska centralbyrån SCB sedan mitten av 1800-talet. Livslängdstabeller för länen avseende en femårsperiod har redovisats i särskilda rapporter under senare år för att komplettera årtionderapporterna. Enbart femårsredovisning har skett för perioderna 1981-1985 (Demografiska rapporter 1987:1) och 1991-95 (Demografiska rapporter 1997:1). Rent allmänt blir uppgifter om livslängd och dödsrisker för mindre regionala enheter inte så stabila. Resultaten är behäftade med slumpmässig variation. På länsnivån är stabiliteten relativt god åtminstone avseende tidsperioder fem år eller längre. I denna rapport presenteras också medellivslängden för ett urval av de större kommunerna (de 80 största). Däremot finns standardiserade dödstal angivna för samtliga kommuner. Rapporten har utarbetats av Jan Qvist, Karin Lundström och Hans Lundström vid programmet "Demografisk analys och jämställdhet". Statistiska centralbyrån i december 2001 Svante Öberg Torbjörn Israelsson

Innehåll Sida 1 Sammanfattning 7 2 Inledning 9 3 Medellivslängd och dödlighet i riket 10 4 Medellivslängd och dödlighet i länen och storstadskommunerna 42 5 Medellivslängd och dödlighet i kommunerna 56 6 Primärmaterial och metod 66 7 Några begrepp och mått - referenskarta 72 8 Referenser 74 9 Livslängdstabeller och standardiserade dödstal (SMR) 76 9.1 Livslängdstabeller för riket 1991-2000 77 9.2 Livslängdstabeller för riket 1996-2000 80 9.3 Livslängdstabeller för riket 1991-2000 och 1996-2000 (femårsåldersvis) 9.4 Livslängdstabeller för länen 1991-2000 och 1996-2000 (femårsåldersvis) 9.5 Livslängdstabeller för storstadskommunerna 1991-2000 och 1996-2000 (femårsåldersvis) 9.6 Standardiserade dödstal (SMR) för kommuner i förhållande till rikets nivå 1991-2000 108 9.7 Konfidensintervall (95-%) för kommuner 1991-2000 117 9.8 Standardiserade dödstal (SMR) för län i förhållande till rikets nivå 1996-2000 126 10 English summary 127 11 List of terms 129 83 84 105

7 1 Sammanfattning Livslängden i riket Medellivslängden för perioden 1996-2000 uppgick till 76,9 år för män och 81,8 år för kvinnor. Jämfört med föregående femårsperiod har medellivslängden ökad med 1,3 år för män och 0,9 år för kvinnor. För männens del är det den kraftigaste ökningen sedan mitten av 1900-talet. Bakgrunden till att medellivslängden ökar för både män och kvinnor idag är främst att överlevnaden bland de äldre förbättrats. För män kan man även notera en markant minskad dödsrisk i medelåldrarna. Dödlighetsminskning i alla åldrar Dödsrisken har minskat i så gott som alla åldrar. Spädbarnsdödligheten har minskat mycket kraftigt, ca 6 procent per år under 1990-talet. I åldrarna kring 30 år har nedgången också varit stor, omkring 4 procent per år, vilket till stor del förklaras av en lägre frekvens avlidna i olyckor och självmord. Män har numera till och med en något större dödlighetsnedgång än kvinnor i de flesta åldrar. Detta är speciellt markant i övre medelåldrarna där dödlighetsnedgången för män varit nästan dubbelt så stor som för kvinnor. Den tidigare snabba dödlighetsnedgången för medelålders kvinnor har övergått i en svag nedgång. Livslängd regionalt Livslängden skiljer sig åt mellan länen. I landets södra delar lever man längst, särskilt i den sydvästra delen, samt i Uppsala län. I mellersta och norra Sverige är livslängden lägst. Övriga Sverige har en mellannivå. Skillnaderna mellan länen beror i hög grad på dödlighetsskillnader i hjärtoch kärlsjukdomar. Dessa skillnader i livslängd regionalt har i stort varit oförändrade ända sedan 1960-talet, då den statistiska redovisningen av medellivslängden i länen började. I storstäderna har män i allmänhet avsevärt lägre livslängd än i riket. Detta gäller även kvinnor men i mindre grad. Dödligheten bland unga och medelålders personer är hög i storstäderna.

8 Förändring i livslängd regionalt sedan slutet av 1980-talet. Uppgången i medellivslängden i landet fördelar sig jämt över länen. Utvecklingen den senaste femårsperioden har skett relativt homogent. Detta utvecklingsmönster har förelegat under flera årtionden. Medellivslängden i kommuner Medellivslängden har också redovisats för de 80 största kommunerna. Skillnaden mellan det högsta och lägsta värdet är mycket större på kommunnivå än på länsnivå. Mellan kommunerna finns större sociala och ekonomiska skillnader än mellan länen. Dessa skillnader påverkar medellivslängdens nivå. Kommuner i sydvästra Sverige och vissa förortskommuner har mycket hög livslängd. De kommunerna kännetecknas bl.a. av en hög andel personer med eftergymnasial utbildning samt har en stor andel som bor i småhus. Faktaruta medellivslängden 1996-2000 har ökat kraftigt sedan 1991-1995 mäns medellivslängd har ökat något mera än kvinnors under 1990-talet3 spädbarnsdödligheten har gått ner kraftigt under 90-talet dödsolycksfall i vägtrafiken och självmord har minskat dödligheten i hjärt- och kärlsjukdomar har minskat kraftigt hög medellivslängd i län i södra Sverige, kortare i norr minskande dödlighet har inte förändrat dessa regionala skillnader i livslängd bland de 80 största kommunerna finns många i sydvästra Sverige med väsentligt högre livslängd än i riket totalt flera av de stora förortskommunerna har mycket hög livslängd

9 2 Inledning Sverige är ett av de länder i världen som har den högsta medellivslängden. Landet har också en extremt låg spädbarnsdödlighet. De goda överlevnadsmöjligheterna i landet har lett till att vi även har en av de äldsta befolkningarna. Varje år dör omkring 94 000 av landets 8,9 miljoner innevånare. Det allmänna dödstalet, dvs. antal döda i förhållande till hela folkmängden, är dock jämförelsevis högt i Sverige, ca 11 promille, vilket beror på den höga andelen äldre i befolkningen. I denna rapport beskrivs livslängdsutvecklingen under 1990-talet i Sverige och för olika delar av landet. Avsikten är att redovisa utvecklingen av den förväntade medellivslängden, skillnaderna mellan olika landsändar och förändringar i det regionala mönstret. Vi vill också peka på vilka bakomliggande levnadsförhållanden som styr utvecklingen i olika delar av landet. Livslängdstabellerna omfattar dödsrisker, överlevelsetal, och återstående medellivslängd för olika åldrar. Även basdata för skattningen av dödsriskerna ingår, nämligen observerat antal döda och risktider (folkmängder) efter ålder ur befolkningsstatistiken i Sverige. I serien "Demografiska rapporter" publiceras vart femte år regionala livslängdstabeller i mera utförlig form än man gör inom den löpande statistiska redovisningen. Tidsperioden som beskrivs i denna rapport är 1996-2000 och en sammanfattning av hela decenniet. I kapitlen 3-5 redovisas medellivslängden för riket, länen och storstadskommunerna samt för vissa utvalda kommuner. I kapitlen kommenteras utvecklingen och skillnaderna mellan områdena. I det sammanhanget studeras också riskerna att dö i olika åldrar. Att särskilt studera sådana risker är nödvändigt för att få en djupare förståelse av förändringar och nivåskillnader avseende medellivslängden. I kapitel 5 redovisas även standardiserade dödstal (SMR) för kommunerna. Det bör i detta sammanhang påpekas att livslängds- och dödlighetsmåtten baseras på den i regionen folkbokförda befolkningen. Vilken betydelse flyttningsströmmarna har för medellivslängden, tas alltså inte upp i rapporten. Efter avsnitt om metod, material och referenser (kapitel 5-8) visas i kapitel 9 det grundläggande tabellmaterialet, livslängdtabeller och standardiserade dödstal (SMR). De sista kapitlen (kapitel 10-11) utgörs av en engelsk sammanfattning med ordlista.

10 3 Medellivslängd och dödlighet i riket Till grund för beräkningen av medellivslängden ligger dödsrisker i olika åldrar 1. Beräkningen sker inom den s.k. "livslängdstabellen". I princip skulle vi kunna beräkna en medellivslängd genom att ta medelvärdet för dödsåldrarna bland avlidna ett givet år. Ett sådant mått skulle emellertid innehålla så stora felavvikelser på grund av varierande storlek på födelsekullarna och skillnader i den årliga invandringen att beräkningen vore oanvändbar. Medellivslängden bestäms därför för en fiktiv grupp individer, vars antal från början satts till 100 000, och som antas vara utsatt för en given tidsperiods dödsrisker under hela sin levnad 2. De kvarlevande i olika åldrar kan då successivt bestämmas genom att räkna bort de döda. Medellivslängden utgör den sammanlagda överlevnaden, dvs. summan av kvarlevande i olika åldrar, beräknad per person genom division med 100 000. Det kan noteras att värdet för medellivslängden är detsamma som den genomsnittliga åldern vid dödsfallen inom ramen för "livslängdstabellen". Av det sagda förstås att måttet på livslängden är en teoretisk konstruktion baserad på tvärsnittsdata och förmedlar en förväntan om hur långt livet blir baserad på den kunskap vi för närvarande har om riskerna att dö i olika åldrar 3. Det bör noteras att livslängdsmåttet egentligen skulle avse en grupp individer vilka följdes under hela deras liv (kohortmetoden). Detta vore det naturliga. Under senare år har man bl.a. av forskningsskäl alltmer börjat intressera sig för denna typ av historiska livslängdstabeller (se t.ex. Kohortdödligheten i Sverige (Demografiska rapporter 1997:2)). Att beräkna denna typ av medellivslängd (för en 0-åring) skulle emellertid ta alltför lång tid i anspråk, d.v.s. ca 100 år. Det kan i detta sammanhang sägas att skillnaderna mellan de alternativa beräkningssätten av livslängdstabellerna inte är så stora. Ett exempel härpå är att de som föddes 1900 har haft en faktisk Återstående medellivslängden kan beräknas från olika åldrar. Då vi avser från 0 år eller för en nyfödd uttrycks denna kortare som medellivslängden. Dessa risker beräknas för en bestämd tidsperiod. Valet av tidsperiodens längd i den officiella statistiken är oftast 1 eller 5 år och kan ibland vara 10 år. Metoden betecknas som en periodisk livslängdstabell. I livslängdstabellen bestäms överlevnaden för en fingerad födelsekull om 100 000 (radix) som successivt reduceras från 0 till 110 år. Medellivslängden beräknas oftast som ytan under överlevelsekurvan dividerad med radix. Medellivslängden är alltså ett genomsnitt av genomlevd tid per person men den kan likaväl beräknas som ett genomsnitt av dödsåldrarna för de successivt avlidna enligt tabellen (se även metodkapitel 6).

11 medellivslängd om 56,5 år för män och 61,6 år för kvinnor (för de allra högsta åldrarna har en uppskattning gjorts). Den periodiska tabellen som uppmättes 1901-10 gav 54,5 år för män och 57,0 år för kvinnor. Med tanke på att det efter 1910 skett stora förändringar i människors överlevnadschanser är skillnaderna mellan livslängdsmåtten överraskande små. För att det inte skall ske någon sammanblandning av ansatserna i fortsättningen bör det sägas att det är den sedvanliga medellivslängden (periodiska tabeller) som redovisas i det följande. Medellivslängden under 1900-talet Sedan mitten av 1800-talet har medellivslängden stadigt ökat. Ökningen började i flera industriländer ungefär samtidigt. Uppgången i Sverige var först måttlig men ökade alltmer vid sekelskiftet. Detta berodde bl.a. på förbättrade hygieniska och sanitära förhållanden vid denna tid (se Liv och Hälsa, Carlsson m.fl. 1979). Men det var först en bit in på 1900-talet som de verkligt stora förändringarna av medellivslängden skedde (figur 3.1). Den långa uppåtgående trenden under 1900-talet berodde till en början på en minskning av dödligheten i infektionssjukdomar och respirationsorganens sjukdomar, i första hand bland yngre människor (mera om detta i ett följande avsnitt). En viss uppbromsning inträffade dock på grund av spanska sjukan kring 1918 (livslängdstabellen 1911-20). Under senare delen av 1900-talet var det främst dödligheten i de kroniska sjukdomarna som pressades ner och det gällde då de äldre. Från sekelskiftet 1900 ökade medellivslängden i början parallellt för kvinnor och män, men under senare delen av 1900-talet har det funnits en tydlig könsskillnad i utvecklingen. Den uppåtgående utvecklingen för männen stagnerade strax efter mitten av 1900-talet. Orsaken var en ökning i dödligheten i hjärt- och kärlsjukdomar för medelålders män och i viss män även cancer bland äldre. Däremot fortsatte uppgången i medellivslängd för kvinnor i nästan oförminskad takt. Sedan slutet av 1970-talet har ökningstakten i medellivslängden för män återigen börjat stiga och utvecklingen visar återigen en parallellitet mellan män och kvinnor. Det är i stor utsträckning nedgången i dödlighet bland de äldre som gör att livslängden numera ökar.

