Методы косвенной стандартизации.: косвенная стандартизация 1 рода: возрастные коэффициенты смертности

Косвенный метод стандартизации

Методы косвенной стандартизации.:  косвенная стандартизация 1 рода: возрастные коэффициенты смертности

Таблица 6.3

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 = тxwx,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 установить, в какой степени различия между этими коэффициентами (в динамике или в статике) обусловлены различиями в уровнях смертности и в какой — различиями возрастных структур сравниваемых населений (или населения, если выясняется изменение уровня смертности одного и того же населения в динамике). При этом напомню, что по условию ни одна из возрастных структур нам не известна. Формула, приведенная в начале это­го абзаца, примет следующий вид: mСТ = mxwx0, где тСТ — стандартизован­ный общий коэффициент смертности; тх, — фактические возрастные коэффициенты смертности; wх0 — возрастная структура населения, принятого за стандарт (или, как говорят, «стандарт-населения»).

Рассмотрим теперь применение прямого метода стандартизации коэффициентов смертности на том же примере, который использовался для де­монстрации индексного метода в предыдущем параметре. Делаю это для того, чтобы можно было сравнить результаты применения разных методов для одной и той же цели (таблица 6.3).

Стандартизация динамики общих коэффициентов смертности населения Рос­сии за 1990—1995 гг. прямым методом

  Возрастные группы (лет)   Возрастные коэффициенты смертности mx, ‰   Возрастная структура населения Украины по переписи 1989 г., принятая за стандарт wx0, в долях единицы     mxwx0
0—4 3,9 4,1 0,0737 0,2874 0,3022
5—9 0,5 0,6 0,0718 0,0359 0,0431
10—14 0,4 0,5 0,0703 0,0281 0,0352
15—19 1,1 1,6 0,0690 0,0759 0,1104
20—24 1,7 2,7 0,0652 0,1108 0,1760
25—29 2,1 3,4 0,0769 0,1615 0,2615
30—34 2,7 4,6 0,0758 0,1819 0,3487
35—39 3,6 6,3 0,0727 0,2617 0,4580
40—44 5,0 8,9 0,0526 0,2630 0,4681
45 — 49 7,6 12,3 0,0626 0,4758 0,7700
50—54 10,3 17,1 0,0720 0,7416 1,2312
55—59 15,2 21,4 0,0574 0,8725 1,2284
60—64 22,0 29,7 0,0628 1,3816 1,8652
65—69 29,6 39,2 0,0393 1,1633 1,5406
70—74 45,7 51,3 0,0275 1,2568 1,4108
75—79 71,6 78,2 0,0277 1,9833 2,1661
80—84 114,4 123,2 0,0150 1,7160 1,8480
85 и старше 201,8 214,4 0,0077 1,5539 1,6509
Итого 11,2 15,0 1,0000 12,5510 15,9144

Теперь вычислим индексы динамики общих коэффициентов смертности в России за 1990 — 1995 гг. Индекс динамики фактических общих коэф­фициентов уже известен из предыдущего раздела. Он равен:

Индекс динамики стандартизованных коэффициентов смертности будет иным:

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: Jm = Jmx x Jwx, 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:

. 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.

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 = åМх = åPx mx, или, если эту формулу пересказать словами, она означа­ет, что общее число умерших M равно сумме умерших во всех возрастных группах åМx, 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. Поэтому заменяем неизвестные возрастные фактические коэффициенты смертности произво­льно подобранными (из справочника, относящимися к любому населению, о котором мы все же априори знаем, что его повозрастная смертность не слишком отличается от смертности в сравниваемых населениях). Исполь­зуя возрастные коэффициенты смертности населения, принятого за стан­дарт, получаем так называемые условные числа умерших, т. е. числа умерших, какими они были бы при условии, что повозрастная смертность во всех сравниваемых группах населения одинакова и такая, как в населении, принятом за стандарт. В виде формулы это можно изобразить таким обра­зом: М0 = åPx х тх0, где M0 ¾ условное число умерших, Рх — фактические возрастные структуры сравниваемых населений, и тх0 ¾ возрастные коэф­фициенты смертности населения, принятые за стандарт. Сравнивая за­тем фактическое число умерших в каждом населении с соответствующим этому населению условным числом умерших, получаем индекс, показыва­ющий, насколько фактическая повозрастная смертность в сравниваемом населении (или группе населения) отличается от смертности стандарт-на­селения. Умножая этот индекс на общий коэффициент смертности стан­дарт-населения (т0), получаем в итоге стандартизованный коэффициент смертности для каждого сравниваемого населения. Окончательно наши рассуждения удобно выразить следующей формулой:

