WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 38 | 39 || 41 | 42 |   ...   | 55 |
0,7416

1,2312

55—59

15,2

21,4

0,0574

0,8725

1,2284

60—64

22,0

29,7

0,0628

1,3816

1,8652

65—69

29,6

39,2

0,0393

1,1633

1,5406

70—74

45,7

51,3

0,0275

1,2568

1,4108

75—79

71,6

78,2

0,0277

1,9833

2,1661

80—84

114,4

123,2

0,0150

1,7160

1,8480

85 и старше

201,8

214,4

0,0077

1,5539

1,6509

Итого

11,2

15,0

1,0000

12,5510

15,9144

Теперь вычислим индексы динамики общихкоэффициентов смертности в России за 1990 — 1995 гг. Индекс динамикифактических общих коэф­фициентов уже известен из предыдущего раздела. Онравен:

Индекс динамики стандартизованныхкоэффициентов смертности будет иным:

Хотя по условию задачи нам не известнавозрастная структура на начало и конец изучаемого периода, мы можем узнать еевлияние на динамику общего коэффициента смертности. Для этого вспомнимвзаимосвязь трех индексов динамики общего коэффициента смертности изпредыдущего раздела: Jm =Jmx x Jωx, т.е. индексдинамики фактических общих коэффи­циентов смертности равен произведению двух индексов, первый изкото­рых характеризуетизменение величины общего коэффициента смертности за счет действительногоизменения смертности, а второй индекс — измене­ние той же величины общегокоэффициента смертности за счет изменения возрастной структуры населения. Такимобразом, по двум известным элементам вышеприведенного уравнения взаимосвязитрех индексов нетруд­ноопределить третий индекс:

. Отсюда: 1,339/1,268 =1,056.

Окончательный вывод: уровень смертностинаселения в России увеличился за 1990—1995 гг. на 26,8% (а не на 33,9%,как свидетельствует изме­нение общего коэффициента смертности), а еще 5,6% роста— результат изменения(постарения) возрастной структуры населения. Полученные прямым методомстандартизации коэффициентов результаты несколько отличаются от аналогичныхрезультатов, полученных с помощью индекс­ного метода. Это результат грубостирасчетов, их приблизительности. Но все же различия невелики.

6.4.2. Косвенный методстандартизации

Если в распоряжении исследователя имеютсяданные о возрастной структуре сравниваемых совокупностей населения, нонеизвестны возрастные коэффициенты смертности и нет исходных данных для ихрасчета, то можно произвести стандартизацию коэффициентов косвенныммето­дом. В этом случаеза стандарт принимаются возрастные коэффициенты какого-либо населения, которыеможно найти в статистических справочниках.

При этом методе стандартизация производитсякосвенно, т.е. мы задаемся вопросом, каким было бы общее число умерших, если бывозрастные коэффициенты смертности во всех сравниваемых группах были быодинаковыми и именно такими как в стандарт-населении (т.е. в населении,принятом за стандарт). Это рассуждение можно выразить в виде формулы:M = ∑Мх = ∑Px mx, или, еслиэту формулу пересказать словами, она означа­ет, что общее число умершихM равно сумме умерших вовсех возрастных группах ∑Мx, которая, всвою очередь, может быть представлена в виде суммы произведений численностинаселения каждой возрастной группы на соответствующий ей возрастной коэффициентсмертности. По условию нам известны возрастные структуры сравниваемых группнаселения, но неизвестны их возрастные коэффициенты смертности. Поэтомузаменяем неизвестные возрастные фактические коэффициенты смертностипроизво­льноподобранными (из справочника, относящимися к любому населению, о котором мы всеже априори знаем, что его повозрастная смертность не слишком отличается отсмертности в сравниваемых населениях). Исполь­зуя возрастные коэффициентысмертности населения, принятого за стан­дарт, получаем так называемыеусловные числа умерших, т. е. числа умерших, какими они были бы при условии,что повозрастная смертность во всех сравниваемых группах населения одинакова итакая, как в населении, принятом за стандарт. В виде формулы это можноизобразить таким обра­зом: М0 = ∑Px х тх0, гдеM0 - условноечисло умерших, Рх — фактические возрастные структуры сравниваемых населений, итх0 - возрастные коэф­фициенты смертности населения,принятые за стандарт. Сравнивая за­тем фактическое число умерших в каждом населении с соответствующимэтому населению условным числом умерших, получаем индекс, показыва­ющий, насколько фактическаяповозрастная смертность в сравниваемом населении (или группе населения)отличается от смертности стандарт-на­селения. Умножая этот индекс на общий коэффициент смертностистан­дарт-населения(т0), получаем витоге стандартизованный коэффициент смертности для каждого сравниваемогонаселения. Окончательно наши рассуждения удобно выразить следующейформулой:

(6.8)

где тCТ — стандартизованный общийкоэффициент смертности; Рх — возрастные группы сравниваемого населения; М —общее число умерших в сравниваемом населении;тх0 — возрастные коэффициенты смертности населения, принятого застандарт, и т0 —общий коэффициент смертности населения, принятого застандарт.