12 Figur 3.1 Medellivslängden i Sverige under 1900-talet och under åren 1990-2000 Figuren för hela 1900-talet är baserad på data för varierande tidsintervaller (Befolkningsstatistik 2000. Del 4. SCB), huvudsakligen 10-åriga livslängdstabeller. Spanska sjukan skulle t.ex. ha haft en betydligt större effekt om livslängdstabellerna beräknats för enskilda år. Efter 1980 glidande medelvärden av årliga värden i samma figur. Under den senaste femårsperioden, 1996-2000, uppnåddes medellivslängden 76,89 år för män och 81,83 år för kvinnor. Sedan föregående femårsperiod, 1991-95, är det en ökning med 1,3 är för män och 0,9 år för kvinnor. Män hade sålunda en något större ökningstakt än kvinnor under 90- talet och ökningstakten är den högsta sedan 1950. För de senaste enskilda åren, under 1990-talet, har medellivslängden haft en relativt jämn uppgång och 2000 nådde den 77,38 år för män och 82,03 år för kvinnor (se figur 3.1). Det finns dock några undantag från den jämna utvecklingen. Åren 1993, 1996, 1999 och 2000 uppvisar en avmattning eller till och med en nedgång. Bakgrunden är återkommande influensaepidemier. Det kan också tilläggas att det finns en tendens att kvinnors medellivslängd stiger allt långsammare. En av förklaringarna kan vara att influensorna varit relativt omfattande under senare år. Att kvinnornas medellivslängd påverkas mest hänger antagligen samman med att det finns relativt fler äldre kvinnor än män - en åldersgrupp som drabbas allvarligast. Det finns även andra faktorer som kan ha betydelse för den stagnerande utvecklingen, som vi kommenterar längre fram i rapporten.

13 Vad betyder dödlighetsförbättringarna i olika åldrar för medellivslängden? Dödlighetsförbättringar i olika åldrar påverkar ökningen av medellivslängden i olika hög grad. Med hjälp av en särskild beräkningsmetod kan man dela upp ökningen av medellivslängden i tillskott som härrör från den minskade dödligheten i olika åldrar. I tabell 3.1 anges utvecklingen under de senaste 50 åren. För kvinnornas del är det dödlighetsförbättringar efter pensionsåldern som har haft stor betydelse för att livslängden ökat. Tabell 3.1 Förändring av medellivslängden för en 0-åring mellan olika tidsperioder (antal år). Total förändring och uppdelning av förändringen på olika åldersintervall

14 Under senare år, är det för männens del, dödlighetsförbättringar både bland de yngre och bland de äldre som har haft betydelse. Den kraftiga ökningen av medellivslängden på grund av förändringar från 20 års ålder saknar motsvarighet under de senaste 50 åren. Bakgrunden är den dödlighetsminskning i hjärt- och kärlsjukdomar för medelålders och äldre män, som hade sin början omkring år 1980, och, särskilt under 90-talet, nedgången i dödlighet i olyckor och självmord bland yngre och medelålders personer. Utvecklingen av återstående medellivslängden från 65 års ålder Dödlighetens förändring efter pensionsåldern har, som sagts, varit en viktig faktor för den ökande medellivslängden under efterkrigstiden. Den återstående medellivslängden för en 65-åring anger överlevnaden i de högsta åldrarna. Det kan noteras att denna livslängd ingår som en delkomponent i den totala livslängden men den är justerad något. Justeringen består i att den återstående medellivslängden för en 65-åring, 16,7 år för män och 20,1 år för kvinnor 4, reduceras proportionellt med dem som dött fram till 65 årsdagen 5. I figur 3.2 visas utvecklingen av den återstående medellivslängden för en 65-årig ur ett längre tidsperspektiv. Under första delen av 1900-talet var ökningen i den återstående medellivslängden för 65-åringar blygsam för både män och kvinnor (ca 1 års skillnad mellan könen). De kroniska sjukdomarna som dominerar bland de äldre förändrades inte särskilt mycket. Medellivslängden för en 0-åring ökade dock under denna tid. Detta berodde på att andra typer av sjukdomar bland yngre människor avtog. Under hela efterkrigstiden har den återstående medellivslängden för en 65-åring dock ökat markant för kvinnor medan den för männens del visar en markant ökning först från omkring 1980. 4 Gäller år 2000. Så är t.ex. andelen som lever till sin 65 årsdag ca 90 procent bland kvinnor och vi får delkomponenten i hela medellivslängden att bli 20,1 x 0,9=18,1 år. För män är andelen som uppnår 65-årsålderna ca 85 procent. Tillskottet till medellivslängden blir i detta fall 16,7 x 0,85=14,2 år.

15 Figur 3.2 Återstående medellivslängden för en 65-åring under 1900-talet och under åren 1990-2000 Figuren för hela 1900-talet är baserad på data för varierande tidsintervaller (Befolkningsstatistik 2000. Del 4. SCB), huvudsakligen 10-åriga livslängdstabeller. Spanska sjukan skulle t.ex. ha haft en betydligt större effekt om livslängdstabellerna beräknats för enskilda år. Efter 1980 glidande medelvärden av årliga värden i samma figur. Vi kan se i figuren ovan att för andra hälften av 1900-talet kom uppgången för män ungefär 30 år senare än för kvinnor. En stor del av skillnaden i den totala medellivslängden mellan män och kvinnor har under senare delen av 1900-talet tillkommit just på grund av skillnaden i återstående medellivslängd från pensionsåldern. På 40-talet var könsskillnaden i livslängd vid 65 års ålder ca 0,7 år och är år 2000 3,4 år. Som en jämförelse kan nämnas att sistnämnda år var skillnaden i total livslängd 4,1 år. Under ett halvsekel har vi vant oss vid att kvinnor utgör den större delen av antalet äldre. För 50 år sedan var dock skillnaderna inte så stora. Pensionärskollektivet bestod år 1950 av 53 procent kvinnor och 47 procent män. Bland de äldsta, i åldrarna 80 år och däröver, var kvinnoöverskottet dock något större, ca 57 procent kvinnor och 43 procent män. År 2000 hade motsvarande skillnader blivit mycket större, ca 58 procent kvinnor i hela pensionärsgruppen respektive 65 procent kvinnor bland de äldsta. I den senare gruppen är alltså kvinnodominansen numera stor. Nästan två av tre är kvinnor. Att just kvinnor blir så gamla kan ibland ses som något lagbundet. Kvinnoöverskottet kan dock kanske endast bli en parentes i historien. Förr eller senare kan antalet män åter bli i det närmaste lika högt som antalet kvinnor bland de äldre, eftersom livslängden för män både från 0 år och från

16 65 år för närvarande stiger snabbare än för kvinnor. Det är också troligt att det kommer att ske en utplåning av kvinnors livslängd i en inte alltför avlägsen framtid. De sista åren på 90-talet visar en tendens till lägre uppgång av medellivslängden (se fig. 3.2). Något liknande kommer antagligen också att ske för män, men kanske ända upp till 30 år senare, motsvarande den ovan nämnda skillnaden i uppgångsfasen (se figur 3.2 till vänster). Gräns för livslängd Det faller sig naturligt att här ta upp en fråga som man numera allt oftare ställer sig nämligen hur långt förbättringarna kan gå. Finns det en bestämd övre gräns för människans biologiska livslängd? I statistiska sammanhang är det kanske då den maximala medellivslängden (för en 0-åring) som bör ställas i fokus. Det finns forskare som hävdar att det finns en övre gräns för medellivslängden som skulle ligga vid ca 85 års ålder (Fries 1980). Enligt senaste befolkningsprognos från SCB (2001-2050) skulle den nivån nås om ca 25 år för kvinnor. Andra forskare anser att det är svårt att finna någon bestämd övre biologisk gräns för människans livslängdsspann. Enligt dessa forskare kan medellivslängden i framtiden därför fortsätta att öka. En förutsättning är då att dödligheten i större utsträckning sjunker i åldrarna över 85 år. Empiriska data pekar dock på att nedgångarna efter 90 års ålder är blygsamma. På lång sikt kan dock livslängden i detta fall bli hög. En tredje utvecklingslinje innebär att man med hjälp av genforskningen kan nå fram till medicinska terapier som kan öka livslängdsspannet. Om så skulle ske ökar möjligheten till helt andra livslängdnivåer än de vi här avhandlar. Som en fingervisning kan vi se på ett mått som har ansetts spegla den framtida nivån. I tabellen nedan redovisas en slags medellivslängd som benämns "typvärde för dödsåldern" ("normala mänskliga livslängden"). Detta livslängdsmått visar den ålder då de flesta dör 6. Förr ansågs det återspegla människans maximala genomsnittliga livslängd och vara tämligen stabilt. Trots att det visat sig vara något föränderligt kan det kanske här tjäna som gränsindikator. Under första hälften av seklet var typvärdet ungefär lika för män och kvinnor - knappt 80 år. Män hade t.o.m. ett något högre typvärde än kvinnor strax efter sekelskiftet. Därefter har värdet ökat för kvinnor till en början långsamt men därefter hastigare och är nu ca 87 år. För män har det nästan legat still. Först på 90-talet skedde en tydlig förändring för män. Det bör 6 Hämtas ur livslängdstabellens antal döda. Dessa fås genom successiva skillnader mellan antal kvarlevande (radix =100 000) för olika åldersår. I själva verket är detta en approximation av kvarlevandekurvans lutning (absolutvärdet av derivätan), när den är brant dör många.