(6.8)

где тCТ — стандартизованный общий коэффициент смертности; Рх — возрастные группы сравниваемого населения; М — общее число умерших в сравниваемом населении; тх0 — возрастные коэффициенты смертности населения, принятого за стандарт, и т0 — общий коэффициент смертности населения, принятого за стандарт.

Но расчет самих стандартизованных коэффициентов смертности для проведения сравнений уровней смертности на самом деле вовсе не обязателен. Это, скорее всего, лишь дань привычке, уступка нашему желанию уви­деть коэффициенты смертности в привычном виде.

Однако эта привычка не безобидна, так как заставляет некоторых аналитиков трактовать величи­ну стандартизованного коэффициента аналогично фактической. В этом случае нередко рассуждают так: «Фактические коэффициенты измеряют процесс неправильно, потому что их величина зависит от особенностей возрастной структуры.

А стандартизованные коэффициенты (их величина) отражают уровень демографического процесса правильно, потому что они свободны от влияния возрастной структуры». Между тем величина стан­дартизованного коэффициента вовсе не характеризует уровеньсмертно­сти.

Сама по себе она — условна, самостоятельного значения не имеет ни­какого(ведь она во многом зависит от особенностей возрастной структуры стандарт-населения).

Поэтому вполне можно ограничиться расчетом индексов, выражающих соотношение фактических и условных чисел умерших, с последующим сравнением между собой уже этих индексов. Представим это рассуждение в виде формулы:

JmСТ (6.9)

где все условные обозначения известны из предыдущей формулы. От подобного упрощения расчет станет только точнее (за счет сокращения коли­чества округлений).

В качестве примера сравним уровни смертности мужского и женского населения России в 1995 г.[122] (таблица 6.4). Общие коэффициенты смертно­сти мужского и женского населения России в 1995 г. составили соответст­венно 16,9 и 13,3‰.

Отсюда определяем, что уровень смертности мужчин выше, чем женщин, на 16,9/13,3 = 1,271, т.е. на 27,1%. Это немало, но с та­кой разницей можно было бы согласиться.

Однако мы догадываемся, что именно в силу более высокой продолжительности жизни женщин по срав­нению с мужчинами их возрастная структура в среднем старше аналогич­ной структуры мужского населения.

Стандартизация коэффициентов смертности позволяет устранить (элиминировать) влияние различий возра­стной структуры мужского и женского населения на величину общих ко­эффициентов смертности, так сказать, уравнять их в этом отношении. Окончательный расчет по формуле будет таким:

JmСТ = 1197048 / 779467 х 1428193 / 1055541 = 1,536 х 1,353 = 2,078

Результат расчета показывает, что на самом деле смертность мужчин выше, чем смертность женщин, не на27%, а в 2,1 раза. Это уже явно ничем не оправданная и нетерпимая разница в продолжительности жизни, имеющая далеко идущие и многообразные демографические и другие социаль­ные последствия.

В заключение этого раздела хочу обратить внимание на два очень важных обстоятельства, связанных с использованием методов стандартизации коэффициентов.

Во-первых, не существует какого-либо формализованного способа выбора (подбора) стандарт-населения. Это делается на основе опыта.

Подбирается население — его параметры (возрастная структура при прямом ме­тоде стандартизации — или возрастные коэффициенты смертности — при косвенном методе), — о котором априори известно, что оно по этим параметрам схоже с теми населениями, уровни демографических процессов ко­торых (любых, не обязательно только смертности) сравниваются между собой.