Но расчет самих стандартизованныхкоэффициентов смертности для проведения сравнений уровней смертности на самомделе вовсе не обязателен. Это, скорее всего, лишь дань привычке, уступка нашемужеланию уви­детькоэффициенты смертности в привычном виде. Однако эта привычка не безобидна, таккак заставляет некоторых аналитиков трактовать величи­ну стандартизованного коэффициентааналогично фактической. В этом случае нередко рассуждают так: «Фактическиекоэффициенты измеряют процесс неправильно, потому что их величина зависит отособенностей возрастной структуры. А стандартизованные коэффициенты (ихвеличина) отражают уровень демографического процесса правильно, потому что онисвободны от влияния возрастной структуры». Между тем величина стан­дартизованного коэффициентавовсе не характеризует уровень смертно­сти.Сама по себе она —условна, самостоятельного значения не имеетни­какого (ведь она во многом зависит от особенностей возрастной структурыстандарт-населения).

Поэтому вполне можно ограничиться расчетоминдексов, выражающих соотношение фактических и условных чисел умерших, споследующим сравнением между собой уже этих индексов. Представим эторассуждение в виде формулы:

JmСТ (6.9)

где все условные обозначения известны изпредыдущей формулы. От подобного упрощения расчет станет только точнее (за счетсокращения коли­честваокруглений).

В качестве примера сравним уровнисмертности мужского и женского населения России в 1995 г.122 (таблица6.4). Общие коэффициенты смертно­сти мужского и женского населения России в 1995 г. составилисоответст­венно 16,9 и13,3‰. Отсюда определяем,что уровень смертности мужчин выше, чем женщин, на 16,9/13,3 = 1,271, т.е. на27,1%. Это немало, но с та­кой разницей можно было бы согласиться. Однако мы догадываемся, чтоименно в силу более высокой продолжительности жизни женщин по срав­нению с мужчинами их возрастнаяструктура в среднем старше аналогич­ной структуры мужского населения. Стандартизация коэффициентовсмертности позволяет устранить (элиминировать) влияние различийвозра­стной структурымужского и женского населения на величину общих ко­эффициентов смертности, так сказать,уравнять их в этом отношении. Окончательный расчет по формуле будеттаким:

JmСТ = 1197048 /779467 х 1428193 / 1055541 = 1,536 х 1,353 = 2,078

Результат расчета показывает, что на самомделе смертность мужчин выше, чем смертность женщин, нена 27%, а в 2,1 раза. Это уже явно ничем не оправданная и нетерпимая разница впродолжительности жизни, имеющая далеко идущие и многообразные демографическиеи другие социаль­ныепоследствия.

В заключение этого раздела хочу обратитьвнимание на два очень важных обстоятельства, связанных с использованием методовстандартизации коэффициентов.

Во-первых, не существует какого-либоформализованного способа выбора (подбора) стандарт-населения. Это делается наоснове опыта. Подбирается население — его параметры (возрастнаяструктура при прямом ме­тоде стандартизации — или возрастные коэффициенты смертности — прикосвенном методе), — окотором априори известно, что оно по этим параметрам схоже с теми населениями,уровни демографических процессов ко­торых (любых, не обязательно только смертности) сравниваются междусобой. Если сравниваются населения с резко различающимися возрастны­ми структурами, то параметрыстандарт-населения выбираются таким об­разом, чтобы они были средними междупараметрами сравниваемых насе­лений (предполагаемых или известных за другие годы ит.п.).

Таблица6.4

Стандартизация общихкоэффициентов смертности мужского и

женского на­селения России в 1995 г. косвеннымметодом

Воз­растные

группы

(лет)

Численность населения на середину 1995 г.

(тыс. человек) Рх

Возрастные коэффициенты смертности

стандарт-населения

в промилле

mx0

Условное число умерших

Рх х тх

Мужчины

Женщины

Мужчины

Женщины

0-4

3892

3693

4,1

15957

15141

5—9

5856

5606

0,6

3514

3364

10—14

6059

5861

0,5

3030

2931

15—19

5525

5367

1,6

8840

8587

20—24

5275

5042

2,7

8440

8067

25—29

4896

4632

Pages:     | 1 |   ...   | 38 | 39 || 41 | 42 |   ...   | 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.