17 emellertid påpekas att måttet är känsligt för tillfälliga variationer, särskilt för män. Detta beror på att det för män åtminstone numera finns fler åldrar med mycket högt antal dödsfall än för kvinnor och därmed är sannolikheten för tillfälliga variationer i maximala värdet större för män. Att kvinnors typvärde ökat de senaste 50 åren hänger samman med att dödligheten sjunkit mycket kraftigt i mycket höga åldrar (omkring 80 år och strax däröver). Det senaste resultatet för män och kvinnor gemensamt är ca 85 år (tab. 3.2, 1996-00), vilket inte utesluter att Fries teori är riktig. Tabell 3.2 Typvärde för dödsålder Fördelningen av dödsfallen 1996-00 visas i figuren nedan. Figur 3.3 Förväntat antal döda i olika åldrar (av 100 000 "födda") enligt livslängdstabellen 1996-2000

18 Dödlighetsminskning under 1900-talet i alla åldrar Genom medellivslängdsmåttet erhålls effekten av dödligheten i olika åldrar ur ett livslångt perspektiv. Dödsfall bland barn får naturligtvis ett större inflytande på medellivslängden än bland äldre, vars livslängd ligger nära genomsnittet. Den åldersspecifika dödligheten är en beskrivning av risken att dö i enskilda åldrar. Det finns därför anledning att även separat studera dödlighetsutvecklingen i olika åldrar för att få fokusering på riskernas åldersberoende. Minskningen av dödligheten under 1900-talets första hälft gällde framför allt barn och yngre vuxna (se figur 3.4 sid. 19-20, logaritmisk skala 7 ). På årlig basis minskade dödligheten i åldrarna under 20 år med ca 3-5 procent 8. Minskningen bestod främst av en nedgång i infektionssjukdomar och i respirationsorganens sjukdomar (Liv och hälsa, Carlsson m.fl. 1979). Nedgången var relativt kraftig under 1940-talet och i början av 1950- talet. Notera att sulfa och penicillin infördes under 1930- och 40-talet (Liv och hälsa). Under en så lång period som 50 år förekom naturligtvis skillnader i utvecklingen för enskilda år. Spanska sjukan t.ex. höjde dödligheten kraftigt kring 1918 (se fig 3.4). Det var särskilt de yngre som drabbades av denna epidemi. Av figuren framgår också att dödligheten för de äldre förändrades endast marginellt fram till ungefär mitten av seklet. Enligt Liv och hälsa var hjärtoch kärlsjukdomarna tillsammans med "ålderssjukdomarna", som de på den tiden benämndes, ungefär konstanta fram till 40-talet. Från 50-talet fortsatte dödligheten bland barn och ungdomar att minska och det rörde sig då i huvudsak om en nedgång i den relativa frekvensen av olyckor med dödlig utgång. Nedgången fortsatte också för medelålders och äldre kvinnor, främst på grund av lägre dödlighet i hjärt- och kärlsjukdomar. I åldrarna 50-84 år minskade dödligheten med 1,5-2 procent per år 9. Denna förändring har, som tidigare nämnts, starkt bidragit till att kvinnor lever så länge och till den stora skillnaden som finns i medellivslängd mellan män och kvinnor. För medelålders män var utvecklingen annorlunda än för kvinnor. Dödligheten för dem började så smått stiga omkring 1960. Detta berodde huvudsakligen på en ökning av dödligheten i samma sjukdomsgrupp nämligen hjärt- och kärlsjukdomar. Vid slutet av 1970-talet Dödligheten i figuren har angivits som dödstal och beskrivs med en logaritmisk skala. Kurvorna utseende återspeglar den relativa utvecklingen. 8 Dödlighetsnedgången för 50-årsperioden mellan 1901-10 och 1951-60 har beräknats som kvoten mellan dödstalen vid de två tidsperioderna och med en omräkning till procentuell årlig nedgång. För kvinnor i övre medelåldern har dock nedgången dämpats under senare år.

Figur 3.4 Dödstal för män i 5-åriga åldersklasser (ålder vid årets slut) 1900-2000 (per 100 000 av medelbefolkningen) 19

20

21 Figur 3.5 Dödlighet för spädbarn 1900-2000 (per 100 000 födda) bröts denna utveckling och byttes till en nedgång, sannolikt till följd av förbättrade levnadsvanor, bl.a. minskad andel rökare i befolkningen, i allmänhet sundare matvanor, minskad alkoholkonsumtion och förbättrad arbetsmiljö men även förbättrad sjukvård (se även Folkhälsorapport 2001, SoS). I en studie avseende början av 80-talet visades att ca 30 procent av nedgången i dödligheten i hjärtinfarkt kunde hänföras till medicinska förbättringar (Hammar m.fl., 1992). Studien gällde medelålders män i Stockholms län. Nedgången i dödlighet bland kvinnor från mitten av 1900-talet Varför nedgången i hjärt- och kärlsjukdomar startade så tidigt för kvinnor kan man endast spekulera kring. Många av riskfaktorerna bakom hjärt- och kärlsjukdomarna ökade från mitten av seklet, faktorer som på något sätt sammanhängde med välfärdssamhällets framväxt, bl.a. tilltagande rökning och mera stillasittande livsföring. Detta gällde både män och kvinnor. Ändock minskade dödligheten för kvinnor. Kosten kan därvidlag ha haft en viss betydelse. I rapporten Liv och hälsa från 1979 framhålls hur viktig balansen mellan kost och fysisk aktivitet är för hälsan (beträffande övervikt mm.). Detta balansförhållande fick särskild betydelse då arbetslivet ändrade karaktär under 1900-talet, i allmänhet från fysiskt tunga arbeten till arbeten som hade mindre fysiska krav. I rapporten från 1979 nämns dock inte något av avgörande betydelse om skillnaden mellan män och kvinnors levnadsförhållanden i kombination med hälsoutvecklingen. I en rapport från Livsme-

22 delsverket (Becker m.fl. 1994) visades dock skillnader mellan män och kvinnor då det gäller kosten flera decennier bakåt i tiden. Olika kostundersökningar, gjorda någon gång under perioden 1950-1990, visar att kvinnor och flickor som regel äter mer frukt och grönsaker medan män och pojkar äter mer matfett, potatis, bröd, kött och korv samt dricker mer mjölk. Undersökningarna pekar alltså på att kvinnor till viss del haft bättre matvanor än män. Folkhälsokommittén (1999) säger också att kvinnor generellt har bättre matvanor än män och att svenskarna i genomsnitt har minskat sin konsumtion av fett- och sockerrika matvanor. Kvinnor kan alltså ha haft en bättre anpassad kosthållning än män under andra hälften av 1900-talet. Det kan också tilläggas att de medicinska framstegen haft betydelse för den aktuella perioden. Under det senaste decenniet har nedgången i dödlighet för män accelererat. Män har numera t.o.m. en något större dödlighetsnedgång än kvinnor i de flesta åldrar (åskådliggörs i figur 3.6). Figur 3.6 Årlig reduktion av dödstal mellan perioden 1991/95 och 1996/2000 med uppdelning på kön och ålder. Procent Glidande medelvärden från 10 års ålder. Ålder Diagrammet ovan visar den relativt svaga nedgången för medelålders kvinnor (se även figur 3.4). En av förklaringarna till den svagare nedgången är kvinnors successivt förändrade rökvanor. Trots att många kvinnor slutat röka i likhet med män så har rökvanan bland kvinnor blivit mera allmän. Andelen medelålders och äldre dagligrökande kvinnor har successivt ökat mellan olika generationer (Välfärdsbulletinen 1991 nr. 2 och Sveriges framtida befolkning, Demografiska rapporter 2000:1). Det finns även en

23 annan förklaring. Dödligheten i hjärt- och kärlsjukdomar är numera så tillbakapressad i medelåldrarna för kvinnor att ytterligare dödlighetsreduktion av denna grupp av dödsorsaker får en allt mindre betydelse. Allmänt kan sägas att om man jämför nedgången under de skilda perioderna under 1900-talet utmärks dödlighetsnedgången under senare år av att den har varit relativt stor i alla åldrar. För äldre är en viktig förklaring att dödligheten i hjärt- och kärlsjukdomar har fortsatt att minska under 90-talet, både för män och för kvinnor. Bland unga och medelålders personer har olyckor som helhet, trafikdödade och självmord minskat avsevärt. Dessutom har spädbarnsdödligheten minskat så gott som oavbrutet under detta sekel. Denna minskning avtog dock under de senaste åren under 1980-talet men under de allra senaste åren har nedgången återigen varit mycket kraftig. År 1991 var spädbarnsdödligheten för pojkar 6,6 per 1000 födda och 5,7 för flickor. Nio år senare, år 2000, var motsvarande tal 4,0 och 2,8 (se fig.3.5). Effektivare sjukvårdsinsatser har under hela tiden haft en stor betydelse. Det skall särskilt nämnas att de medicinska framstegen haft en stor betydelse för nedgången av dödligheten i hjärt- och kärlsjukdomarna under senare år. Det har skett stora förbättringar genom blodtrycksänkande mediciner, lipidsänkare, etc. och inom kirurgin bypass-kirurgi, ballongvidgning mm samt inom vården i allmänhet. Då det gäller cancersjukdomarna räddas alltfler till livet genom att cancern upptäcks tidigare och behandlingsmetoderna förbättrats. Dödsorsaker Hittills har vi flera gånger diskuterat utvecklingen av dödligheten med orsaksgruppen hjärt -och kärlsjukdomar som bakgrund utan att i detalj redovisa dess del av dödligheten. Vi kompletterar här med en mera utförlig redovisning för några breda dödsorsaksgrupper i nedanstående figurer. Uppgifterna omfattar perioden 1969-1999 10. Den totala dödligheten är uppdelad i orsaksgrupperna cirkulationsorganens sjukdomar, tumörer, olyckor/självmord och övriga sjukdomar". Det är den underliggande dödsorsaken enligt läkares bedömning som utgör grund för klassificeringen. Uppgifterna om dödsorsaker kommer från Dödsorsaksregistret, Socialstyrelsen. 11 Utgörs av kapitlen i dödsorsaksstatistiken: cirkulationsorganens sjukdomar, tumörer och olyckor/självmord (E-serien, kapitel XX). Dessa grupper stod för ca 75 procent av alla dödsfall under år 1999.1 gruppen "övriga sjukdomar" ingår bl.a. de stora kapitelindelningarna andningsorganens sjukdomar och matsmältningsorganens sjukdomar.

24 Vid redovisning av dödsorsaksstatistik för en längre tidsperiod är det väsentligt att ha i åtanke att det kan ha skett klassifikationsförändringar 12. På grund av att vi här använder vissa breda dödsorsaksgrupper undviker vi problemet någorlunda. Förutom klassifikationsproblem kan det förekomma skillnader i tillämpningen av nomenklaturen från tid till annan. År 1981 ändrades kodningsreglerna märkbart. Huvudprincipen för denna förändring var att i större utsträckning koda den enligt läkarens bedömning direkta orsaken till dödsfallet som underliggande orsak. Denna tillämpningsskillnad påverkar våra resultat i viss mån, vilket kommenteras i det följande. Slutligen kan nämnas att diagnostiken utvecklats, vilket kan påverka klassificeringen av dödsfallen. Dödlighetsnedgången uppdelad på dödsorsaker. Huvuduppgiften för vår studie är att se på förändringarna i dödsorsakerna under det senaste decenniet men vi startar redogörelsen redan 1969 är för att få ett perspektiv på händelseförloppet. Vi har tidigare konstaterat betydelsen av nedgången i hjärt -och kärlsjukdomarna för hälsotillståndet i befolkningen som helhet. Dessa sjukdomar har minskat i alla åldrar (figur 3.7). För män i t.ex. 60-årsåldern (60-64 år), då denna typ av sjukdomar blir allt vanligare med stigande ålder, var dödstalet i dödsorsaksgruppen 13 år 1980 ca 948 per 100 000 (ca 9,5 promille), dvs. nästan en man av 100 dog i någon av dessa sjukdomar under året. Nästan tjugo år senare år 1999 hade dödstalet minskat till 438 per 100 000. Nedgången betyder mer än en halvering av risken under de knappa tjugo åren (54 procent för perioden eller 4,0 procent per år). För kvinnor var motsvarande dödstal 276 per 100 000 (1980) och 160 per 100 000 (1999). Nedgången var 42 procent för perioden 1980-99 eller 2,8 procent per år. Dödligheten i tumörsjukdomarna har en annorlunda utveckling. Den har sedan 80-talet minskat i yngre åldrar, upp till 60 års ålder men ökar svagt i högre åldrar. Bakgrunden till nedgången i yngre åldrar är främst en förbättrad sjukvård. Själva risken att insjukna i cancer har nämligen ökat för flera olika tumörsjukdomar. För kvinnornas del har det skett en ökning av insjuknande i bröstcancer och för män i prostatacancer. Dessa både cancerformer utgör en stor del av tumörsjukdomarna. Dödligheten i bröstcancer har emellertid minskat men ökat svagt i prostatacancer. Denna senare 12 Följande förändringar har skett under tiden 1969-1999. År 1969 infördes den 8:e revisionen av den internationella statistiska dödsorsaksklassifikationen (ICD8), som gällde fram till 1987, då den 9:e revisionen togs i bruk. Den sista klassifikationsändringen, ICD10, gjordes 1997. I figuren redovisas dödsorsaksspecifika dödstal. De beräknas som antalet döda per 100 000 av medelfolkmängden. Observera att figuren över hjärt- och kärlsjukdomarna har en annan skala än övriga dödsorsaker.

