Студопедия

КАТЕГОРИИ:

АвтомобилиАстрономияБиологияГеографияДом и садДругие языкиДругоеИнформатикаИсторияКультураЛитератураЛогикаМатематикаМедицинаМеталлургияМеханикаОбразованиеОхрана трудаПедагогикаПолитикаПравоПсихологияРелигияРиторикаСоциологияСпортСтроительствоТехнологияТуризмФизикаФилософияФинансыХимияЧерчениеЭкологияЭкономикаЭлектроника



Прямой метод стандартизации




Читайте также:
  1. C. Методы и программы испытаний
  2. I. Методологический аспект изучения инстинкта и его роли в жизни человека
  3. I. Психрометрический метод
  4. I. Титрант метода
  5. I. Флагелляция как метод БДСМ
  6. II. Методические указания по проведению занятия.
  7. II. Організаційно-Методичні Рекомендації
  8. II. Погрешности механической обработки. Точность обработки. Методы их расчёта
  9. II. Предметная и методическая компетентность
  10. III. Методические указания по самостоятельной работе студентов.

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 тСТстандартизован­ный 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.




Дата добавления: 2015-09-15; просмотров: 5; 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