WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 37 | 38 || 40 | 41 |   ...   | 55 |

Общий вывод в итоге следующий. За период1990—1995 гг. общийкоэффициент смертности населения в России повысился на 33,9%, в томчис­ле на 26,5%— за счетдействительного роста смертности и на 5,9% — за счет изменения (постарения)возрастной структуры населения. Таким образом, если нас интересует динамикауровня смертности, а не показателя (и чаще всего это именно так), то уровеньсмертности в России за рассматри­ваемый период времени повысился на 28%, а не на 34, как об этомможно судить по величине общего коэффициента смертности. Разницасущест­венная, и ею,вероятно, не стоит пренебрегать.

6.4. Методы стандартизациикоэффициентов

Для применения индексного метода требуютсяданные о структурных элементах, от которых зависит величина общегокоэффициента. К сожалению, необходимые данные не всегда имеются. В таком случаеможно испо­льзовать такназываемые методы стандартизации коэффициентов. В зави­симости от характера исходныхданных, которыми располагает аналитик, используются обычно два методастандартизации коэффициентов: прямой и косвенный.

Таблица 6.2

Расчет факторовизменения уровня смертности в

России в 1990—1995 гг.


Возрастные

группы

(лет)

Доля каждойвозрастной

группы в общей численности

населения на середину 1990 г.

(в долях единицы, )

Возрастныекоэффициенты смертности (в промилле,

)


0—4

0,0745

4,1

0,3055

5—9

0,0818

0,6

0,0491

10—14

0,0780

0,5

0,0390

15—19

0,0688

1,6

0,1101

20—24

0,0618

2,7

0,1669

25—29

0,0754

3,4

0,2564

30—34

0,0844

4,6

0,3882

35—39

0,0778

6,3

0,4901

40—44

0,0629

8,9

0,5598

45 —49

0,0607

12,3

0,7466

50—54

0,0687

17,1

1,1748

55—59

0,0506

21,4

1,0828

60—64

0,0574

29,7

1,7048

65—69

0,0346

39,2

1,3563

70—74

0,0217

51,3

1,1132

75—79

0,0222

78,2

1,7360

80—84

0,0123

123,2

1,5154

85 и старше

0,0064

214,4

1,3722

Итого

1,0000


14,1672

6.4.1. Прямой методстандартизации

Если в распоряжении исследователя имеютсявозрастные коэффициенты смертности, но неизвестны данные о возрастной структуресравнивае­мых населений,то индексный метод применить невозможно. В таком слу­чае можно использовать прямой методстандартизации. В принципе этот метод очень схож с индексным методом. Разницалишь в том, что неизвест­ные данные о фактической возрастной структуре населений (какправило, отличной друг от друга) заменяются произвольно выбранной структуройдругого населения (одного для всех сравниваемых населений). Такимпу­тем влияние различийвозрастной структуры на величины общих коэффи­циентов устраняется (элиминируется),они искусственно (условно) приво­дятся к одинаковой возрастной структуре, которая принимается застандарт (слово «стандарт» в данном случае, так же как и«стандартиза­ция», врядли можно признать удачным наименованием, но это уже очень старая всемирнаятрадиция, и к ней привыкли все специалисты).

Вернемся снова к формуле общегокоэффициента смертности в ее структурном выражении: т= тxωx,где все условные обозначения те же, что и в предыдущемразделе (об индексном методе). Предположим, что мы хотим сравнить два или болееобщих коэффициента смертности и при этом установить, в какой степени различиямежду этими коэффициентами (в динамике или в статике) обусловлены различиями вуровнях смертности и в какой — различиями возрастных структур сравниваемых населений (илинаселения, если выясняется изменение уровня смертности одного и того женаселения в динамике). При этом напомню, что по условию ни одна из возрастныхструктур нам не известна. Формула, приведенная в начале это­го абзаца, примет следующий вид:mСТ = mxωx0, гдетСТ —стандартизован­ный общий коэффициент смертности;тх, —фактические возрастные коэффициенты смертности;ωх0 —возрастная структура населения, принятого за стандарт (или, как говорят,«стандарт-населения»).

Рассмотрим теперь применение прямого методастандартизации коэффициентов смертности на том же примере, которыйиспользовался для де­монстрации индексного метода в предыдущем параметре. Делаю это длятого, чтобы можно было сравнить результаты применения разных методов для однойи той же цели (таблица 6.3).

Таблица6.3

Стандартизация динамики общихкоэффициентов смертности населения Рос­сии за 1990—1995 гг. прямымметодом


Возрастные

группы

(лет)

Возрастные коэффициенты смертности

mx, ‰

Возрастная структура

населения Украины

по переписи 1989 г.,

принятая за стандарт

ωx0, в доляхединицы


mxωx0

1990

1995

1990

1995

0—4

3,9

4,1

0,0737

0,2874

0,3022

5—9

0,5

0,6

0,0718

0,0359

0,0431

10—14

0,4

0,5

0,0703

0,0281

0,0352

15—19

1,1

1,6

0,0690

0,0759

0,1104

20—24

1,7

2,7

0,0652

0,1108

0,1760

25—29

2,1

3,4

0,0769

0,1615

0,2615

30—34

2,7

4,6

0,0758

0,1819

0,3487

35—39

3,6

6,3

0,0727

0,2617

0,4580

40—44

5,0

8,9

0,0526

0,2630

0,4681

45 — 49

7,6

12,3

0,0626

0,4758

0,7700

50—54

10,3

17,1

0,0720

Pages:     | 1 |   ...   | 37 | 38 || 40 | 41 |   ...   | 55 |



© 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.