Введение в демографию (1114609), страница 35

Просмтор этого файла доступен только зарегистрированным пользователям. Но у нас супер быстрая регистрация: достаточно только электронной почты!

Текст из файла (страница 35)

8.1. Окончаниеинфекционные новооб- болезни сис- болезниболезнинесчастныевсе другие ивсеи паразитар- разова- темы крово- органов органов пи- случаи, отрав- не установленныевозрастпричиныные болезнинияобращения дыхания щеварения ления и травмыпричиныСтандартизованные коэффициенты смертности — европейский стандарт ВОЗВсего,1918,838,3296,2951,0119,257,0314,5142,5в том числе0–14210,711,76,91,825,51,744,3118,915–591074,246,0147,6325,149,445,1397,363,660 и7540,345,2 1270,04681,5518,8179,0365,0480,7болееСтандартизованные коэффициенты смертности — всемирный стандарт ВОЗВсего,1364,932,9206,5611,085,041,7272,2115,6в том числе0–14220,612,46,91,827,01,744,6126,015–59930,041,1117,3262,140,637,9374,856,160 и6882,947,4 1239,44167,8482,1173,8372,4399,9более151В результате определяется стандартизованный (косвенным методом)индекс смертности I станд. равный отношению общего фактического коэффициента смертности к условному общему коэффициенту, рассчитанномус использованием некоторого стандартного ряда возрастных коэффициентов смертности.Обычно в анализе непосредственно используется индекс I станд.

, нопри желании можно определить стандартизованный косвенным методомкоэффициент смертности, равный произведению индекса смертностиI станд. на общий коэффициент смертности населения стандарта. Косвенный метод также может использоваться для любых причин и интерваловвозрастной шкалы.При анализе динамики численности населения достаточно часто возникает задача оценки факторов, определивших изменение общего коэффициента смертности. При этом обычно используется либо принятая в статистике система индексов либо компонентное разложение изменения общегокоэффициента.Пусть m1 общий коэффициент смертности в первый период времени,соответствующая возрастная (возрастно-половая) структура задается рядом1τVx,β ,2τ m x ,βа возрастная смертность рядом коэффициентов τ m1x,β , а m 2 , τVx2,β и— общий коэффициент, возрастная структура и возрастные ряд ко-эффициентов смертности во второй период в одном и том же населении,или это характеристики двух разных населении.

Введем обозначение( τ mix,β , τVxj,β ) = ∑∑ τ mix,β τVxj,β ,βТогда mi=( τ mix,β , τVxi,β )m2m1Сумма=x. Рассмотрим отношение( τ mx2,β , τVx2,β )( τ m1x,β , τVx1,β )произведений=( τ mx2,β , τVx2,β ) ( τ m1x,β , τVx2,β )⋅.( τ m1x,β , τVx2,β ) ( τ m1x,β , τVx1,β )( τ m1x,β , τVx2,β ) естьобщийкоэффициентсмертности в некотором условном населении, в котором возрастнаясмертность как в первом, а возрастная структура как во втором населении.Первый сомножитель в правой части приведенной формулы измеряет вкладв изменение общего коэффициента смертности от изменения возрастнойсмертности, а второй — от изменения возрастной структуры. Если мы изменим порядок индексов, то получим альтернативную формулу:152m2m1=( τ mx2,β , τVx2,β ) ( τ mx2,β , τVx1,β ).⋅( τ mx2,β , τVx1,β ) ( τ m1x,β , τVx1,β )Теперь первый сомножитель измеряет вклад в изменение общегокоэффициента смертности от изменения возрастной структуры, а второй —от изменения возрастной смертности.

К сожалению, при этом меняетсяне только порядок, но и величина полученных индексов.Компонентный метод основан на следующем разложении разностиобщих коэффициентов:m 2 − m1 =( τ mx2,β , τVx2,β ) −( τ m1x,β , τVx1,β ) ==( τ m1x,β + ( τ mx2,β − τ m1x,β ),τVx1,β +( τVx2,β − τVx1,β ) −( τ m1x,β , τVx1,β ) == (( τ mx2,β − τ m1x,β ),τVx1,β ) +( τ m1x,β ,( τVx2,β − τVx1,β ) + (( τ mx2,β − τ m1x,β ),( τVx2,β − τVx1,β ).Первое слагаемое (( τ mx2,β − τ m1x,β ),τVx1,β ) можно интерпретировать каквкладизменениявозрастнойсмертности,второеслагаемое( τ m1x,β ,( τVx2,β − τVx1,β ) измеряет вклад изменения возрастной структуры, атретье слагаемое (( τ mx2,β − τ m1x,β ),( τVx2,β − τVx1,β ) — совокупное влияние обоихфакторов.8.2.3.

