Использование индексного метода и методов стандартизации для анализа динамики общих коэффициентов смертности и роли факторов структуры и интенсивности

СО

Как было показано в главе 4, общие коэффициенты можно представить в виде взвешенной суммы частных коэффициентов, где весами выступают численности или доли соответствующих подгрупп населения (субнаселений). В частности, общий коэффициент смертности можно представить как взвешенную сумму повозрастных коэффициентов:

?„ЛШД,х„/>Л СМ Я = ^ = -5-

р СО

0)

= Т„АЗМЯхх„Ах,

I

О

р

п х

О

(8.7)

где пАх — доля соответствующей возрастной группы во всем среднегодовом населении, а все прочие обозначения те же, что и прежде.

Отсюда два общих коэффициента смертности (для двух разных населений или для разных периодов) можно сопоставить следующим образом:

СМ Я

со

I

о

„АБМЯ^

X

смя

о

СО

I

о

о

ПАЯМЯХ

х

Д°

П X

(8.8)

где верхние индексы 0 и 1 означают просто сравниваемые населения.

Если имеются все компоненты формулы (8.8), то можно применить индексный метод, хорошо известный из статистики. Для этого надо построить систему индексов постоянного состава. В данном случае имеется в виду постоянство возрастной структуры населения. При этом за неизменную возрастную структуру можно принимать возрастную структуру или одного из сравниваемых населений, или любого третьего населения, лишь бы возрастная структура последнего была близка возрастным структурам сравниваемых населений. С этой целью умножим числитель и знаменатель правой

СО

части равенства (8.8) на одно и то же число (^ п^МЯ х яд2),

о

равное той условной, гипотетической величине общего коэффициента смертности, которая бы имела место при предположении неизменности, одинаковости возрастных структур сравниваемых населений (например, в начале и в конце интересующего нас периода) и поменяем местами сомножители:

СО

CMR

,, Х„Л5Л<хХ

О

CMR

о

Х„ЛШД°хХ

О

со

YsnASMRUA х?„АШ^Х„Д

. _о_о_

X „ASMRl х „д; х Y „ASMR' х „Д

О

О

со

I,«;xX Y„ASMRlxx„A

О

со

X

О

oe

^„asmr.UA Z„asmrU„a

о о

со

YnASMR]xxnx

х п х CMR1

CMR

о

X

ю

Y„ASMR'xx„ а

О

‘х

О

(8.9)

Крайняя правая часть равенства (8.9) есть произведение отношения гипотетического общего коэффициента смертности к общему коэффициенту смертности в начале периода (или для населения, принятого за базу расчетов) на отношение общего коэффициента смертности в конце периода к этой гипотетической величине. Иначе говоря, мы представили отношение двух фактических общих коэффициентов смертности в виде произведения

со

двух сомножителей, первый из которых nASMRlx х пА°х )

_0_

CMR0

показывает, как изменился общий коэффициент смертности за счет изменения повозрастной интенсивности смертности (назовем его индексом интенсивности смертности, /.), а ВТО-

с me}

СО

рой (-) — как изменился общий коэффици-

О

ент смертности за счет изменения возрастной структуры населения (назовем его индексом возрастной структуры, /7).

Если теперь назвать отношение двух общих коэффициентов смертности индексом общей смертности и обозначить его / , то имеем:

К, = I, х А, •

Воспользуемся этой системой индексов с целью выявления соотносительной роли факторов динамики общих коэффициентов смертности мужского и женского населения России в период 1990—2000 гг., т.е. изменений повозрастной смертности и возрастной структуры населения. Эта задача напоминает ту проблему, которая обсуждалась в главе о рождаемости, когда описывались методы определения роли демографической структуры и репродуктивного поведения в детерминации уровня рождаемости. И это действительно так: здесь повозрастную смертность можно рассматривать как индикатор самосохранительного поведения, т.е. поведения, связанного со здоровьем и продолжительностью жизни (о нем речь будет идти ниже в этой главе). Имеем следующие величины общих коэффициентов смертности мужчин и женщин в 1990 и 2000 гг.: мужчины 11,6%с и 17,4%с; женщины соответственно — 10,9%с и 13,6%с. За базовую возрастную структуру примем возрастную структуру населения России по переписи 1989 г. Все необходимые данные и расчеты приведены в табл. 8.4.

Исходя из данных таблицы 8.4, получаем следующие значения индексов, измеряющих роль факторов поведения и возрастной структуры в детерминации общего коэффициента смертности:

/I990-2000 , равен

= 1,5,

11,6

„ ,1990-2000 13,6

Индекс общей смертности для женщин, , равен = 1,25.