25 sjukdom drabbar främst äldre män. Det kan också tilläggas att både insjuknande och dödlighet i lungcancer minskar kraftigt bland män och ökar betydligt bland kvinnor 14. Olyckor med dödlig utgång samt självmord har avtagit kraftigt under senare år särskilt bland yngre människor. Bland de äldsta har det skett en utplåning. I figur 3.7 kan vi se att dödstalen minskade hastigt i högre åldrar strax efter 1980. Detta beror sannolikt på de nya kodningsreglerna som infördes 1981. Många fallolyckor kodades därefter som deras komplikationer istället, såsom t.ex. lunginflammation. Slutligen har dödligheten i gruppen "övriga sjukdomar" ökat betydligt för de äldsta under de senaste 20 åren. En av förklaringarna är att det skett en ökning av dödsfallsfrekvensen i kapitelindelningen psykiska störningar (inkluderar senildemens). Den beskrivna utvecklingen blir mycket summarisk när man redovisar så breda grupper. Naturligtvis finns det en stor variation på upp- och nedgångar bland enskilda sjukdomar inom grupperna. 14 Andelen män som är dagligrökare har minskat dramatiskt i medelåldern och i högre åldrar (se Demografiska rapporter 2001:1). För kvinnor är det annorlunda. På grund av att generationerna, som började röka som unga, nu kommer upp i högre åldrar stiger andelen rökare bland dessa kvinnor. I äldre kvinnogenerationer var rökvanan ovanlig.

26 Figur 3.7 Dödstal i olika dödsorsaksgrupper efter ålder 1969-1999. Per 100 000 av medelbefolkningen Cirkulationsorganens sjukdomar. Män

Cirkulationsorganens sjukdomar. Kvinnor 27

28 Tumörer. Män

Tumörer. Kvinnor 29

30 Olyckor och självmord. Män

Olyckor och självmord. Kvinnor 31

32 Övriga sjukdomar. Män

Övriga sjukdomar. Kvinnor 33

34 Betydelsen av nedgången i de olika dödsorsakerna för den totala dödlighetsminskningen beror naturligtvis på minskningstakten i respektive dödsorsak men också på dödsorsakernas relativa omfattning i dödsorsakspanoramat. I tabellen nedan visas effekter av utvecklingen i olika dödsorsaker på totaldödligheten i några utvalda åldersklasser mellan 50 år och 75 år. Utvecklingen i det åldersspannet har under senare år visat sig betydelsefull för ökningen av livslängden (se även tabell 3.1). Tabell 3.3 Effekter av dödsorsakernas utveckling 1988-1998 på totaldödlighetens förändring i några åldersklasser 15 Av tabell 3.3 framgår den stora effekten av nedgången i hjärt- och kärlsjukdomarnas för totaldödlighetens utveckling (kolumnen A x B). Detta gäller Genomsnitten för dödstalen 1987-1989 och 1997-1999 används för beräkningen av utvecklingen under 1 O-årsperioden 1988-1998. Måtten av dödligheten är dödstal, både de orsaksspecifika och totalt. Förändringen under 1 O-årsperioden omräknas till årlig förändring. Dödsorsakernas andel av totaldödligheten är approximativ och mäts mitt under perioden 1992-1994. "Effekten" fås genom vägning av de årliga förändringarna (A x B).

35 både män och kvinnor. I den lägsta åldersklassen (50-54 år) har dock dödlighetsnedgången i olyckor och självmord för män relativt stor betydelse, 0,7 procentenheter, och för kvinnor i denna åldersklass är effekten av nedgången i tumördödligheten av ungefär lika stor betydelse som i hjärtoch kärlsjukdomar (-0,48 respektive -0,50 procentenheter). I det senare fallet är det just att dödligheten i hjärt- och kärlsjukdomar som andel av totaldödligheten är ganska låg, som bromsar effekten av den relativa nedgången i samma dödsorsak. Det kan noteras att könsskillnaden i totaldödlighetens nedgång i medelåldern (sid.22) i stor utsträckning beror på att hjärtoch kärlsjukligheten i dödsorsakspanoramat är så olika mellan män och kvinnor. Kvinnor får därmed en långsammare nedgång i totaldödlighet än män. I åldrarna över 75 år är det under 90-talet i stort sett endast nedgången i hjärt- och kärlsjukdomarna som har betydelse för nedgången totalt (se dödsorsakernas utveckling i figur 3.7). Det kan dock noteras att i dessa åldrar är den relativa betydelsen av hjärt- och kärlsjukligheten i dödsorsakspanoramat mycket stor. Det bör också tilläggas att risken är stor att de äldsta har flera sjukdomar samtidigt. Klassificeringen försvåras därmed. Dödlighetsutveckling med uppdelning på civilstånd Att förändrad livsstil har påverkat dödligheten under senare år råder ingen tvekan om. I livsstil räknar vi in konsumtionsvanor, rökning, motion mm 16. Man kan göra många indelningar av befolkningen som avspeglar skillnader i livsstil såsom socio-ekonomiska faktorer, familjesituation mm. I de följande kapitlen diskuteras dessa faktorer mera ingående. Vi har valt att här endast visa sambandet mellan civilstånd och dödlighet eftersom det under de senaste decennierna skett stora förändringar inom familjebildning och familjeupplösning i Sverige. Vuxna som lever i familj har oftast lägre dödlighet än ensamstående. Ett statistiskt problem är att de som är sambor räknas till gruppen övriga civilstånd trots att de har en liknande familjesituation som gifta. Det finns många som inte är gifta utan är sambo och deras andel har ökat under senare år 17. Det är främst i yngre åldrar som samboende är vanligt. I figur 3.8 kan vi se att dödligheten sjunkit i alla civilstånd de senaste 30 åren. Under senare år har nedgången i vissa fall avtagit, främst för ogifta Vi gör i denna rapport ingen fristående statistisk redovisning av sådana förändringar (oftast baserade på urvalsundersökningar). 17 Enligt undersökningen om levnadsförhållanden (ULF) var 31 procent av sammanboende inte gifta år 2000 jämfört med 24 procent 1990.

36 Figur 3.8 Dödstal efter ålder och civilstånd, 1969-2000. Promille Män Gifta Ogifta Skilda Änklingar

37 Gifta Ogifta Skilda Änkor

38 och frånskilda kvinnor över 45 år. Frånskilda män, däremot, visar på en ökad nedgång i dödlighet under nittiotalet. Vi kan också se att dödligheten för gifta män i medelåldern visat en jämn nedgång sedan 70-talet. Mäns positiva utveckling och kvinnors avtagande nedgång i dödlighet har lett till att gifta män mellan 35 och 50 år nu har nästan samma dödlighet som gifta kvinnor i samma åldrar (se exempel i fig. 3.9). Figur 3.9 Dödstal bland gifta män och kvinnor i åldern 40-44 år, 1969-2000. Promille I figur 3.10 visas överdödligheten bland icke-gifta i olika åldrar. Frånskilda har högst överdödlighet i åldrarna under 40. I högre åldrar har ogifta en överdödlighet på samma nivå som skilda, bland kvinnor är den till och med högre. De olika mönstren i dödlighetsutveckling har lett till att överdödligheten bland icke-gifta kvinnor har ökat något i övre medelåldern, medan den har minskat i yngre åldrar. Överdödligheten bland skilda män har tidigare legat klart över den bland ogifta, men ligger nu på samma nivå bland dem över 40 år (kan sammanhänga med samboendet). I Livslängden i Sverige (Demografiska rapporter 1992:3) finns motsvarande figurer för perioden 1970-1984.

39 Figur 3.10 Överdödlighet bland ej gifta, genomsnitt för perioden 1985-2000 Män Kvinnor Riskindex 100 betyder att dödligheten är densamma som för gifta i en viss ålder. Trots en ökad familjesplittring under senare år har nedgången i dödlighet totalt sett varit kraftig. Detta beror på att nedgången i dödlighet varit så betydande inom alla civilstånd. Effekterna av familjesplittringen blir därmed svår att observera. Beräknar man livslängder för de olika civilstånden märks tydliga skillnader dem emellan (tabell 3.4). Livslängden för de ogifta beräknas med dödligheten för dem som förblir ogifta hela livet. För gifta och skilda

40 används dödstal för hela befolkningen fram till 30 års ålder. Eftersom de flesta som blir änkor och änklingar blir det i högre åldrar har vi valt att överhuvudtaget inte ta med någon förväntad medellivslängd för dem. Den största skillnaden i förväntad medellivslängd är mellan gifta och ogifta, med drygt 4 år för kvinnor och nästan 6 är för män. Tabell 3.4 Medellivslängd för olika civilstånd 1996-2000 Dödlighet och födelseland Dödligheten varierar mycket beroende på var i Sverige man bor, men också var man är född har betydelse. Här ser vi på dödligheten uppdelad efter födelseland. Invandringen till Sverige har varit relativt hög under flera decennier och antalet personer som är födda utomlands har nu passerat en miljon. Då andelen personer födda utanför Sverige är så hög kan dödligheten bland dem påverka den totala dödligheten i Sverige. I tabell 3.5 visas återstående medellivslängd vid födseln och vid 65 års ålder uppdelat efter födelseland. De flesta grupper har en lägre medellivslängd än Sverigefödda, i synnerhet finska män. Bland kvinnor är skillnaden mellan de olika grupperna mindre än bland män. Ett problem som man måste ta hänsyn till när man ser på dödlighet bland personer födda utanför Sverige är att en del personer flyttar ut från Sverige utan att anmäla det. Det gör att de stannar kvar i riskpopulationen trots att de inte bor kvar i Sverige och man kan då inte veta när de avlider. Detta är särskilt påfallande för personer som är födda utanför Europa. Det kan vara en förklaring till att medellivslängden bland personer födda i EU-länder och

41 i USA och Kanada samt de födda i övriga världen har en mycket högre förväntad livslängd än de födda i Sverige. Tabell 3.5 Återstående medellivslängd vid födseln och vid 65 års ålder efter födelseland 18, 1996-2000 För unga (-40 år) ligger dödsriskerna på riksnivån vid beräkningen av medellivslängden för alla befolkningsgrupper efter födelseland dock ej för födda i Sverige. 19 Danmark, Island och Norge 20 EU15 förutom Sverige, Danmark och Finland

42 4 Medellivslängd och dödlighet i länen och storstadskommunerna Vid redovisningen av medellivslängden länsvis använder vi den länsindelning som infördes 1997-98. Denna indelningsförändring har inneburit att Kristianstads län och Malmöhus län slagits samman till Skåne län samt Göteborgs och Bohus län, Älvsborgs län och Skaraborgs län till Västra Götalands län. Två nya stora län har alltså bildats. Kopparbergs län har fått ett annat namn nämligen Dalarnas län men har samma omfattning som tidigare. Fördelen vid regionala jämförelser med medellivslängden som mått på hälsa eller överlevnad är att den inte är beroende av åldersskillnader mellan befolkningarna i regionerna. Som vi tidigare redovisat utgör endast de åldersspecifika dödsriskerna grunden för överlevelsetabellen och livslängden 21 22. I det följande redovisas först medellivslängden för hela 90-talet (1991-2000) och därefter för den senaste femårsperioden (1996-2000). Medellivslängden i länen Perioden 1991-2000 Medellivslängden i länen omfattande ett helt decennium är mycket säkra och det underlättar vid jämförelser länen emellan. Även om uppgifterna är relativt säkra anges om ett läns medellivslängd avviker signifikant från rikets värde (*). Att en observerad skillnad (från riksnivån) är statistiskt signifikant betyder att det är osannolikt att den skulle ha uppstått enbart genom slumpmässiga tillfälligheter 23. 21 Ett vanligt sätt att studera regionala variationer i dödligheten är annars att använda ett standardiserat dödstal. Skillnader i t.ex. åldersstrukturen mellan regionerna, vilka kan påverka dödstalet, "rensas" då bort genom standardiseringen. Väl kända metoder som kan komma i fråga är indirekt standardisering (SMR) och standardpopulationsmetoden. 22 1 de högsta åldrarna (91- år) är dödsriskerna utjämnade och desamma som på riksnivån. Tre signifikansnivåer (risknivåer) tillämpas, * avser 5 %-nivån, ** 1 %-nivån och *** 0,1 %-nivån. Dessa nivåer uttrycker felmarginalen vid prövningen. Den lägre nivån ställer sålunda större krav på vad som ska anses som signifikant avvikande (se även metodkapitel 6).