Вероятность смертиВ реальном поколении, изменяющемся только под влиянием смертности,можно непосредственно определить не только коэффициент, но и так называемую вероятность смерти τ q x для человека, дожившего до точноговозраста x , в интервале возрастов от x до x + τ . Этот показатель определяется как отношение:γτ qxM= τ γx ,Pxгде Pxγ численность доживших до точного возраста x из данного поколения, а τ M xγ — численность тех из них, кто умер в интервале возрастовот x до x + τ . Отметим, с точки зрения математики, этот показатель вовсене вероятность, а относительная частота, или эмпирическая вероятность.Термин «вероятность смерти» — лишь дань традиции.В реальном поколении, изменяющимся только под влиянием смертности, вероятность смерти следующим образом соотносится с коэффициентом смертности:153τ qx=τ⋅τ m x,1 + (τ− τ a x )⋅τ m xгде x + τ a x — средний возраст смерти в интервале возрастов от x до x + τ .Эта формула предложена Чангом в 1968 г.Если численность поколения меняется не только под влиянием смертности, то прямой расчет вероятности смерти невозможен, но она можетбыть определена приближенно на основе коэффициента смертности.

Такжеприближенно вероятность смерти в данном интервале возрастов можетбыть определена на основе возрастного коэффициента смертности календарного периода.Метод расчета зависит от избранной гипотезы о характере распределения смертей в интервале возрастов ( x , x + τ ). Часто предполагается, чтосмерти равномерно распределены внутри возрастного интервала. В этом случае величина τ a x равна половине длины возрастного интервала ( x , x + τ ),т.е. τ a x = τ 2 и если τ = 1 , то:qx =mx.1 + 12 ⋅ mxДанный классический вариант формулы Чанга применяется с XIX в.Эта формула применима для всех возрастов, кроме возраста 0 лет, когдагипотеза о равномерном распределении абсолютно не приемлема.

Существуют разные алгоритмы уточнения величины τ a x , использующие данныеоб уровне смертности в соседних возрастных группах.Альтернативная гипотеза предполагает, что в течение интервала возрастов ( x , x + τ ) сохраняется неизменная интенсивность смертности.Можно доказать, что тогда:τ qx= 1− e-τ⋅τ m x.Данную формулу предложил В.В.

Паевский в конце 1920-х гг. Количественно обе гипотезы приводят к весьма близким результатам. Однако иэта формула неприменима для возраста 0 лет, когда в зависимостиот имеющихся данных используются разные приближенные формулы расчета вероятности смерти новорожденного в течение первого года жизни,которую также называют коэффициентом младенческой смертности.Существует очень много формул для расчета коэффициента младенческой смертности. Все их можно разделить на две группы. Первые основанытолько на коэффициенте смертности в возрасте 0 лет, вторые — используют более детальную информацию о смертности на первом году жизни.Формулы первой группы представляют собой вариант формулы Чанга, до154полненной некоторой гипотезой о величине a0 . В первых вариантах формул предполагалось, что средний возраст смерти на первом году жизниравен 1/3 года, позднее — 1/4 года.

Чем ниже уровень смертности, темменьше средний возраст смерти. Основываясь на данных по ряду стран,Кейфитц предложил следующую эмпирическую формулу для определениясреднего возраста смерти на первом году жизни:a0 = 0,07 + 1,7 ⋅ m0В России при расчете коэффициента младенческой смертности используется формула: M 0 M -1 00,+m0 = -1  N0N00где M 00 — число умерших в возрасте до 1 года из родившихся в том году,для которого проводятся вычисления; M 0-1 — число умерших в возрастедо 1 года из родившихся в предыдущем году; N 00 — число родившихсяв том году, для которого проводятся вычисления; N 0-1 — число родившихся в предыдущем году.Вставка 8.3. Помимо общего коэффициента младенческой смертность рассчитываются частные коэффициенты: коэффициент мертворождаемости — отношение числамертворожденных в данном году к числу родившихся живыми и мертвыми в этомгоду; коэффициент ранней неонатальной смертности — отношение числу умерших на первой неделе жизни (в возрасте 0–7 дней) в данном году к числу родившихсяживыми и мертвыми в том же году; коэффициент перинатальной смертности —сумма коэффициентов мертворождаемости и ранней неонатальной смертности.Коэффициент младенческой смертности рассчитывается также по классам причин смерти как доля умерших от определенной величины, умноженная на общий коэффициент младенческой смертности.В том случае, если смерти детей моложе одного года распределенытолько по году смерти и возрасту смерти, можно воспользоваться двумяпоказателями.

Наиболее грубый показатель состоит в соотнесении чиселумерших в данном году с числами родившихся в данном году:Mm0 = 0 ,Nгде M 0 — общее число умерших до 1 года.155Этот показатель не учитывает возможных колебаний чисел родившихся из года в год.Более точный показатель был предложен немецким демографомЙ.

Ратсом в начале XX века и носит его имя. Формула Ратса выглядит следующим образом:M0m0 =,0α ⋅ N + β ⋅ N −1где α и β — веса, которые определяются закономерностями распределения смертей по месяцам на первом году жизни. Ратс принимал эти весыравными, соответственно, 2/3 и 1/3. По мере снижения уровня младенческой смертности, сопровождающегося сдвигом большой части смертейк первому месяцу жизни за счет увеличения доли смертей, обусловленнойэндогенными факторами, соотношение весов меняется (см. табл. 8.2).Табл.

Характеристики

Список файлов книги