индекс интенсивности смертности ДЛЯ мужчин, ,1990-2000 ? ра-

т 1 /'

индекс общей смертности для мужчин, т

вен

  • 15,0
  • 11,6

= 1,29 • Индекс интенсивности смертности для женщин,

12,1

,1990 2000 ^ равен —2- = 1,11. Индекс возрастной структуры для ,1990-2000 17,4 Л Лґ ТЛ

мужчин, т /5, , равен 7^7 = 1,16. Индекс возрастной струк-

15,0

туры для женщин ,

  • 1990 2000 ^ равен 1= 1,12.
  • 12,1

Факторный анализ динамики общих коэффициентов смертности в России,

1990-2000

Воз

раст

Возрастная структура по переписи населения 1989 г, (в относительных долях 1)

Повозрастная смертность

1990

2000

1990

2000

Расчет условной величины общих коэффициентов смертности в 2000 г., по возрастной структуре 1989 г.

Мужчины

Женщины

Мужчины

Женщины

Мужчины

Жен

щины

1

2

3

4

5

6

7

8 = гр.2 х х гр.5

9 = гр.З х х гр.7

0-1

0,017 275

0,014551

20,2

17,3

14,7

13,2

0,30

0,19

1-4

0,071 921

0,060 824

1,1

1,1

0,9

0,9

0,08

0,05

5-9

0,083 947

0,071 41

0,7

0,6

0,4

0,4

0,05

0,03

10-14

0,078 181

0,066 662

0,6

0,6

0,3

0,3

0,05

0,02

15-19

0,074 493

0,061 921

1,6

2,2

0,6

0,8

0,16

0,05

20-24

0,072 125

0,061 279

2,6

5

0,7

1,2

0,36

0,07

25-29

0,092 756

0,078 966

3,3

6

0,8

1,4

0,56

0,11

30-34

0,0942

0,0816

4,3

7

1,1

1,8

0,66

0,15

35-39

0,084718

0,074 868

5,6

9,1

1,6

2,4

0,77

0,18

40-44

0,054 948

0,049 636

7,6

12,6

2,4

3,4

0,69

0,17

45-49

0,054 824

0,053 478

11,7

17,7

3,8

5,1

0,97

0,27

50-54

0,064 819

0,065 633

16,1

24,4

5,4

7,6

1,58

0,50

55-59

0,054 136

0,059 755

23,4

33,7

8,6

11,5

1,82

0,69

60-64

0,047 147

0,065 388

34,2

45

13,5

15,9

2,12

1,04

65-69

0,019 905

0,04013

46,6

60,4

22

25,7

1,20

1,03

70-74

0,014717

0,033 735

67,7

81,5

37,1

41

1,20

1,38

75-79

0,011 927

0,032 099

100,2

103,7

62,3

66,9

1,24

2,15

80-84

0,0053

0,017 947

146,4

145,8

105,9

112,7

0,77

2,02

85 и более

0,002 09

0,009 536

226,6

200,4

196,9

207,9

0,42

1,98

Всего

1,000 000

1,000 000

11,6

17,4

10,9

13,6

15,01

12,09

Индекс общей смертности,

1,500

1,248

Индекс интенсивности повозрастной смертности, //

1,294

1,109

Индекс возрастной структуры, Ist

1,159

1,125

Рассчитано по: Демографический ежегодник РФ 2001... С. 37, 165.

Таким образом, при росте общего коэффициента смертности мужчин на 50% ее действительный рост из-за повышения повозрастной смертности составил 29,4%, еще 15,9% добавило постарение возрастной структуры мужского населения. Для женщин соответствующие данные составляют 24,8%, 10,9% и 12,5%. Обратите внимание, что вклад старения населения для женского населения существенно выше, чем для мужского (50,4% и 31,8% соответственно). Это связано с рассматривавшейся выше мужской сверхсмертностью, особенно в наиболее активных трудоспособных возрастах (вернитесь еще раз к графику 8.1, см. также график 8.5), что, в свою очередь, объясняется действием именно поведенческих факторов и отчасти условиями занятости мужского населения. Как итог, старение женского населения происходит медленнее, чем мужского, что и выражается, в частности, в приведенных выше данных.

  • 0-1
  • 75-79
  • 10-14
  • 70-74
  • 60-64
  • 15-19
  • 20-24
  • 25-29
  • 55-59
  • 30-34
  • 50-54
  • 35-39
  • 45-49
  • 40-44

График 8.5

Соотношение мужской и женской смертности в России в 2000 г. Рассчитано по: Демографический ежегодник РФ 2001... С. 165.

О

X

н"

2

X

га

с[

га

СО

ш

X

X

га

5

га

X

*

о

К

с

X

X

1—

X

о

га

о

X

X

га

ь

X

о_

га

га

5

2

О

о

О

га

га

га

X

о.

га

о

о

X

X

с;

о

*

о

о

со

65-69

д

X

0)

X

X

о

о

X

ь

о.

