 |
 |
 |
 |
|
 |
 |
одинаковости возрастной структуры сравниваемых населений), затем
произведем несложную перестановку:
.
0
1
1
0
0
1
0
1
1
1
0
0
0
1
0
1
x
x
x
x
x
x
x
x
x
x
x
x
m
m
m
m
m
m
m
m
m
m
(6.7)
В правой части нашего уравнения оказались два индекса-дроби.
Первая из них характеризует изменение (или отличие) общего
коэффициента смертности за счет различий именно смертности
(повозрастной интенсивности смертности) при неизменной возрастной
структуре (доли каждой возрастной группы в составе общей численности
населения одинаковы в числителе и знаменателе). Второй индекс
характеризует изменение (либо отличие) общего коэффициента смертности
за счет изменения (или отличия) возрастной структуры населения. Отметим
также, что сумма произведений возрастных коэффициентов смертности на
доли соответствующих возрастных групп в численности населения
(
x
x
m
) есть не что иное, как общий коэффициент смертности, и
произведем соответствующие замены в знаменателе первой дроби и в
числителе второй. Теперь система индексов получает законченный вид.
Для примера проанализируем динамику уровня смертности населения
России за время между серединами 1990 и 1995 гг. (таблица 6.2). Все
исходные данные заимствованы из Демографического ежегодника России.
Подставив в формулу числовые значения, получим:
059
,
1
265
,
1
339
,
1
1672
,
14
0
,
15
2
,
11
1672
,
14
2
,
1
0
,
15
В результате окончательно получаем:
x
mx
m
J
J
J
,
где J
m
— индекс динамики общего коэффициента смертности; J
mx
—
индекс изменения общего коэффициента смертности за счет интенсивности
смертности; J
x
—
индекс изменения общего коэффициента смертности за
счет изменения возрастной структуры населения.
Общий вывод в итоге следующий. За период 1990—1995 гг. общий
коэффициент смертности населения в России повысился на 33,9%, в том
числе на 26,5% — за счет действительного роста смертности и на 5,9% — за
счет изменения (постарения) возрастной структуры населения. Таким
образом, если нас интересует динамика уровня смертности, а не показателя
(и чаще всего это именно так), то уровень смертности в России за
рассматриваемый период времени повысился на 28%, а не на 34, как об этом
можно судить по величине общего коэффициента смертности. Разница
существенная, и ею, вероятно, не стоит пренебрегать.
6.4. Методы стандартизации коэффициентов
Для применения индексного метода требуются данные о структурных
элементах, от которых зависит величина общего коэффициента. К
сожалению, необходимые данные не всегда имеются. В таком случае можно
использовать так называемые методы стандартизации коэффициентов. В
зависимости от характера исходных данных, которыми располагает
аналитик, используются обычно два метода стандартизации коэффициентов:
прямой и косвенный.
