WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 4 | 5 || 7 | 8 |   ...   | 15 |

2 Bt + Bt-3 3. Грубый метод, который можно использовать при условии, что уровни рождаемости в годах t и t–1 примерно одинаковы.

t Dt IDR0 = 1000.

Bt 7.2. Методы стандартизации коэффициентов смертности Величина коэффициента CDR зависит от возрастной структуры населения и от соотношения полов. Поэтому сопоставлять данные об общих коэффициентах смертности разных населений не рекомендуется.

Применение стандартизации основано на разложении общего коэффициента смертности на сомножители, выражающие, с одной стороны, интенсивность данного демографического процесса, а с другой стороны, возрастную структуру населения.

Суть стандартизации заключается в том, что реальные общие коэффициенты смертности сравниваются с показателями некоторого условного населения, которое называется стандарт-населением.

1. Методы прямой стандартизации – прямая стандартизация первого рода: возрастной коэффициент смертности реального населения перевзвешивается по возрастной структуре стандарт-населения. Таким образом, получается то число смертей, которое имело бы место в реальном населении, если бы его возрастная структура была бы такой же, как и в стандарт-населении.

р cmASDR Px x станд x Iпр.1 = – индекс прямой стандартизации 1 рода.

cmASDRcm Px x x Стандартизированный общий коэффициент смертности:

станд CDRстанд =CDRстIпр.1, где CDRст – общий коэффициент смертности стандарт-населения.

Он показывает, какова была бы величина CDR в реальном населении, если бы его возрастная структура была такой же, как и в стандартном населении.

Данный метод применяют, когда неизвестны либо не устраивают данные о возрастной структуре сравниваемых населений.

– прямая стандартизация второго рода: возрастная структура реального населения перевзвешивается по возрастной смертности стандарт-населения. Таким образом, получается то число смертей, которое имело бы место в реальном населении, если бы его возрастная смертность была такой же, как и в стандартнаселении.

рASDR ст Рх x станд.= Iпр.2 x – индекс прямой стандартизации 2 рода.

стASDRст Рх х x Стандартизированный общий коэффициент смертности 2 рода:

станд CDRстанд =CDRстIпр.2 – показывает величину общего коэффициента смертности реального населения, если бы его возрастная смертность была бы такой же, как и в стандарт-населении.

2. Методы косвенной стандартизации.

– косвенная стандартизация 1 рода: возрастные коэффициенты смертности стандарт-населения перевзвешиваются по возрастной структуре реального населения. Таким образом, получается то число смертей, которое имело бы место в реальном населении, если бы его возрастная смертность была такой же, как и в стандарт-населении.

рASDR р Рх х станд x Iкосв1 = – индекс косвенной стандартизации 1 рода.

рASDR ст Рх х x Стандартизированный общий коэффициент смертности:

станд CDRстанд =CDRстIкосв.1 – показывает величину общего коэффициента смертности реального населения, если бы его возрастная смертность была бы такой же, как и в стандарт-населении.

– косвенная стандартизация 2 рода: возрастная структура стандарт-населения перевзвешивается по возрастной смертности реального населения. Таким образом, получается то число смертей, которое имело бы место в реальном населении, если бы его возрастная структура была бы такой же, как и в стандарт-населении.

рASDR р Рх х станд= Iкосв2 x – индекс косвенной стандартизации 2 рода.

р cтASDR Рх х x станд CDRстанд=CDRстIкосв.2 – показывает величину общего коэффициента смертности реального населения, если бы его возрастная структура была бы такой же, как и в стандарт-населении.

3. Метод обратной стандартизации называется методом ожидаемой численности населения. Применяется, когда есть данные о:

– общей численности населения – числе смертей в нем.

Предполагает выполнение следующих этапов:

1. Найдем условную численность группы в возрасте х лет, при условии, что реальное население имеет те же возрастные коэффициенты смертности, что и стандарт-население.

p усл.= Dx – число смертей в реальном населении.

Рх cт ASDRx усл усл.

2. Рх =Р – общая численность населения, которая должна была x быть, если бы возрастная смертность была такой же, как в стандарт-населении (ожидаемая численность населения).

Индекс обратной стандартизации усл.

станд= Р Iобр ~.

усл.

Р 3. Нахождение стандартизированного общего коэффициента смертности.

станд.

CDRстанд = CDRст Iобр.. Данная формула показывает величину общего коэффициента смертности реального населения, если бы возрастная смертность была бы такой же, как и в стандарте.

7.3. Таблицы смертности Таблицы смертности (дожития) – это числовые модели смертности, служащие для характеристики её общего уровня и возрастных особенностей в различных населениях. Они представляют собой систему упорядоченных по возрасту и взаимосвязанных между собой рядов чисел, которые в своей совокупности описывают процесс вымирания некоторого теоретического поколения с фиксированной начальной численностью (корень таблицы). Обычно ее принимают равной некоторой степени 10, т.е. 10000, 100000, и т.п. Чаще всего за корень таблицы смертности принимают 100000.

