Студопедия

Главная страница Случайная страница

КАТЕГОРИИ:

АвтомобилиАстрономияБиологияГеографияДом и садДругие языкиДругоеИнформатикаИсторияКультураЛитератураЛогикаМатематикаМедицинаМеталлургияМеханикаОбразованиеОхрана трудаПедагогикаПолитикаПравоПсихологияРелигияРиторикаСоциологияСпортСтроительствоТехнологияТуризмФизикаФилософияФинансыХимияЧерчениеЭкологияЭкономикаЭлектроника






Прямой метод стандартизации






Если в распоряжении исследователя имеются возрастные коэффициенты смертности, но неизвестны данные о возрастной структуре сравнивае­мых населений, то индексный метод применить невозможно. В таком слу­чае можно использовать прямой метод стандартизации. В принципе этот метод очень схож с индексным методом. Разница лишь в том, что неизвест­ные данные о фактической возрастной структуре населений (как правило, отличной друг от друга) заменяются произвольно выбранной структурой другого населения (одного для всех сравниваемых населений). Таким пу­тем влияние различий возрастной структуры на величины общих коэффи­циентов устраняется (элиминируется), они искусственно (условно) приво­дятся к одинаковой возрастной структуре, которая принимается за стандарт (слово «стандарт» в данном случае, так же как и «стандартиза­ция», вряд ли можно признать удачным наименованием, но это уже очень старая всемирная традиция, и к ней привыкли все специалисты).

Вернемся снова к формуле общего коэффициента смертности в ее структурном выражении: т = тxwx, где все условные обозначения те же, что и в предыдущем разделе (об индексном методе). Предположим, что мы хотим сравнить два или более общих коэффициента смертности и при этом установить, в какой степени различия между этими коэффициентами (в динамике или в статике) обусловлены различиями в уровнях смертности и в какой — различиями возрастных структур сравниваемых населений (или населения, если выясняется изменение уровня смертности одного и того же населения в динамике). При этом напомню, что по условию ни одна из возрастных структур нам не известна. Формула, приведенная в начале это­го абзаца, примет следующий вид: mСТ = mxwx0, где тСТ стандартизован­ный общий коэффициент смертности; тх, — фактические возрастные коэффициенты смертности; wх0 — возрастная структура населения, принятого за стандарт (или, как говорят, «стандарт-населения»).

Рассмотрим теперь применение прямого метода стандартизации коэффициентов смертности на том же примере, который использовался для де­монстрации индексного метода в предыдущем параметре. Делаю это для того, чтобы можно было сравнить результаты применения разных методов для одной и той же цели (таблица 6.3).

Таблица 6.3

Стандартизация динамики общих коэффициентов смертности населения Рос­сии за 1990—1995 гг. прямым методом

 

  Возрастные группы (лет)   Возрастные коэффициенты смертности mx, ‰   Возрастная структура населения Украины по переписи 1989 г., принятая за стандарт wx0, в долях единицы     mxwx0
       
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 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 общих коэффициентов смертности в России за 1990 — 1995 гг. Индекс динамики фактических общих коэф­фициентов уже известен из предыдущего раздела. Он равен:

Индекс динамики стандартизованных коэффициентов смертности будет иным:

Хотя по условию задачи нам не известна возрастная структура на начало и конец изучаемого периода, мы можем узнать ее влияние на динамику общего коэффициента смертности. Для этого вспомним взаимосвязь трех индексов динамики общего коэффициента смертности из предыдущего раздела: Jm = Jmx x Jwx, т.е. индекс динамики фактических общих коэффи­циентов смертности равен произведению двух индексов, первый из кото­рых характеризует изменение величины общего коэффициента смертности за счет действительного изменения смертности, а второй индекс — измене­ние той же величины общего коэффициента смертности за счет изменения возрастной структуры населения. Таким образом, по двум известным элементам вышеприведенного уравнения взаимосвязи трех индексов нетруд­но определить третий индекс:

. Отсюда: 1, 339/1, 268 = 1, 056.

Окончательный вывод: уровень смертности населения 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 методом стандартизации коэффициентов результаты несколько отличаются от аналогичных результатов, полученных с помощью индекс­ного метода. Это результат грубости расчетов, их приблизительности. Но все же различия невелики.


Поделиться с друзьями:

mylektsii.su - Мои Лекции - 2015-2024 год. (0.007 сек.)Все материалы представленные на сайте исключительно с целью ознакомления читателями и не преследуют коммерческих целей или нарушение авторских прав Пожаловаться на материал