Студопедия

КАТЕГОРИИ:

АвтомобилиАстрономияБиологияГеографияДом и садДругие языкиДругоеИнформатикаИсторияКультураЛитератураЛогикаМатематикаМедицинаМеталлургияМеханикаОбразованиеОхрана трудаПедагогикаПолитикаПравоПсихологияРелигияРиторикаСоциологияСпортСтроительствоТехнологияТуризмФизикаФилософияФинансыХимияЧерчениеЭкологияЭкономикаЭлектроника



Косвенный метод стандартизации. Если в распоряжении исследователя имеются данные о возрастной структуре сравниваемых совокупностей населения




Читайте также:
  1. Amp; Методичні вказівки
  2. Amp; Методичні вказівки
  3. Amp; Методичні вказівки
  4. Amp; Методичні вказівки
  5. Amp; Методичні вказівки
  6. Amp; Методичні вказівки
  7. Amp; Методичні вказівки
  8. B. Искусственная вентиляция легких. Методики проведения искусственной вентиляции легких
  9. Cтруктуры внешней памяти, методы организации индексов
  10. FDDI. Архитектура сети, метод доступа, стек протоколов.

Если в распоряжении исследователя имеются данные о возрастной структуре сравниваемых совокупностей населения, но неизвестны возрастные коэффициенты смертности и нет исходных данных для их расчета, то можно произвести стандартизацию коэффициентов косвенным мето­дом. В этом случае за стандарт принимаются возрастные коэффициенты какого-либо населения, которые можно найти в статистических справочниках.

При этом методе стандартизация производится косвенно, т.е. мы задаемся вопросом, каким было бы общее число умерших, если бы возрастные коэффициенты смертности во всех сравниваемых группах были бы одинаковыми и именно такими как в стандарт-населении (т.е. в населении, принятом за стандарт). Это рассуждение можно выразить в виде формулы: M = åМх = åPx mx, или, если эту формулу пересказать словами, она означа­ет, что общее число умерших M равно сумме умерших во всех возрастных группах åМx, которая, в свою очередь, может быть представлена в виде суммы произведений численности населения каждой возрастной группы на соответствующий ей возрастной коэффициент смертности. По условию нам известны возрастные структуры сравниваемых групп населения, но неизвестны их возрастные коэффициенты смертности. Поэтому заменяем неизвестные возрастные фактические коэффициенты смертности произво­льно подобранными (из справочника, относящимися к любому населению, о котором мы все же априори знаем, что его повозрастная смертность не слишком отличается от смертности в сравниваемых населениях). Исполь­зуя возрастные коэффициенты смертности населения, принятого за стан­дарт, получаем так называемые условные числа умерших, т. е. числа умерших, какими они были бы при условии, что повозрастная смертность во всех сравниваемых группах населения одинакова и такая, как в населении, принятом за стандарт. В виде формулы это можно изобразить таким обра­зом: М0 = åPx х тх0, где M0 ¾ условное число умерших, Рхфактические возрастные структуры сравниваемых населений, и тх0 ¾ возрастные коэф­фициенты смертности населения, принятые за стандарт. Сравнивая за­тем фактическое число умерших в каждом населении с соответствующим этому населению условным числом умерших, получаем индекс, показыва­ющий, насколько фактическая повозрастная смертность в сравниваемом населении (или группе населения) отличается от смертности стандарт-на­селения. Умножая этот индекс на общий коэффициент смертности стан­дарт-населения (т0), получаем в итоге стандартизованный коэффициент смертности для каждого сравниваемого населения. Окончательно наши рассуждения удобно выразить следующей формулой:



(6.8)

где тCТ — стандартизованный общий коэффициент смертности; Рхвозрастные группы сравниваемого населения; М — общее число умерших в сравниваемом населении; тх0возрастные коэффициенты смертности населения, принятого за стандарт, и т0общий коэффициент смертности населения, принятого за стандарт.

Но расчет самих стандартизованных коэффициентов смертности для проведения сравнений уровней смертности на самом деле вовсе не обязателен. Это, скорее всего, лишь дань привычке, уступка нашему желанию уви­деть коэффициенты смертности в привычном виде. Однако эта привычка не безобидна, так как заставляет некоторых аналитиков трактовать величи­ну стандартизованного коэффициента аналогично фактической. В этом случае нередко рассуждают так: «Фактические коэффициенты измеряют процесс неправильно, потому что их величина зависит от особенностей возрастной структуры. А стандартизованные коэффициенты (их величина) отражают уровень демографического процесса правильно, потому что они свободны от влияния возрастной структуры». Между тем величина стан­дартизованного коэффициента вовсе не характеризует уровеньсмертно­сти. Сама по себе она — условна, самостоятельного значения не имеет ни­какого(ведь она во многом зависит от особенностей возрастной структуры стандарт-населения).



Поэтому вполне можно ограничиться расчетом индексов, выражающих соотношение фактических и условных чисел умерших, с последующим сравнением между собой уже этих индексов. Представим это рассуждение в виде формулы:

 

JmСТ (6.9)

где все условные обозначения известны из предыдущей формулы. От подобного упрощения расчет станет только точнее (за счет сокращения коли­чества округлений).

В качестве примера сравним уровни смертности мужского и женского населения России в 1995 г.[122] (таблица 6.4). Общие коэффициенты смертно­сти мужского и женского населения России в 1995 г. составили соответст­венно 16,9 и 13,3‰. Отсюда определяем, что уровень смертности мужчин выше, чем женщин, на 16,9/13,3 = 1,271, т.е. на 27,1%. Это немало, но с та­кой разницей можно было бы согласиться. Однако мы догадываемся, что именно в силу более высокой продолжительности жизни женщин по срав­нению с мужчинами их возрастная структура в среднем старше аналогич­ной структуры мужского населения. Стандартизация коэффициентов смертности позволяет устранить (элиминировать) влияние различий возра­стной структуры мужского и женского населения на величину общих ко­эффициентов смертности, так сказать, уравнять их в этом отношении. Окончательный расчет по формуле будет таким:



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

Результат расчета показывает, что на самом деле смертность мужчин выше, чем смертность женщин, не на27%, а в 2,1 раза. Это уже явно ничем не оправданная и нетерпимая разница в продолжительности жизни, имеющая далеко идущие и многообразные демографические и другие социаль­ные последствия.

В заключение этого раздела хочу обратить внимание на два очень важных обстоятельства, связанных с использованием методов стандартизации коэффициентов.

Во-первых, не существует какого-либо формализованного способа выбора (подбора) стандарт-населения. Это делается на основе опыта. Подбирается население — его параметры (возрастная структура при прямом ме­тоде стандартизации — или возрастные коэффициенты смертности — при косвенном методе), — о котором априори известно, что оно по этим параметрам схоже с теми населениями, уровни демографических процессов ко­торых (любых, не обязательно только смертности) сравниваются между собой. Если сравниваются населения с резко различающимися возрастны­ми структурами, то параметры стандарт-населения выбираются таким об­разом, чтобы они были средними между параметрами сравниваемых насе­лений (предполагаемых или известных за другие годы и т.п.).

 

 

Таблица 6.4


Дата добавления: 2015-04-16; просмотров: 4; Нарушение авторских прав







lektsii.com - Лекции.Ком - 2014-2021 год. (0.01 сек.) Все материалы представленные на сайте исключительно с целью ознакомления читателями и не преследуют коммерческих целей или нарушение авторских прав
Главная страница Случайная страница Контакты