Если сравниваются населения с резко различающимися возрастны­ми структурами, то параметры стандарт-населения выбираются таким об­разом, чтобы они были средними между параметрами сравниваемых насе­лений (предполагаемых или известных за другие годы и т.п.).

Не нашли то, что искали? Воспользуйтесь поиском:

Источник: https://studopedia.ru/3_128581_kosvenniy-metod-standartizatsii.html

5.5 Методы стандартизации коэффициентов смертности

Методы косвенной стандартизации.:  косвенная стандартизация 1 рода: возрастные коэффициенты смертности

Для примененияиндексного метода требуются данные оструктурных элементах, от которыхзависит величина общего коэффициента.К сожалению, необходимые данные невсегда имеются.

В таком случае можноиспользовать так называемые методыстандартизации коэффициентов.

Взависимости от характера исходныхданных, которыми располагает аналитик,используются обычно два методастандартизации коэффициентов: прямойи косвенный.

Под прямойстандартизациейкоэффициентов смертности понимаетсяперевзвешивание коэффициентов повозрастной структуре стандарта.

Прямуюстандартизацию можно применять, еслиизвестны повозрастные коэффициентысмертности сравниваемых населений ивозрастная структура стандарта.

Приэтом за стандартную структуру населенияможно принять либо возрастную структурукакого-либо реального населения, либоискусственно сконструированную.

Все сказанноеможно выразить в виде следующей формулы:

.(5.25)

В случае косвеннойстандартизациипоступают прямо противоположным образом:повозрастные коэффициенты смертностиперевзвешиваются по возрастной структуререального населения. Таким образом,получается то число смертей, котороеимело бы место в реальном населении,если бы возрастная смертность былатакой же, как и повозрастная смертностьстандарта:

.(5.25)

Косвеннуюстандартизацию целесообразно применять,если известны возрастные структурыреального населения и повозрастныеинтенсивности демографических процессовв стандартном населении.

Применениестандартизации коэффициентов смертностиможно проиллюстрировать следующимклассическим примером [1, 10]. В 1930—1932 гг.в Англии общий коэффициент смерти длядуховенства был 27,7‰, а для забойщиков— 14,5‰. В этой связи напрашивался выводо том, что забойщики характеризуютсяболее низкой смертностью, однако этопротиворечило тому, что было известнооб условиях их труда и жизни.

Причинаподобной ситуации скрывалась в болеемолодом составе забойщиков. Чтобывскрыть подобную причину, целесообразноприменить именно метод стандартизациикоэффициентов (табл. 5.6—5.8). В этихрасчетах в качестве стандарта принятыданные по всему населению Англии.

Длярасчета стандартизированного коэффициентасмертности прямым методом в качествевесов принята возрастная структуравсего мужского населения Англии.

Таблица 5.6 —Показатели смертности духовенстваАнглии 1930—1932 гг.

Возрастные группыДоля лиц в общей совокупности лиц возраста старше 16 лет , %Повозрастные коэффициенты смертности,
16-240,90,00,00
25-3410,10,00,00
26-4415,94,469,96
45-5421,65,6120,96
55-6423,317,8414,74
65 и старше28,276,62160,12
100,02765,78

Таблица 5.7 —Показатели смертности забойщиков Англии1930—1932 гг.

Возрастные группыДоля лиц в общей совокупности лиц возраста старше 16 лет , %Повозрастные коэффициенты смертности,
16-2415,23,756,24
25-3428,54,0114,00
26-4422,26,5144,30
45-5416,712,2203,74
55-6410,726,2280,34
65 и старше6,797,6653,92
100,01452,54

Таблица 5.8 — Расчетстандартизированных коэффициентовсмертности для духовенства и забойщиковАнглии 1930—1932 гг.