В демографии различают таблицы смертности для реального и условного поколения.

В зависимости от шага временной шкалы различают полные (шаг = 1 году) и краткие (шаг = 5 или 10 годам) таблицы.

Показатели (функции) таблиц смертности делятся на интервальные и кумулятивные. Первые характеризуют смертность на данном интервале возраста, вторые – за весь период жизни до или после данного точного возраста.

Целесообразно рассмотреть взаимосвязи показателей таблиц смертности на примере полных таблиц. В них с переходом от возраста «х» к возрасту «х +1» число доживающих lx будет последовательно уменьшаться на величину числа умирающих в возрасте «х», т.е. dx.

lx + 1 = lx - dx.

Каждый родившийся рано или поздно умирает, и, в конечном счете, число умерших (из каждого поколения, численность которых мы определили заранее) составит l0, т. е. число родившихся, a l0 = dx, x = где a – предельный возраст, до которого доживает последний человек из поколения родившихся.

Вероятность смерти в возрасте «х» (в возрастном интервале от «х» до «x+1») – qx – определяется в соответствии с правилами теории вероятностей как отношение числа умирающих в возрасте «х» – dx, к числу доживающих до этого возраста, т.е. lx.

dx qx =.

lx Вероятность смерти qx можно интерпретировать как долю умирающих в возрасте «х» из числа доживающих до начала возрастного интервала «х».

Вероятность дожития до возраста «х + 1» – px для тех, кто дожил до возраста «х» (до начала возрастного интервала «х»), будет определяться как отношение числа доживающих до возраста «х + 1» к числу доживших до возраста «х» (до начала возрастного интервала «х»).

lx + px =.

lx Вероятность дожития есть не что иное, как доля переживающих возраст «х» из числа доживающих до его начала.

В пределах одного возрастного интервала возможна только единственная альтернатива: либо пережить этот интервал и благополучно отметить следующий день рождения, либо, увы, не дожить до него. Иначе говоря, сумма вероятностей дожития до следующего возраста либо умереть, не дожив до него, равна единице:

qx + px = 1.

Вследствие закономерного уменьшения числа доживающих с основания таблицы смертности l1 = l0 p0.

Далее, следуя той же логике l2 = l1 p1 = l0 p0 p1, lx = l0 p0 p1 … px -1.

Отсюда видно, что число доживающих – это вероятность для новорожденного дожить до возраста «х».

В таблицах смертности нет ни одного доживающего или умирающего.

Вообще – ни одного человека. Есть только вероятности и доли.

Последовательность изменений чисел доживающих lx графически представляет собой линию дожития, характеризующую порядок вымирания поколения. Чем ниже уровень смертности, чем большая доля родившихся (поколения) доживает до старших возрастов, тем более выпуклой формы будет кривая дожития (см. рис. 8).

Числа живущих рассчитывается как среднее арифметическое из чисел доживающих на начало и конец возрастного интервала lx + l x + Lx =.

Также число живущих можно вычислить еще по одной формуле d x Lx =, mx где d – число умирающих в возрасте «x», x mx – возрастные коэффициенты смертности для того населения.

По этой формуле рассчитывается число живущих для всех возрастов, кроме самых первых детских возрастов, для которых используются специальные формулы:

Число живущих в возрасте 0 лет L0 = l0 - d.

x Число живущих в возрасте 1–4 года L1 = 1,704 l1 + 2,533 l5 - 0,237 l10.

Число живущих можно трактовать так же и как число человеко-лет, прожитых всем поколением родившихся в интервале возраста «х». Тогда, следовательно, поколение родившихся l0 проживет на первом году жизни (т. е. в возрасте 0 лет) L0 лет, на 2–м году – L1 лет, на 3–м – L2 лет и т. д., а всего:

a T0 = Lx, x = где T0 – число человеко-лет, которое предстоит прожить данному поколению родившихся.

Если эту сумму человеко-лет разделить на первоначальную численность поколения, т.е. на число родившихся l0, то получим очень важный социальный показатель, который называется показателем средней ожидаемой продолжительности жизни.

Средняя ожидаемая продолжительность предстоящей жизни – это число лет, которое проживет один человек в среднем из данного поколения родившихся при условии, что на всем протяжении жизни этого поколения смертность в каждой возрастной группе будет оставаться неизменной на уровне расчетного периода.

Продолжительность предстоящей жизни рассчитывается для новорожденных (или иначе говорят – ожидаемая продолжительность жизни при рождении) и для достигших некоторого возраста «х».

