Населения России 1990 и 2005 гг. прямым способом

Стандартизация общих коэффициентов смертности

Возрастные группы, лет	Возрастные коэффициенты смертности (), ‰	Возрастная структура населения по переписи 2002 г., принятая за стандарт ()
0-4	3,9	3,2	0,0441	0,17199	0,14112
5-9	0,5	0,4	0,0478	0,02390	0,01912
10-14	0,4	0,4	0,0717	0,02868	0,02868
15-19	1,1	1,2	0,0882	0,09702	0,10584
20-24	1,7	2,4	0,0790	0,13430	0,18960
25-29	2,1	4,0	0,0731	0,15351	0,29240
30-34	2,7	5,2	0,0678	0,18306	0,35256
35-39	3,6	6,5	0,0704	0,25344	0,45760
40-44	5,0	9,0	0,0864	0,43200	0,77760
45-49	7,6	12,1	0,0799	0,60724	0,96679
50-54	10,3	16,6	0,0694	0,71482	1,15204
55-59	15,2	21,7	0,0368	0,55936	0,79856
60-64	22,0	28,8	0,0550	1,21000	1,58400
65-69	29,6	36,9	0,0437	1,29352	1,61253
70-74	45,7	53,5	0,0406	1,85542	2,17210
75-79	71,6	78,9	0,0269	1,92604	2,12241
80-84	114,4	114,2	0,0108	1,23552	1,23336
85 и старше	201,8	222,7	0,0083	1,67494	1,84841
Итого	11,2	16,1	1,0000	12,55476	15,85472

Полученные таким образом коэффициенты и будут стандартизованными по прямому способу показателями, устраняющими влияние различий возрастного состава населения на величину общего коэффициента смертности. Хотя по условию данных о возрастной структуре населения не имеется ни за 1990 г., ни за 2005 г., влияние ее на динамику общего коэффициента смертности можно узнать, применив взаимосвязь индексов динамики общего коэффициента смертности (по аналогии с применением индексного метода в рождаемости):

,

где левая часть равенства () выражает динамику величины общего коэффициента смертности в целом, а правая – факторы этого изменения ( - характеризует изменение общего уровня смертности под влиянием изменения интенсивности собственно смертности, - отражает изменение общего коэффициента смертности за счет изменения возрастной структуры населения). Таким образом, получаем:

; ;

.

В итоге можно сделать следующие выводы: уровень смертности населения России в действительности увеличился с 1990 по 2005 гг. на 26,2% (а не на 43,8%, как свидетельствует изменение величины нестандартизованного общего коэффициента смертности); а 13,9% роста общего уровня смертности было обусловлено постарением возрастной структуры населения страны. Конечно же, полученные с помощью прямого способа стандартизации коэффициентов результаты являются приблизительными и отличаются от аналогичных результатов, которые могли бы быть получены на основе непосредственного применения индексного метода (на основе фактических данных о возрастной структуре населения). Но различия не являются очень существенными и в условиях отсутствия данных ими вполне можно пренебречь.

Прямой способ стандартизации коэффициентов имеет один серьезный недостаток, который необходимо учитывать при его применении: уровень смертности (возрастной коэффициент), мало представленный в реальном населении, может получить большой удельный вес в возрастной структуре стандартного населения, что обязательно приведет к искажению результатов расчетов. Этого недостатка нет у косвенного способа стандартизации и с этой точки зрения он более точен.

Косвенный способ стандартизации применяется, если имеется информация о возрастной структуре и возрастных коэффициентах смертности как фактического, так и населения, принимаемого за стандарт. Метод косвенной стандартизации изначально был разработан для изучения смертности различных населений или различных групп населений, но он широко применяется и в анализе рождаемости. В частности косвенная стандартизация лежит и в основе оценки реализации максимальной рождаемости (где за стандарт принимаются показатели рождаемости секты гуттеритов), и в основе модели ГМЕР (гипотетического минимума естественной рождаемости) Борисова В.А., которые рассматривались в предыдущей главе. Применительно к смертности этот способ заключается в сопоставлении возрастной смертности фактического населения с показателями повозрастной смертности стандартного населения, взвешенными по возрастному распределению фактического населения.

Расчет стандартизованного коэффициента производится по следующей формуле:

, где:

- стандартизованный общий коэффициент смертности;

- общий коэффициент смертности стандартного населения;

- возрастные коэффициенты смертности фактического населения;

- возрастные коэффициенты смертности стандартного населения;

- возрастная структура фактического населения.

В числителе дроби получается число смертей реального населения, а в знаменателе – число смертей фактического населения, которое имело бы место при условии уровня возрастной смертности стандартного населения, другими словами это число называют «ожидаемым числом смертей». Таким образом, все сказанное можно выразить следующей формулой:

, где:

- ожидаемое число смертей фактического населения и рассчитывается оно следующим образом:

.

Деление на 1000 производится с целью приведения единицы измерения к натуральному виду, т.е. чтобы перейти от промилле обратно к людям.

В качестве примера приведем уровень смертности мужского населения России в 2002 г. Общий коэффициент смертности в 2002 г. составлял у мужского населения нашей страны 18,7‰. Т.е. уровень смертности мужчин в нашей стране в 2002 г. был на 15,4% выше, чем в целом по обоим полам. Разница сама по себе немалая, и при этом общими коэффициентами совершенно не учитывается, что в силу более высокой продолжительности женщин их возрастная структура является более старой по сравнению с мужчинами, что дает основание предполагать, что реальный разрыв смертности мужского и женского населения имеет более глубокий характер. Проведение стандартизации общих коэффициентов смертности позволяет устранить влияние возрастных структур на их величину. При расчете за стандарт примем все население России (табл. 5.5.2).

Таблица 5.5.2

Дата добавления: 2014-12-29