Возрастные группыДоля лиц в общей совокупности мужского населения Англиивозраста старше 16 лет , %
16-2422,00,0081,40
25-3422,00,0088,00
26-4417,978,76116,35
45-5416,491,84200,08
55-6412,6224,28330,12
65 и старше9,1697,06888,16
ИТОГО100,01091,941704,11

Стандартизированныекоэффициенты, полученные методом прямойстандартизации, оказались для духовенстваравными 10,9‰, а для забойщиков — 17,0‰,или в 1,6 раза выше.

При использованиистандартизированных коэффициентовсмертности необходимо помнить, что онине имеют самостоятельного значения,поскольку зависят от выбранногостандарта.

Поэтому сфера их примененияограничивается лишь сравнением различныхнаселений друг с другом и то при условии,что стандартизация проведена одним итем же методом и с использованием одногои того же стандарта.

При этом в качествестандарта необходимо выбирать население,демографическая структура которого(прежде всего возрастная) близка квозрастным структурам сравниваемыхнаселений, хотя и отличается от них.

Источник: https://studfile.net/preview/3651568/page:4/

Организация и методика статистического исследования

Методы косвенной стандартизации.:  косвенная стандартизация 1 рода: возрастные коэффициенты смертности

Подобный материал:

  • И. И. Мечникова Кафедра общественного здоровья и здравоохранения утверждаю зав кафедрой,, 128.92kb.
  • Семинарских/ практических занятий Тема Статистическое наблюдение Методология организации, 113.64kb.
  • Задачи статистики и ее организация в РФ и в зарубежных странах Этапы статистического, 26.55kb.
  • Методика использования дисперсионного анализа в оргпроектировании. 23. Методика и организация, 29.83kb.
  • Курс. Предмет статистики. Изучение количественной стороны общественных явлений и процессов, 14.22kb.
  • План статистического исследования, его содержание, 81.37kb.
  • Темы лекционных занятий: Предмет, метод и задачи статистического исследования Современная, 25.16kb.
  • Методология статистического исследования влияния уровня и качества жизни населения, 657.92kb.
  • Методика исследования с применением качественной методологии 15 Методика количественного, 5301.04kb.
  • Инструкция : Бланк исследования: все без бланков исследования Отчет испытуемого, 39.61kb.

III. СТАНДАРТИЗОВАННЫЕ КОЭФФИЦИЕНТЫ Общие интенсивные коэффициенты (рождаемости, смертности, детской смертности, заболеваемости и т.д.) правильно отражают час­тоту явлений при их сопоставлении лишь в том случае, если состав сравниваемых совокупностей однороден.

Если же они имеют неодно­родный возрастно-половой или профессиональный состав, различие по тяжести болезни, по нозологическим формам или по другим при­знакам, то ориентируясь на общие показатели, сравнивая их, можно сделать неправильный вывод о тенденциях изучаемых явлений и ис­тинных причинах разницы общих показателей сравниваемых сово­купностей.

Например, больничная летальность на терапевтическом отделении № 1 в отчетном году составила 3%, а на терапевтическом отделении № 2 в том же году — 6%. Если оценивать деятельность этих отделений по общим показателям, то можно сделать вывод о неблагополучии на 2 терапевтическом отделении.

А если предположить, что состав лечив­шихся на этих отделениях разнится по нозологическим формам или по тяжести заболеваний госпитализированных, то наиболее правильным способом анализа является сопоставление специальных коэффициен­тов, рассчитанных отдельно для каждой группы больных с одинако­выми нозологическими формами или тяжестью заболеваний, так на­зываемых «повозрастных коэффициентов». Зачастую, однако, в сравниваемых совокупностях наблюдаются противоречивые данные. Кроме того, даже при наличии одинаковой тенденции во всех сравниваемых группах не всегда удобно пользо­ваться набором показателей, а предпочтительнее получить единую суммарную оценку. Во всех подобных случаях прибегают к методу стандартизации, то есть KycrpaHeHjMio (элиминации) влияния состава (структуры) совокупностей~на общий, итоговый показатель. Следовательно, метод стандартизации применяется тогда, когда имеющиеся различия в составе сравниваемых совокупностей могут повлиять на размеры общих коэффициентов. Для того, чтобы устранить влияние неоднородности составов —сравниваемых совокупностей на величину получаемых коэффициен­тов, их приводят к единому стандарту, то есть условно допускается, что состав сравниваемых совокупностей одинаков. В качестве стан­дарта можно принять состав какой-либо близкой по существу третьей совокупности, средний состав двух сравниваемых групп или, проще всего, состав одной из сравниваемых групп. Стандартизованные коэффициенты показывают, каковы были бы общие интенсивные показатели (рождаемости, заболеваемости,