43 Tabell 4.1 visar att den högsta medellivslängden återfinns i landets södra delar, särskilt den sydvästra delen. Den lägsta medellivslängden finns i mellersta och norra Sverige. Den sydöstra delen av landet har huvudsakligen en medelnivå. Uppsala län avviker något med relativt hög medellivslängd. Skillnaden mellan högsta och lägsta medellivslängd är ca två år, för män 2,3 år och för kvinnor 1,7 år. Storstadslänen följer inte riktigt det geografiska mönstret. Storstadslänen har nämligen för män en tendens till lägre livslängd än den som i allmänhet gäller i södra Sverige. Genom sammanslagningen till Västra Götalands län har dock betydelsen av Göteborgs låga nivå suddats ut. Kvinnors livslängd däremot är i paritet med nivån i södra Sverige. Själva storstadskommunerna får en särskild redovisning längre fram i kapitlet. Det beskrivna mönstret innehåller inga större nyheter sedan föregående tioårsperiod (här har 1980-talet valts som jämförelseperiod). Det finns dock vissa förskjutningar. Först och främst skall sägas att medellivslängden som helhet har ökat betydligt sedan 80-talet, med 2,3 år för män och med 1,5 år för kvinnor. Den främsta skillnaden i utvecklingen av det regionala mönstret är att Västerbottens län och Stockholms län (män) har ökat betydligt i medellivslängd. Ökningen i Gotlands län har dock varit något mindre än i riket. I övrigt har utvecklingen i landet varit tämligen homogen. Det regionala mönstret består av ett stort antal län som är signifikant avvikande från riksnivån både för män och kvinnor. De signifikanta skillnaderna pekar på att landets län kan indelas i tre lika stora grupper med hög, genomsnittlig respektive låg nivå (7 län i varje grupp) 24. I figur 4.1 anges resultaten i kartform enligt denna indelning. Grundmönstret (sydvästra, sydöstra, mellersta och norra Sverige) framgår då tydligt. Dessutom framgår av figuren att det råder en relativt stor överensstämmelse mellan könen när det gäller det regionala mönstret. 24 Indelningen innebär en viss förenkling av länens positioner.

44 Tabell 4.1 Medellivslängd i länen 1991-2000. Rangordning Signifikansnivåerna avser medellivslängdens avvikelse från riksnivån * 5 %-nivån ** 1 %-nivån *** 0,1 %-nivån Förändringen för Skåne och Västra Götaland sedan 80-talet har approximativt kunnat beräknas genom en sammanvägning av de tidigare länens medellivslängder 1981-90. Befolkningen i respektive län 1985 utgjorde vikter.

45 Figur 4.1 Medellivslängd i länen 1991-2000. Män Kvinnor

46 Perioden 1996-2000 I det följande redovisar vi det regionala mönstret av medellivslängden för perioden 1996-2000. I stora drag är det regionala mönstret detsamma som för hela 90-talet. Medellivslängden har ökat den senaste 5-årsperioden (mellan första och andra delen av 90-talet) med 1,3 år för män och 0,9 år för kvinnor, vilket är drygt hälften av förändringen för tioårsperioden (mellan 80- och 90-talet). Vissa regionala utvecklingstendenser är specifika för den senaste tiden. För män i Mälarregionens och Bergsslagens län (Stockholm, Södermanland, Västmanland, Uppsala, Dalarna och Gävleborg) har ökningen i medellivslängd varit särskilt kraftig. För kvinnor ligger dock förändringen nära riksgenomsnittet. För kvinnor i Bergsslagen (Dalarna, Gävleborg och Västmanland) har medellivslängden ökat mera än genomsnittet. Ökningen i Örebro län har dock blivit svagare. Medellivslängden för kvinnor i Örebro län är numera tydligt lägre än rikets nivå. I början av 80-talet var Örebro län nära nog ett genomsnittligt län. Dessutom har Gotlands län som förr också har varit ett genomsnittligt län haft en mycket svag utveckling och har numera en signifikant lägre nivå än i riket som helhet. Denna förändring beror på att dödligheten bland unga och medelålders har varit relativt hög under senare delen av 90-talet (se tabell 9.8). Spädbarnsdödligheten för flickor har också varit relativ hög i de båda länen (se tabell 9.4), vilket påverkar medellivslängden förhållandevis mycket. En av förklaringarna för Gotlands del är troligtvis också att andelen dagligrökare är högst bland länen (1995-1999), {Folkhälsorapport 2001). Det bör dock betonas att Gotlands län är ett litet län, som därigenom påverkas relativt mycket av stor slumpmässig variation.

47 Tabell 4.2 Medellivslängden i länen 1996-2000. Rangordning Signifikansnivåerna avser medellivslängdens avvikelse från riksnivån * 5 %-nivån ** 1 %-nivån *** 0.1 %-nivån Förändringen för Skåne och Västra Götaland sedan början av 90-talet har approximativt kunnat beräknas genom en sammanvägning av de tidigare länens medellivslängder 1991-95. Befolkningen i respektive län 1993 utgjorde vikter.

48 Figur 4.2 Medellivslängd i länen 1996-2000. Män Kvinnor

Förändring av medellivslängden sedan 1970-talet Medellivslängden har, som sagts, ökat mycket kraftigt som helhet den senaste 5-årsperioden. Om vi studerar en längre period, från 70-talet, kan uppgången för män i Stockholms län särskilt framhävas (tabell 4.3). Medellivslängden ökade från slutet av 1970-talet till början av 1980-talet med hela 1,7 år. En stor ökning har även skett under den senaste femårsperioden. För övrigt kan sägas att utvecklingen har varit jämn. Befolkningarna i länen har dock periodvis haft större eller mindre tillväxt i livslängd genom åren. Totalt över tiden har emellertid utvecklingen varit så gott som homogen i de olika delarna av landet. Man kan alltså konstatera att hälsoutvecklingen i Sverige, mätt genom förändringen av medellivslängden, är jämnt fördelad. Hälso- och sjukvården har en homogen organisation som når hela befolkningen. Även medvetenheten om hälsorisker har ökat genom olika typer av information. I det sammanhanget har säkerligen avstånden i Sverige haft mindre betydelse. 49

50 Tabell 4.3 Förändring av medellivslängden mellan olika tidsperioder (antal år) 25 Innehåller viss slumpmässighet p.g.a. en liten befolkning

51 Bakgrund till dagens regionala skillnader De regionala skillnaderna har varit ganska stabila under lång tid tillbaka, vilket framgår av rapporter över regional dödlighet så långt tillbaka som 1950-talet (se även kapitlet 6). I rapporten Regional dödlighet 1970-75 visades att variationen i total dödlighet (A-regioner) främst betingas av skillnader i hjärt- och kärlsjukdomarnas dödlighet. Det framgick också att dödligheten i "olyckor och självmord" och dödligheten i tumörsjukdomar för män hade betydelse för det regionala variationsmönstret. Bakom förändringen i Stockholms län mellan slutet av 70-talet och början av 80-talet stod i stor utsträckning en minskning i dödlighet i hjärtinfarkter. (Folkhälsorapport 1991. "Om hälsoutvecklingen i Stockholms län"). Beträffande det regionala variationsmönstret i Sverige visar senare rapporter på länsnivå samma dödsorsaksfördelning bakom den totala dödlighetens variationsmönster som Regional dödlighet 1970-75. Den regionala fördelningen av hjärt- och kärlsjukdomar "samvarierar" med totaldödligheten, dvs. har liknande grundmönster som gäller för totaldödligheten enligt Hälsan i Sverige (första hälften av 1980-talet och åldrarna 15-74 år). Dödligheten i hjärt- och kärlsjukdomar för storstadslänen ligger ungefär på rikets nivå eller något lägre. Ungefär samma tendens återfanns även i början av 90-talet. Detta framgår av Socialstyrelsens Hälso- och sjukvårdsstatistisk årsbok 1996 som gäller standardiserade dödstal för cirkulationsorganens sjukdomar avseende landstingen under år 1994. Dödsorsaker och riskfaktorer under senare delen av 1990-talet. Enligt Folkhälsorapport 2001 kvarstår det regionala mönstret av dödligheten i hjärt- och kärlsjukdomar även för senare delen av 90-talet men det håller delvis på att suddas ut. Hjärtinfarkt är en viktig del av hjärt- och kärlsjukdomarna. Då det gäller insjuknande i hjärtinfarkt 26 låg följande län högst 1994-96 (översta kvartilen, 6 län 27 ): Östergötland, Örebro, Kopparberg (numera Dalarna), Värmland och Norrbotten. Detta gällde både män och kvinnor. Kvinnor i Västerbotten hade också höga värden samt män i Kristianstads län. Då det gäller dödligheten i hjärtinfarkt har dessa län nästan samma position. Östergötland ligger dock i detta fall på riksnivån. Det är istället Kalmar län som ingår i övre kvartilen. För män ersätts även Kristianstads län med Blekinge län. Kalmar och Blekinge län hade även en relativt hög insjuknandenivå. Hög dödlighet i denna dödsorsak är alltså ganska utspridd i Sverige från norr till söder eller snarare sydost och med en tyngdpunkt i mellersta och västra Svealand. 26 Åldersstandardiserad incidens i akut hjärtinfarkt (Socialstyrelsen (1998)). 27 Länsindelning som gällde tom 1997.

52 I studien Riskfaktorer för hjärt- och kärlsjukdom - regionala och sociala skillnader i Sverige visades att det 1990-92 fanns stora regionala skillnader bland vissa av de traditionella riskfaktorerna (rökning, högt serumkolesterol, övervikt, högt blodtryck, brist på motion) 28. Det mest tydliga mönstret var att i norra Sverige fanns fler personer med högt kolesterolvärde och flera överviktiga än i de övriga områdena och i Malmöområdet fanns det fler rökare. Det bör noteras att riskfaktorerna för hjärt- och kärlsjukdomar inverkar långsiktigt på människor. Den ovan beskrivna situationen vid ett tillfälle ger därför en statisk bild av förhållandena. De grundläggande orsakerna till den regionala variationen i medellivslängd är förmodligen till stor del skillnader i livsstil och levnadsförhållanden. Härvidlag har sannolikt länens socioekonomiska struktur och familjestruktur ett inflytande. I ovanstående studie visades att högutbildade hade lägst tobaksförbrukning, lägst blodtryck och lägst kroppsmasseindex (BodyMassIndex, BMI). Man bör dock påminna om att för ca 40 år sedan var rökning något mera frekvent bland höginkomsttagare. För män var skillnaden mellan arbetare och tjänstemän liten {Rökvanor i Sverige, SCB 1965). Utvecklingen under denna tid har alltså inneburit en omkastning av riskerna med rökning ur socio-ekonomisk synpunkt. Då det gäller familjeförhållanden är skillnaderna mellan länen av andelen ensamstående eller andelen splittrade familjer betydelsefulla. I förhållanden till gifta par har dessa grupper högre dödlighet. I detta fall torde även de alkoholrelaterade dödsorsakerna ha en stor betydelse. Slutligen kan nämnas att närheten till akutsjukvård också kan ha en viss betydelse för nivåskillnaderna mellan olika delar av Sverige. Återstående medellivslängden för en 65-åring Den återstående medellivslängden för en 65-åring överensstämmer med det tidigare angivna grundmönstret. Detta beror på att det främst är skillnader bland de äldre som styr den regionala variationen genom olikheter i framförallt hjärt- och kärlsjukdomar. De äldre påverkar den återstående medellivslängden oavsett startåldern (dödlighet för äldre finns med i alla livlängdsmått). I tabell 4.4 nedan visas den återstående medellivslängden för en 65-åring för senaste 5-årsperiod. Av tabellen framgår att uppdelningen av län med hög och låg medellivslängd i norra och sydvästra Sverige (samt Uppsala län) blir tydligare om man ser på åldrarna över 65 år enbart. För männens del ligger så många som 11 län på en nivå som motsvarar riksnivån (ej signifikant skilda från riket). För kvinnornas del finns det istället fler län som tydligt skiljer sig från Studien var inte heltäckande geografiskt utan omfattade Malmö, Göteborg, Stockholm, Västmanland och Norra Sverige. Studien gällde dessutom endast personer kring 50 års ålder.

