 |
 |
 |
 |
|
 |
 |
.
339
,
1
2
,
11
0
,
15
.
факт
J
Индекс динамики стандартизованных коэффициентов смертности
будет иным:
.
2680
,
1
5510
,
12
9144
,
15
СТ
J
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: J
m
= J
mx
x
J
x
, 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:
J
J
J
mx
m
. 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.
6.4.2. Косвенный метод стандартизации
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
=
М
х
=
P
x
m
x
, или, если эту формулу пересказать словами,
она означает, что общее число умерших M
равно сумме умерших во всех
возрастных группах
М
x
, 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.