1Х 0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 возраст (лет) Рис. 8. График кривой дожития a Lx T0 x = Для новорожденных – e0 = =.

l0 la Lx x = Для людей, достигших возраста «x», – ex =.

lx Средняя продолжительность жизни для новорожденных и для достигших любого возраста «x» является наилучшим показателем для характеристики уровня и динамики смертности, т.к. независима от возрастной структуры населения. Однако она зависит от возрастной структуры самой смертности.

Величина средней продолжительности предстоящей жизни в разных возрастных группах может существенно отличаться, хотя интегральный (общий) показатель будет одинаковым для 2–х стран.

Интервальная продолжительность предстоящей жизни – это продолжительность жизни в ограниченном возрастном интервале.

x + n Tx - Tx + n ex = = Li, x + n lx i = x где ex – средняя ожидаемая продолжительность предстоящей жизни в x + n интервале (x; x+n), Tx – число человеко-лет предстоящей жизни поколения в возрасте «х» и старше, Tx + n – число человеко-лет предстоящей жизни поколения в возрасте «x+n» и старше, n – длина возрастного интервала.

7.4. Различия в смертности в разных странах мира Смертность является главным индикатором состояния здоровья населения. Причины смертности изменяются во времени: если в отдаленном прошлом люди умирали преимущественно от инфекционных болезней – чумы, малярии, оспы и т.п., то сейчас главной причиной смерти стали болезни кровообращения, особенно в развитых странах, где число умерших от этих болезней составляет около 50% (в остальных странах – 27%). На втором месте – смертность от злокачественных образований; по этой причине в развитых странах уходит из жизни 21% от умерших, в остальных – 11%. Новое опасное заболевание – СПИД X (синдром приобретенного иммунодефицита), распространившийся во многих странах мира, включая Россию. Из других причин смертности выделяются психические болезни, наркомания, алкоголизм, а также болезни, вызываемые недоеданием.

Плохое питание – удел жителей многих слаборазвитых стран, одна, из главных причин болезней детей и взрослых, а нередко – и их смерти. Так, от недостатка витамина А болеют 40 млн детей, от недостатка железа страдают анемией более 500 млн человек. В Африке из-за недоедания матери во время беременности недостаточный вес при рождении имеют 15% родившихся, в Азии – 20%. Вес ребенка при рождении является одним из важных факторов, определяющих его шансы на выживание и нормальное развитие. В африканских странах у 70% детей замедлен рост, у половины из них ярко выражена атрофия, несущая себе угрозу скоротечной смерти. Коэффициент детской смертности Африке приближается к 200‰, т.е. на 1000 новорожденных приходит» 200 смертей.

В развитых странах коэффициент детской смертности составлял 15‰, а в трех из них – Финляндии, Швеции и Японии – 6,5–7‰. Низкие показатели детской смертности – результат высокого уровня жизни, высокоэффективных лечебных средств и врачебной помощи. Так, в большинстве стран Африки на тыс. жителей приходится один врач, а в Европе – более 20. Но не только численность врачей, но и качество их работы сказывается на показателях детской смертности. Например, бывший СССР по численности врачей стоял на первом месте в мире (42,1 на 10 тыс. человек), однако уровень обслуживания был ниже, чем во многих других странах, и показатели детской смертности не были лучшими в мире.

Одной из распространенных причин смертности являются несчастные случаи, причем их количество постоянно растет. Здесь первое место занимают дорожно-транспортные происшествия. Множество людей являются жертвами инцидентов, связанных с химическими и радиоактивными веществами. Большой вред здоровью наносят пестициды. Ежегодно около 1 млн человек получают отравления с тяжелыми проявлениями и более 220 тыс. человек от этого умирают. При наращивании темпов эксплуатации ресурсов, интенсификации производства возникают новые очаги и причины опасности здоровью людей.

8. Естественный рост и воспроизводство населения 8.1. Показатели воспроизводства населения Их два – брутто- и нетто-коэффициенты воспроизводства населения.

В отличие от коэффициента естественного прироста эти показатели характеризуют изменение численности населения не за год, а за период времени, в течение которого родительское поколение замещается поколением своих детей.

Поскольку замещение поколений характеризуется соотношением уровней рождаемости и смертности, а последняя существенно различается у мужского и женского полов, показатели воспроизводства населения рассчитываются раздельно для каждого пола, чаще для женского. Обычно при этом не принимается во внимание внешняя миграция населения, т.е. рассматривается так называемое закрытое население (условно не подверженное внешней миграции).

Брутто-коэффициент воспроизводства населения рассчитывается так же, как суммарный коэффициент рождаемости, но в отличие от последнего в расчете учитываются только девочки.

R1 = TBR, где TBR – суммарный коэффициент рождаемости, – доля девочек среди новорожденных.

Pages:     | 1 |   ...   | 4 | 5 || 7 | 8 |   ...   | 15 |



© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.