53 riksnivån. Det kan också noteras att avståndet mellan högsta och lägsta värden är ca 1,3 år bland både män och kvinnor. Tabell 4.4 Återstående medellivslängden för en 65-åring 1996-2000 Signifikansnivåerna avser medellivslängdens avvikelse från riksnivån * 5 %-nivån ** 1 %-nivån *** 0,1 %-nivån Förändringen för Skåne och Västra Götaland sedan början av 90-talet har approximativt kunnat beräknas genom en sammanvägning av de tidigare länens medellivslängder 1991-95. Befolkningen i respektive län 1993 utgjorde vikter. Utvecklingen av den återstående medellivslängden för en 65-åring mellan 1991-95 och 1996-00 visar också, med undantag för Gotland, en ganska jämn uppgång i de olika länen.

54 Medellivslängd i storstadskommunerna De hälsorisker som är förknippade med att leva i storstad har för männens del genomslagskraft på länens värden utom för Västra Götaland. Män i storstadskommunerna har betydligt lägre livslängd än män i riket (se tabell 4.5). Malmö har den lägsta livslängden för män. För kvinnor är bilden något annorlunda. Även kvinnor har lägre medellivslängd i storstadskommunerna än på riksnivån men skillnaderna är inte så stora som för män. Tabell 4.5 Medellivslängd i storstadskommunerna 1996-2000 () anger om värdet är högre eller lägre än rikets värde Differensen i medellivslängd mellan män och kvinnor är för Stockholm 5,6 år, för Göteborg 5,7 år och för Malmö 5,9 år. Det är betydligt större skillnader än i övriga landet. För riket är differensen 4,9 år. Dödligheten i storstäderna avviker alltså i flera avseenden från rikets nivå men utvecklingen över tiden följer ungefär den som gäller på risknivån. Stockholms män har dock haft en kraftigare uppgång än i riket och Malmös kvinnor har en svagare utveckling än för kvinnor i riket. I det senare fallet har vi tidigare sett att andelen rökare är hög i Malmöområdet 29. 29 Även Folkhälsorapport 2001 visade en hög andel dagligrökare. Skåne län hade en relativt hög andel rökare.

55 Tabell 4.6 Förändringen av medellivslängden mellan olika tidsperioder. Storstadskommuner (antal år) I storstadskommunerna är dödligheten hög bland unga och medelålders personer 20-64 år (se tabell 9.6). Detta gäller i första hand för män. Att dödligheten är mycket hög för medelålders män bidrar naturligtvis till den större könsskillnaden i medellivslängd i storstäderna. En annan faktor är olikheten i de högsta åldrarna. Män har vid 65 år sålunda signifikant kortare återstående livslängd än i riket och kvinnor har ungefär samma nivå som i riket (tabell 4.7). Tabell 4.7 Återstående medellivslängd för en 65-åring 1996-2000. Storstadskommuner () anger om värdet är högre eller lägre än rikets värde Skillnad mellan stad och landsbygd förr i tiden Skillnaderna i medellivslängd mellan kvinnor och män var även förr större i städerna än den var på landsbygden. Detta gäller under hela 1900-talet fram till 60-talet. Både män och kvinnor hade kortare livslängd i städerna än på landsbygden i början på seklet. Från 1920-talet skedde dock en omsvängning för kvinnor. Från denna tid och fram till 1960 hade kvinnorna i städerna en förväntad livslängd som översteg livslängden för kvinnor på landsbygden. Någon sådan omsvängning för män hade inte skett före år 1960. Statistikens indelning ändrades därefter då begreppen stad och landskommun sedermera försvann ur kommunallagen.

56 5 Medellivslängd och dödlighet i kommunerna Den regionala redovisningen har hittills i rapporten avsett län och storstadskommuner. Om man använder sig av en indelning i mindre enheter av landet blir resultaten mera osäkra. Detta innebär att skattningen av livslängden för små kommuner kan påverkas av slumpen med en ökning eller minskning av resultatet på upp till 2-3 år. Medellivslängden på kommunal nivå (1996-2000) redovisas därför endast för folkrika kommuner. Vi har valt landets 80 största kommuner 30. Denna begränsning har bedömts ge tillräckligt stabila skattningar för t.ex. direkta jämförelser av livslängden mellan enskilda kommuner. Dessutom har vi beräknat standardiserade dödstal (SMR) för landets 289 kommuner för hela perioden 1991-2000. Även dessa skattningar innehåller naturligtvis en stor slumpmässig variation men måtten är robustare än livslängdsmåttet 31. Medellivslängden i kommuner Nedan anges medellivslängden i de 80 största kommunerna (tabell 5.1). Värdena har rangordnats så att de kommuner som har högsta medellivslängden kommer först i tabellen. Livslängdsnivåerna har även jämförts med riksnivån genom signifikanstest. De rangordnade kommunerna visar en påfallande god överensstämmelse mellan män och kvinnor. Detta kan i och för sig förväntas eftersom många faktorer som rör den geografiska indelningen är desamma både vad det gäller den fysiska som den sociala miljön. Resultatet visar också att mönstret med lång livslängd i södra Sverige och allt kortare norrut, som framgick vid länsjämförelserna, även framträder i detta fall trots det begränsade antalet kommuner 32. Tabellen ger dock en mera nyanserad bild av den regionala strukturen. I flera sydliga kommuner har man nämligen betydligt lägre livslängd än vad länsnivån anger medan man i flera norrlandskommuner har relativt högre livslängd. Storstadskommunerna hamnar ganska långt ner på listan särskilt för män. Stockholms och i viss mån Göteborgs "stora" förortskommuner 33 fördelar Den minsta kommunen har ungefär 30 000 innevånare. Bl.a. har spädbarnsdödligheten en mycket stor vikt i medellivslängdsmåttet. Även om antalet kommuner är begränsat representerar dessa 2/3 av befolkningen. 33 Kriterierna för kommunindelningen har hämtats från ur Rikets indelningar 2001, SCB, 2001.

57 sig däremot mycket ojämnt. Vissa har mycket hög livslängd och andra mycket låg. I förortskommunerna kring Stockholm: Lidingö, Sollentuna, Täby och Österåker återfinns relativt lång livslängd. Samma sak gäller förortskommunerna kring Göteborg: Kungsbacka, Kungälv, Härryda och Lerum, och för Malmös del Vellinge. A andra sidan har Stockholms förortskommun Sundbyberg och närliggande Södertälje betydligt kortare livslängd. Skillnaden mellan den högsta och lägsta livslängden är för män 4,9 år och för kvinnor 3,6 år. Dessa skillnader är betydligt större än för länen. Antagligen spelar de sociala förhållandena som utmärker kommunerna en relativt större roll. Sådana förhållanden kan gälla utbildning, inkomstnivå, arbetslöshet, boendeform, familjeförhållanden mm. Vid en kommunal redovisning är socioekonomiska skillnaderna större än vad de är vid länsindelning. Vi gjorde i föregående rapport (Livslängden i Sverige (1991-95)) en enkel sambandsanalys för att se hur livslängdsnivåerna i de 80 största kommunerna hängde samman med skillnader i sociala och ekonomiska förhållanden. Resultaten är sannolikt giltiga även för hela 90-talet. En hög andel boende i hyresrätt, hög arbetslöshet, låg utbildningsnivå samt hög skilsmässofrekvens var faktorer som pekade på lägre livslängdsnivå i kommuner. Även om vi tog hänsyn till de socio-ekonomiska faktorerna kunde en tillfogad "norrlandsfaktor" även förklara en kvarvarande del av skillnaderna i livslängd. Samma analys gjordes även för samtliga kommuner. Förklaringsgraden blev då mindre. Detta beror i första hand på att den slumpmässiga variationen ökade, men glesbygdsproblematiken kan också ha en betydelse, t.ex. långa avstånd till akutsjukvård. Många av de mindre kommunerna kan betecknas som glesbygdskommuner eller landsbygdskommuner. Flera studier under senare år har visat på samma bakgrundstendenser till regionala skillnader i livslängd. En slutsats i rapporten Hälsa och migration 1999 var att den geografiska variationen i medellivslängd mellan kommunerna i stor utsträckning är en variation i levnadsförhållanden, där socioekonomiska förhållanden (bl.a. utbildning) har en avgörande betydelse. I en artikel i Läkartidningen (Molarius och Janson (2001)) visades att två huvudfaktorer 34 hade stor betydelse för variationen i medellivslängd mellan olika landsting 35, en "storstadsområdesfaktor" och en "industriområdesfaktor". Kortast var medellivslängden hos kvinnor i traditionella industriområden, där hjärt-kärlsjukdomar dominerar sjukdomspanoramat, medan medellivslängden bland män var kortast i storstadsområden, där självmord och alkoholrelaterade sjukdomar är viktigare för den förtida dödligheten än hjärt-kärlsjukdomar. 34 Faktoranalys användes som metod. 35 24 landsting och 2 landstingfria kommuner (Göteborg och Malmö).

58 Tabell 5.1 Återstående medellivslängd för en 0-åring i de åttio största kommunerna 1996-2000

Signifikansnivåerna avser medellivslängdens avvikelse frän riksnivån * 5 %-nivån ** 1 %-nivån *** 0,1 %-nivån 59

60 Standardiserade dödstal för kommuner Vi har för samtliga kommuner även beräknat standardiserade dödstal (SMR 36 ). De standardiserade dödstalen anger en kommuns dödlighetsnivå i förhållande till rikets nivå i form av ett enkelt index (visar kommunernas över- eller underdödlighet). Resultaten för perioden 1991-2000 finns redovisade för kommunerna i tabell 9.6 och nedan i kartform. I detta fall observeras hela årtiondet för att få mera tillförlitliga värden 37. Dödstal (SMR) finns även redovisade för den kortare tidsperioden 1996-2000 (tabell 9.8) men då enbart för länen. Dödstalen avser inte hela åldersskalan utan 20-90 år med uppdelning på två åldersavsnitt 20-64 år och 65-90 år. Skälet till att uppgifter om SMR för barn och ungdomar har utelämnats är att det finns få signifikanta regionala skillnader 38. Vid en uppdelning av dödligheten på kommuner framträder den bild som vi tidigare fått genom redovisningen av medellivslängden (se figur 5.1). Den lägre dödligheten i södra Sverige framträder med vissa undantag både för män och kvinnor och för yngre och äldre. Vid kommunredovisningen framkommer dock skillnader som inte framgått tidigare. Bland yngre och medelålders personer är mönstret med hög dödlighet tydligast i Norrlands inland och västra Svealand. I Norrlands kusttrakter däremot (från Gävle och norrut för kvinnor och från Sundsvall för män) ligger dödligheten i stort sett på en riksnivå eller ibland t.o.m. under rikets nivå. Särskilt låg är nivån i Umeå- och Luleåtrakten. För kvinnor kan också generellt sägas att kommuner med hög och låg dödlighet i högre grad förekommer över hela landet. Jämfört med en motsvarande figur i Demografiska rapporter 1997:1 för perioden 1986-95 är mönstret med särskilt hög dödlighet i norra Sverige mera uppluckrat. Vi kan även se ett band av kommuner med låg dödlighet för kvinnor från Luleå i öster till Storuman i väster. Bland äldre i norra och mellersta Sverige är dödlighetens nivå lika hög efter kusten som i inlandet. Längst upp i norr har Kiruna, Gällivare och Jokkmokk alla en relativt hög dödlighet. För kvinnor gäller en i stort sett Indirekt standardisering (se även metodkapitel). 37 Vid studium av SMR med hjälp av kartor bör det beaktas att varierande storlek av befolkningsunderlaget kan påverka bilden av utfallet. Bland små kommuner kan SMR-värdena slumpmässigt över- eller underskrida de valda gränserna för hög och låg dödlighet. Detta kan skapa en viss osäkerhet vid tolkningen men om många små kommuner har t.ex. sammanhängande hög dödlighet ger detta en säkrare bild av den regionala dödlighetsnivån. 38 1 åldrarna 0-19 år förekommer 1996-2000 endast ett fåtal signifikanta avvikelser i SMR mellan länen i förhållande till riksnivån (se sid avseende Örebro och Gotlands län). Vi har därför koncentrerat framställningen till åldersintervallet 20-90 år.

hög dödlighet från norra Svealand och norrut. Den högre dödligheten för äldre gäller även några kommuner i södra Sverige. En gemensam faktor är i många fall att de är landsbygd/glesbygdskommuner. I tabell 9.6 visas de värden som kartorna baserats på. Observera att SMR i vissa fall slumpmässigt kan visa relativt stora skillnader i över- eller underdödlighet i små kommuner. Som hjälp vid bedömningen av slumpmässigheten för en enskild kommuns värde presenteras även konfidensintervall för SMR-skattningen (tabell 9.7). 61

