 |
 |
 |
 |
|
 |
 |
Таблица 6.2
Расчет факторов изменения уровня смертности в
России в 1990—1995 гг.
Возрастные
группы
(лет)
Доля каждой возрастной
группы в общей
численности
населения на середину
1990 г.
(в долях единицы,
1990
x
)
Возрастные
коэффициенты
смертности (в
промилле,
1995
x
m
)
1990
1995
x
x
m
0—4
0,0745
4,1
0,3055
5—9
0,0818
0,6
0,0491
10—14
0,0780
0,5
0,0390
15—19
0,0688
1,6
0,1101
20—24
0,0618
2,7
0,1669
25—29
0,0754
3,4
0,2564
30—34
0,0844
4,6
0,3882
35—39
0,0778
6,3
0,4901
40—44
0,0629
8,9
0,5598
45 —49
0,0607
12,3
0,7466
50—54
0,0687
17,1
1,1748
55—59
0,0506
21,4
1,0828
60—64
0,0574
29,7
1,7048
65—69
0,0346
39,2
1,3563
70—74
0,0217
51,3
1,1132
75—79
0,0222
78,2
1,7360
80—84
0,0123
123,2
1,5154
85 и старше
0,0064
214,4
1,3722
Итого
1,0000
14,1672
6.4.1. 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 = т
x
x
,
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