  • 0)
  • 0 1-0) га
  • 1

X

со

О)

о.

с

О)

н

о

га

о.

га

о

ш

Индексный метод возможно применять только, если известны данные как об изменении повозрастных коэффициентов смертности, так и о возрастной структуре. Если же таковых данных нет, то применение индексного метода становится невозможным. В этом случае решить поставленную в начале этого параграфа задачу выявления роли изменения повозрастной смертности и возрастной структуры можно применяя рассмотренные в главе 4 методы стандартизации демографических коэффициентов. При этом в зависимости от того, какие конкретно данные имеются в распоряжении, применяют или прямую, или косвенную стандартизацию. Когда имеются данные о повозрастных интенсивностях смертности, но неизвестна возрастная структура, то применяют прямой метод стандартизации. В противном случае применяют косвенную стандартизацию.

В случае применения прямой стандартизации известные повозрастные коэффициенты смертности перевзвешиваются по возрастной структуре населения, принятого за стандарт, в случае же применения косвенной стандартизации повозрастные коэффициенты смертности населения, принятого за стандарт, перевзвешиваются по возрастным структурам сравниваемых населений. Затем рассчитываются индексы стандартизации, как это описано в главе 4, и определяются факторы динамики общих коэффициентов смертности или их отличия, если речь идет о сравнении двух разных населений. Поскольку этот вопрос подробно рассматривался в главе 4, здесь мы не будем подробно останавливаться на нем. Ограничимся лишь показом различий мужской и женской смертности в России в 2000 г., основываясь на официальных данных Росстата (см. табл. 8.5). За стандарт повозрастной смертности в табл. 8.5 приняты условные повозрастные коэффициенты смертности, равные простой средней арифметической из повозрастных показателей для мужского и женского населения России в 1990 г.

Согласно официальным данным, в 2000 г. общий коэффициент смертности мужского населения в 1,279 раз, или на 27,9%, превышал аналогичный показатель для женщин. Однако мы знаем, что возрастная структура женского населения является более старой, чем возрастная структура населения мужского. Отсюда можно предположить, что разрыв между мужской и женской смертностью на самом деле более значительный, чем об этом говорит простое сопоставление ее фактических общих коэффициентов. И действительно, сравнение стандартизованных общих коэффициентов показывает, что в реальности в 2000 г. мужская смертность более, чем в 2 раза превышала женскую. Попробуйте самостоятельно проделать необходимые расчеты.

Подобный разрыв не имеет прецедентов в мире и является нетерпимым для страны, считающей себя цивилизованной. Основная причина такого разрыва конечно же поведенческий фактор, то печальное обстоятельство, что самосохранительное поведение российских мужчин является в своей массе антиэкзистенциальным, угро-

Стандартизация общих коэффициентов смертности мужского и женского населения России в 2000 г.

Косвенная стандартизация

Возраст

Среднегодовая возрастная структура 2000 года

Стандарт повозрастной смерт-ности

Расчет условной общей смертности

Мужчины

Женщины

Мужчины

Женщины

Всего

1,000 000

1,000 000

11,3

9,83

16,84

0-1

0,009 368

0,007 785

17,5

0,16

0,14

1-4

0,038 624

0,032 289

1,0

0,04

0,03

5-9

0,059 968

0,050 180

0,6

0,03

0,03

10-14

0,087 996

0,074 407

0,5

0,04

0,03

15-19

0,088 485

0,075 679

1,1

0,10

0,08

20-24

0,080 108

0,069 270

1,7

0,13

0,11

25-29

0,077 078

0,065 068

2,1

0,16

0,13

30-34

0,070 879

0,060 515

2,7

0,19

0,16

35-39

0,084 506

0,075 243

3,6

0,30

0,27

40-44

0,090 206

0,083 171

5,0

0,45

0,42

45-49

0,080 069

0,077 050

7,8

0,62

0,60

50-54

0,060 675

0,061 553

10,8

0,65

0,66

55-59

0,034 466

0,039 210

16,0

0,55

0,63

60-64

0,053 332

0,066 528

23,9

1,27

1,59

65-69

0,033 593

0,047 745

34,3

1,15

1,64

70-74

0,030 282

0,052 983

52,4

1,59

2,78

75-79

0,011 589

0,031 619

81,3

0,94

2,57

80-84

0,004 880

0,015 426

126,2

0,62

1,95

85 и более

0,003 895

0,014 278

211,8

0,82

3,02

Рассчитано по: Демографический ежегодник РФ 2001... С. 165.

жающим не только здоровью, но и самой жизни. Ниже мы увидим точную количественную меру этого разрыва в годах жизни, потерянных мужским населением нашей страны по сравнению с женским. Существование такого разрыва порождает многочисленные и опасные демографические, экономические и социальные последствия.

 
< Пред   СОДЕРЖАНИЕ     След >