62 Fig. 5.1 Standardiserade dödstal (SMR) för kommuner 1991-2000. Män 20-64 år, rikets nivå =1

63

64

65

66 6 Primärmaterial och metod Primärmaterial Grundmaterialet är de registreringar som sker inom folkbokföringen. Folkmängdssiffrorna avser den folkbokförda befolkningen på samma sätt som antalet döda hänför sig till den under perioden folkbokförda befolkningen. En person som är folkbokförd i Sverige men tillfälligt vistas utomlands ingår i folkmängdssiffrorna och inräknas vid dödsfall i antalet döda. I folkmängdsuppgifterna ingår däremot inte personer som tillfälligt vistas i Sverige. Personer som under en tillfällig vistelse avlider i Sverige ingår inte heller i antalet avlidna. Folkmängd Folkmängdssiffrorna avser 31 december åren 1990-2000 och är framtagna ur SCBs Register över totalbefolkningen (RTB) med regional indelning 1/1 2001. Generellt är kvaliteten hög i RTB. Viss övertäckning förorsakas av att utvandrare inte alltid anmäler utflyttning från landet (se Täckningsproblem i Registret över totalbefolkningen RTB. R&D Report 1999:1). Döda Dödsfall registreras (dödsbevis) av det Lokala skattekontor (LOK) där den döde var folkbokförd. SCB får sedan s.k. ändringsmeddelanden från folkbokföringen. I denna rapport redovisas enbart uppgifter om döda som vid dödsfallet var folkbokförda. Då det gäller dödsorsaksstatistiken följer insamlingen en annan rutin. Läkaren utfärdar ett dödsorsaksintyg efter utredning av dödsorsak. Dödsorsaksintygen bearbetas vid SCB. Ansvarig myndighet för dödsorsaksstatistiken är Socialstyrelsen. Beräkningsmetoder Dödsrisker Vid framställningen av livslängdstabellerna har följande formel använts för beräkning av de 1 -åriga dödsriskerna: där D x är antalet döda x-åringar, R x är risktiden i åldern x år och d x är antal döda x-åringar, vilka avlidit efter sin födelsedag. Risktiden är beräknad som

67 summan av medelfolkmängderna kalenderårsvis under en femårsperiod/tioårsperiod. Samtliga variabler avser tidsperioden t som är 1996-2000 respektive 1991-2000. För 0-åringar har dödsrisken däremot bestämts enligt: där F är antalet födda under en tidsperiod (t), 1996-2000 alternativt 1991 2000. I åldrarna 91 år och däröver har de i livslängdstabellerna använda dödsriskerna bestämts genom en utjämningsformel A Generalized Perks Formula for Old-Age Mortality (Martinelle, 1987). Se också Befolkningsförändringar 1987, del 3,SCB för en utvärdering. I rapporten används också ett annat dödlighetsmått, nämligen dödstalet. Det åldersspecifika dödstalen definieras, där D x är antalet döda x-åringar, R x är risktiden i åldern x år. Vid låg dödlighet är dödsriskerna och dödstalen ungefär lika. Beräkning av antal kvarlevande och den återstående medellivslängden Med kvarlevande avses de individer bland 100 000 levande födda (fingerad födelsekull) som vid aktuella dödsrisker beräknas uppnå åldern x år; betecknade här l x. Antalet 0-åringar är enligt tabellens radix l 0 =100 000 och kvarlevande vid övriga åldersår beräknas genom att överlevelsesannolikheterna för olika åldrar kedjemultipliceras, Den högsta ålder i hela år som antas kunna uppnås betecknas w.

68 Den återstående medellivslängden utgörs av antalet år som i genomsnitt återstår att leva för en x-åring. Återstående medellivslängden vid födelsen kallas medellivslängden. Den återstående medellivslängden beräknas med formeln: Den genomlevda tiden i en 1 -års åldersklass beräknas först genom Uttrycket bygger på antagandet att fördelningen av antalet dödsfall i en åldersklass är jämn. Under första levnadsåret är detta antagande inte tillämpbart. Då gäller där a Q = medelåldern för dem som dött under första levnadsåret (ca 0,14 år). Man kan lägga märke till att återstående medellivslängden vid födelsen motsvaras av medelvärdet av åldern vid dödsfallen. Frekvensfördelningen över antalet döda i olika åldrar får man enkelt genom skillnaderna mellan antalet kvarlevande åldersårsvis (l x l x+x ) Regionala livslängdstabeller Rapporten innehåller livslängdstabeller för länen och de tre största kommunerna. Dessa livslängdstabeller är framställda på samma sätt som för riket i 1-årsåldersklasser, s.k. fullständiga tabeller. Av bl.a. utrymmesskäl har dock de fullständiga tabellerna komprimerats vid publiceringen. I princip är tabellerna indelade i 5-årsåldersklasser. Risktid och antal döda har summerats för respektive åldersintervall. Vid presentationen av de regionala tabellerna anges dödstalen istället för dödsrisker. Dödstalen är beräknade som antal döda dividerat med risktiden i olika åldersintervall (döda per 1000 personer och år). Detta har gjorts för att få jämförbarhet mellan de olika stora åldersintervallen. För kvarlevande av 100 000 levande födda och den återstående medellivslängden avses värdena vid respektive åldersintervalls början. Dessutom finns det en kolumn med genomleva tid. Den är beräknad genom en åldersvis summering av det genomsnittliga antalet kvarlevande över ett åldersintervall.

69 Ett särskilt undantag finns dock. I åldrarna från och med 91 år har rikets dödlighet använts även i de regionala tabellerna på grund av den alltför stora slumpmässiga variationen. Därmed undviks risken att skattningen av den återstående medellivslängden i de högsta åldrarna ger alltför divergerande resultat. I rapporten jämförs ett läns livslängd med rikets. Då medellivslängden uppmäts för en mindre region än riket är den dock behäftad med en märkbar slumpmässig variation, trots att regionen undersöks totalt. Variansen för den återstående medellivslängden vid åldern x år kan skattas med uttrycket 39 : där n= åldersintervallets längd (n=l, dvs den fullständiga livslängdstabellen används vid variansberäkningen), q x = dödsrisken (sannolikheten att dö) vid åldern x år, p xi = sannolikheten för att överleva till åldern / år, givet att åldern x år uppnåtts, beräknad som (l q x )(l q x+1 )... (1 q { _ x ) för i>x och lika med 1 för i=x, e x =den återstående medellivslängden vid åldern x år, a x - genomsnittlig tid i åldern (x,x+l) för dem som dör i denna ålder (a x har satts till 0.5 år för alla utom för det första levnadsåret där a 0 är ca 0,14) och där R x + d x representerar befolkningsstorleken i en ålder av exakt x hela år. För åldern 0 år utgörs nämnaren av antalet födda (F). Vi har prövat hypotesen om respektive läns återstående medellivslängd överensstämmer med rikets nivå med hjälp av följande testvariabel: Se CL. Chiang: Introduction to Stochastic Processes in Biostatistics. Wiley, New York, 1968.

70 där och L = län och R = riket. Ovanstående testvariabel är normalfördelad (0,1) om länets dödlighet överensstämmer med rikets (asymptotiskt). Detta innebär att vi kan förkasta hypotesen om lika medellivslängd mellan ett län och riket på 5- procentsnivån, 1-procentsnivån respektive 0,1- procentsnivån om z > 1,96, z > 2,58 respektive z >3,29. Vid hypotesprövningen har vi betraktat rikets dödlighet som konstant för att förenkla beräkningarna. Detta är emellertid något oegentligt men skillnaderna mellan metoderna är försumbara. Dessutom kan tilläggas att rikets dödsrisker används vid beräkningen av varianserna för länen. Vidare gäller att varianserna för dödsriskerna sätts lika med noll i åldrarna över 90 år, eftersom rikets dödsrisker i dessa åldrar betraktas som konstanter, lika för alla län. Testmetod för kommunjämförelser. Vid jämförelser av dödligheten mellan kommunernas och rikets nivå används standardiserade dödstal (SMR). SMR definieras, där D= observerat antal dödsfall dödsfall i kommunen. i kommunen och E= förväntat antal Det förväntade antalet dödsfall bestäms genom att använda rikets dödlighetsnivå för kommunerna, m x = dödstal i åldern x år avseende riket (D x /R x ) R x =befolkning i åldern x år (risktid) i kommunen

71 Vid jämförelsen av SMR mellan en kommun och riket används följande testvariabel (Berry (1983)) för kommunen, där z är asymptotiskt normalfördelad (0,1). Hypotesen som testas är om en kommuns dödlighetsnivå (dödstal) är densamma som rikets eller om den avviker proportionellt från rikets nivå. Rikets nivå är indicerad till 1. Då ett flertal test görs uppstår s.k. massignifikans. Några signifikanser beror på slumpen, eftersom testen innehåller en felmarginal. Test på 1-%-nivån och 0,1-%-nivån ger dock få felaktiga signifikanser. För kommunerna har även 95-procentiga konfidensintervall för SMR beräknats (tabell 9.7). Valet av gränser för konfidensintervallen har gjorts med hjälp av Poissonfördelningen (Byar's approximation; Breslow and Day 1987). Metod för uppdelning av förändringen i medellivslängd på olika åldersavsnitt Metoden är baserad på en FN-metod. Förändringen av medellivslängden mellan två tidpunkter (Ae 0 ) delas upp på effekten av dödlighetsförändringar i olika åldersintervall. Metoden är approximativ och ger additiva komponenter. =förändring av medellivslängden mellan två tidpunkter =förändring av medellivslängden mellan två tidpunkter på grund av dödlighetsutvecklingen i åldersintervallet (x,x+n) Beräkningsformlerna för termerna är omfattande och finns beskrivna i "Demografiska rapporter 1987:3".

72 7 Några begrepp och mått - referenskarta Dödsrisk Antalet avlidna i en viss ålder i relation till startfolkmängden. Dödstal Antalet avlidna i en viss ålder i relation till genomsittligt antal personer i motsvarande ålder. För längre tidsperioder än ett år relateras antalet avlidna till risktiden (se nedan). Medelfolkmängd Genomsnittlig folkmängd under ett kalenderår. Medianlivslängd Den ålder vid vilken hälften av den ursprungliga födelsekullen avlidit. Risktid Summan av medelfolkmängderna över olika kalenderår. Spädbarnsdödlighet Antalet avlidna barn under 1 års ålder i relation till antalet levande födda. Standardiserat dödstal (SMR) Kvoten mellan antal döda i en särskild befolkningsgrupp och förväntat antal döda i gruppen enligt dödligheten ur en vald standardbefolkning. Typvärde för dödsålder Den ålder i livslängdstabellen som har flest dödsfall. Återstående medellivslängd Det antal år som i genomsnitt återstår att leva för en person i en viss ålder enligt den vid tidpunkten gällande dödligheten (periodisk tabell). Den återstående medellivslängden för 0-åring benämns ofta helt enkelt medellivslängden.

73 Figur 9.1 Referenskarta med länsindelning Map of counties Kod Län 01 Stockholms län 03 Uppsala län 04 Södermanlands län 05 Östergötlands län 06 Jönköpings län 07 Kronobergs län 08 Kalmar län 09 Gotlands län 10 Blekinge län 12 Skåne län 13 Hallands län 14 Västra Götalands län 17 Värmlands län 18 Örebro län 19 Västmanlands län 20 Dalarnas län 21 Gävleborgs län 22 Västernorrlands län 23 Jämtlands län 24 Västerbottens län 25 Norrbottens län

74 8 Referenser Becker W., Enghardt H. och Robertsson A-K. (1994) Kostundersökningar i Sverige 1950-1990. Livsmedelsverket, Uppsala Berry G. (1983) The Analysis of Mortality by the Subject-Years Method. Biometrics, 39, 173-184. Breslow N.E. and Day N.E. (1987) Statistical methods in cancer research. Volume II - The design and analysis of cohort studies. IARC Scientific Publications No.82. Lyon: International Agency for Research on Cancer. Carlsson G., Arvidsson O., Bygren L.-O., Werkö L. (1979) Liv och hälsa. Liber, Stockholm. Chiang CL. (1968) Introduction to Stochastic Processes in Biostatistics. Wiley, New York. Folkhälsorapport 1991. Om hälsoutvecklingen i Stockholms län. Stockholms läns landsting. Fries J.F. (1980) Ageing, natural death, and the compression of morbidity. New Engl J Med, 303 (3), 130. Hälso- och sjukvårdsstatistisk årsbok 1996. Hälso- och sjukvård 1996:1. Socialstyrelsen 1996. Hammar N., Larsen F.F., Sandberg E., Alfredsson L. And Theorell T. (1992) Time trends in survival from Myocarial Infarction in Stockholm County 1976-1984. Int. J.Epid., 21(6), 1090-1096. Levnadsförhållanden i Sveriges kommuner. Svenska Kommunförbundet. 1994. Magnusson L. och Borgegård L-E. (1999) Hälsa och migration - En studie av sambandet mellan lokala levnadsförhållanden och hälsa. Working paper No. 25. Institutet för bostadsforskning, Uppsala Universitet. Martinelle S. (1987) A Generalized Perks Formula for Old-Age Mortality. R&D Report. Statistics Sweden.

75 Molarius A. och Jansson S. (2001) Regionala skillnader i medellivslängden i Sverige. Läkartidningen. Nr. 10, volym 98. Nationella folkhälsokommittén (1999). Hälsa på lika villkor - andra steget mot nationella folkhälsomål. SOU 1999:137. Stockholm. Qvist J. (1999) Täckningsproblem i Registret över totalbefolkingen RTB. R&D Report 1999:1. SCB. Socialstyrelsen (1997). Riskfaktorer för hjärt-kärlsjukdom - regionala och sociala skillnader i Sverige. EpC-rapport 1997:1. Stockholm. Socialstyrelsen (1998). Hjärtinfarkter 1987-1996. Myocardial infarctions in Sweden 1987-1996. SOS. Stockholm. Socialstyrelsen (2001). Folkhälsorapport 2001. Stockholm. Statistiska Centralbyrån (1965). Rökvanor i Sverige. En postenkätundersökning våren 1963. Utredningsinstitutet. Stockholm. Statistiska Centralbyrån (1997). Kohortdödligheten i Sverige. Demografiska rapporter 1997:2. Statistiska Centralbyrån (2000). Sveriges framtida befolkning. Demografiska rapporter 2000:1. Statistiska Centralbyrån (2001). Rikets indelningar 2001. Stockholm. Välfärdsbulletinen, nr 2 1991. Män, kvinnor och rökning. SCB. Sedan 1950-talet finns det flera rapporter som beskriver dödligheten regionalt (länsvis). Följande SCB-rapporter kan nämnas: Dödligheten i länen 1959-1962. SOS Dödlighet och dödsorsaker med regional fördelning 1964-67. SOS Livslängdstabeller för årtiondet 1961-70. SOS Regional dödlighet 1970-75. IPF 1978:6, SCB Livslängdstabeller för årtiondet 1971-80. SOS Dödstal efter kön, ålder och dödsorsak. Volym II: Riket, länen och storstadsområden 1974-1978. Statistiska meddelanden. HS 1981:10.2. SOS Livslängdstabeller för länen 1981-85. Demografiska rapporter 1987:1. SOS Hälsan i Sverige. Hälsostatisisk årsbok 1987/88. SOS

76 9 Livslängdstabeller och standardiserade dödstal (SMR) I detta kapitel redovisas livslängdstabeller för perioderna 1991-2000 och 1996-2000. Tabellerna 9.1 och 9.2 avser livslängdstabeller för hela riket i 1- årsåldersklasser för de båda tidsperioderna och tabell 9.3 i femårs åldersklasser. I tabell 9.4 visas livslängdstabeller för länen med femårs åldersindelning för de båda tidsperioderna och i tabell 9.5 motsvarande för kommunerna Stockholm, Malmö och Göteborg. I tabellsamlingens senare del finns standardiserade dödstal (SMR) för kommunerna (och länen) 1991-2000 (tabell 9.6) och konfidensintervall för SMR (tabell 9.7) samt SMR för perioden 1996-2000 enbart för länen (tabell 9.8). Beräknings- och presentationsformen för tabell 9.1-2 överensstämmer med livslängdstabeller som redovisas i den löpande befolkningsstatistiken. Tabellerna med i huvudsak 5-årsåldersklasser är beräknade på samma sätt men är förkortade (abridged life tables). De är baserade på livslängdstabeller med 1-årsåldersindelning. Risktid och "antal döda" summeras till valda åldersklasser. Kolumnen med "antal döda efter födelsedagen" har utelämnats. Observera att i tabellerna med femårs åldersindelning visas dödstal istället för dödsrisker för att öka jämförbarheten mellan olika stora åldersklasser. Dödstalen i de olika åldersklasserna har beräknats som antal döda dividerat med risktiden (döda per 1000 personer och år), vilket även gäller för åldrarna över 90 år. Observera ett undantag. Värdet för 0-åringar avser spädbarnsdödligheten beräknad som antal döda dividerad med antal födda. Dessutom finns en kolumn med "genomlevd tid" inom livslängdstabellen ram (förväxla ej risktid). Den genomlevda tiden i en 5- årsåldersklass består av en summering ålder för ålder av genomlevd tid från den ursprungliga, fullständiga livslängdstabellen (L x ).

77 Tabell 9.1 Livslängdstabeller för riket 1991-2000 "Risktiden" för 0-åringar utgörs av antal födda Medelåldern för 0 åringar vid dödsfallet: Pojkar: 0.125 Flickor: 0.124 (År 1993-97)

78

79

80 Tabell 9.2 Livslängdstabeller för riket, 1996-2000 1 "Risktiden" för 0-åringar utgörs av antal födda Medelåldern för 0 åringar vid dödsfallet: Pojkar: 0.134 Flickor: 0.123

81

82

83 Tabell 9.3 Livslängdstabeller för riket 1991-2000 (femårsåldersvis) 1 "Risktiden" föro-åringar utgörs av antal födda " Hänför sig till början av en åldersklass

84 Tabell 9.4 Livslängdstabeller för länen 1991-2000 och 1996-2000 1 "Risktiden" för 0-åringar utgörs av antal födda " Hänför sig till början av en åldersklass

1 "Risktiden" för O-åringar utgörs av antal födda - Hänför sig till början av en åldersklass 85

86 "Risktiden" för O-åringar utgörs av antal födda 2 Hänför sig till början av en åldersklass

1 "Risktiden" för O-åringar utgörs av antal födda " Hänför sig till början av en åldersklass 87

88 "Risktiden" för O-åringar utgörs av antal födda 2 Hänför sig till hörjan av en åldersklass

1 "Risktiden" för O-aringar utgörs av antal födda "" Hänför sig till början av en åldersklass 89

90 1 "Risktiden" för 0-åringar utgörs av antal födda 2 Hänför sig till början av en åldersklass

1 ""Risktiden"" för O-äringar utgörs av antal födda " Hänför sig till början av en åldersklass 91

92 "Risktiden" för O-åringar utgörs av antal födda " Hänför sig till början av en åldersklass

1 "Risktiden" för O-äringar utgörs av antal födda " Hänför sig till början av en åldersklass 93

94 1 "Risktiden" för O-åringar utgörs av antal födda " Hänför sig till början av en åldersklass

1 "Risktiden" för O-äringar utgörs av antal födda " Hänför sig till början av en åldersklass 95

96 "Risktiden" för O-åringar utgörs av antal födda 2 Hänför sig till början av en åldersklass

1 "Risktiden" for 0-äringar utgörs av antal födda ~ Hänför sig till början av en åldersklass 97

98 1 "Risktiden" för O-åringar utgörs av antal födda " Hänför sig till början av en åldersklass

1 ''Risktiden" för O-åringar utgörs av antal födda " Hänför sig till början av en åldersklass 99

100 "Risktiden" för 0-åringar utgörs av antal födda Hänför sig till början av en åldersklass

1 "Risktiden" för 0-äringar utgörs av antal födda " Hänför sig till början av en åldersklass 101

102 "Risktiden" för 0-åringar utgörs av antal födda " Hänför sig till början av en åldersklass

1 "Risktiden"' för 0-åringar utgörs av antal födda " Hänför sig till början av en åldersklass 103

104 1 "Risktiden" för 0-åringar utgörs av antal födda " Hänför sig till början av en åldersklass

1 "Risktiden" för 0-äringar utgörs av anta] födda " Hänför sig till början av en åldersklass 105

106 "Risktiden" för 0-åringar utgörs av antai födda " Hänför sig till början av en åldersklass

107 1 "Risktiden" föro-äringar utgörs av antal födda : Hänför sig till början av en åldersklass

108 Tabell 9.6. Standardiserade dödstal (SMR) för kommuner i förhållande till rikets nivå 1991-2000. Rikets nivå=1 i respektive indelning

109

110

111

112

113

114

115

116 Signifikansnivåer: * avser 5%-nivån, **1%-nivån, *** 0,1%-nivån.

Tabell 9.7. Konfidensintervall (95-procent) avseende SMR för kommuner 1991-2000. Rikets nivå=1 i respektive indelning 117

118

119

120

121

122

123

124

125

126 Tabell 9.8. Standardiserade dödstal (SMR) för län i förhållande till rikets nivå 1996-2000. Rikets nivå=1 i respektive indelning Signifikansnivåer: * avser 5%-nivån, **1%-nivån, *** 0,1%-nivån.

127 10 English summary This report contains life tables for the two periods 1991-2000 and 1996-2000. The life tables are presented for whole country, the counties and the three largest cities in Sweden. Results The life expectancy reached 76,9 years for men and 81,8 years for women during the period 1996-2000. The increase since 1991-95 is 1,3 years for men and 0,9 years for women. For men this is the largest increase since the 1950's. Growing life expectancy among the elderly is the primary momentum for change. Declining mortality for middle-aged men is also important for the increase in life expectancy. Life expectancy varies between different parts of Sweden. Principally the highest level is found in the southern parts, especially in the southwest, together with Uppsala county (map page 73), and the lowest level in the middle and northern parts of Sweden. The rest of the country (the southeast) has mainly an intermediate level. Counties containing metropolitan areas are exceptions to this pattern. In general, men have a tendency in these latter regions for lower life expectancy than men in the whole country, and women have higher life expectancy than the average in the country. In the largest cities both men and women have lower life expectancy than in the whole country. However, only men have a markedly lower life expectancy from the age of 65. The variation in life expectancy is mainly caused by a variation in the mortality in circulatory diseases. The life expectancy has increased homogenously in Sweden between 1991-95 and 1996-2000. During the period 1991-1995 to 1996-2000 mortality has declined in all ages. The mortality from accidents has fallen during the 90's, and from 1991 to 2000 the infant mortality rate has fallen from 6,2 per 1000 to 3,4. Since the end of the 80's, mortality has decreased above all in circulatory diseases.

128 Data The basic data are the registered entries that are made for civil registration purposes. The population figures concern the registered population just as the numbers of deaths concern those registered during the period. Calculation methods Probabilities of death The life tables are based on the observed probabilities of death. The formula for the probability is presented on page 66. In the ages of 91 years and upwards, the probabilities of death which have been used in the life tables have been derived from a generalized Perk's formula. Life tables for regions The regional life tabels are complete tables which have been compressed to abridged life tabels. Exposure time (risktid) and observed number of deaths (antal döda) from the complete life tables have been aggregated within the age groups. The number of survivors (kvarlevande av 100 000 levande födda) and the life expectancy (återstående medellivslängden) refer to the beginning of an age group. The age-specific death-rates (dödstal) refer to the entire age group.

129 11 List of terms antal av därav döda dödsorsak dödsrisk dödstal efter födelsedagen fullständig genomlevd tid hela riket kommun kvarlevande kvinnor (kv) levande födda livslängdstabeller län medelfolkmängd män observerat rangordning riket risktid stor storstadsområde typvärde för dödsålder ålder år årtionde återstående medellivslängd number of of which deaths cause of death probability of death death-rate after date of birth complete number of years lived (L in lifetable) the whole country municipality survivors women live births life tables county mean population men observed rank country exposure time large metropolitan area modal age of death age year decade life expectancy