1 смертности, летальности и т.д.), если[бы на их величину не оказывала В влияние неоднородность в составах сравниваемых групп. Стандарти-Н| зеванные коэффициенты являются условными величинами и приме-В няются исключительно для анализа в целях сравнения. 1 Существуют три метода стандартизации: прямой, косвенный и • обратный (Керриджа).

1 Рассмотрим применение этих трех методов стандартизации на 1 примерах, взятых из статистики злокачественных новообразований. 1 Как известно, с возрастом значительно повышаются коэффициенты И смертности от злокачественных новообразований. Отсюда следует, В что если в каком-либо городе будет относительно высока доля людей 1 пожилых возрастов, а в другом — преобладать население среднего воз-1 раста, то даже при полном равенстве санитарных условий жизни и В медицинской помощи в обоих сравниваемых городах неизбежно об-И щий коэффициент смертности населения от злокачественных новооб-1 разований в первом городе будет выше, чем тот же коэффициент во В втором городе.

1 Для того, что нивелировать влияние возраста на общий показа-1 тель смертности населения от злокачественных новообразований, не-1 обходимо применить стандартизацию.

Только после этого можно 1 будет сравнивать полученные коэффициенты и сделать обоснованный И вывод о большем или меньшем уровне смертности от злокачествен-1 ных новообразований в целом в сравниваемых городах. 1 Прямой метод стандартизации.

В нашем примере его можно при-В менять в том случае, когда известен возрастной состав населения и 1 есть информация для расчета повозратных коэффициентов смертно-1 сти населения от злокачественных новообразований (числа умерших 1 от злокачеств енных новообразований в каждой возрастной группе).

1 Методика вычисления стандартизованных коэффициентов пря-1 мым методом слагается из четырех последовательных этапов (табл. 1). 1 Первый этап. Вычисление «повозрастных» коэффициентов смерт-В ности от злокачественных новообразований (отдельно для каждой И возрастной группы).

1 Второй этап. Выбор стандарта осуществляется произвольно. В 1 нашем примере за стандарт взят возрастной состав населения в городе

В Третий этап. Расчет «ожидаемых» чисел. Мы определяем, сколько 1 бы человек умерло от злокачественных новообразований в каждой 1 возрастной группе населения города «Б» при имеющихся повозраст-1 ных показателях смертности от злокачественных новообразований в 1 этом городе, но при возрастном составе города «А» (стандарт). 1 Например, в возрастной группе «до 30 лет»:

6-100000 ———-….350000 . . ..О или в возрастной группе «40-49 лет»:

140-100000 140.95000 хз-95000 ——ООГ-133-0

ИТ.Д… . . ..»»: • •.•••.W.:-> -, '•V,/,'- •

Четвертый этап. Расчет стандартизованных коэффициентов. Сумму «ожидаемых» чисел (1069.0) мы предполагаем получить из об­щей численности населения города «А» (700000). А сколько же умер­ших от злокачественных новообразований приходится на 100000 на­селения?

1069-700000

ХС.-100000 -ll6!00000./ 700000 13

Источник: http://geum.ru/next/art-39232.leaf-2.php

Методы стандартизации. При прямой стандартизации** повозрастные коэффициенты смертности реального населения перевзвешиваются по возрастной структуре стандарта

Методы косвенной стандартизации.:  косвенная стандартизация 1 рода: возрастные коэффициенты смертности

При прямой стандартизации** повозрастные коэффициенты смертности реального населения перевзвешиваются по возрастной структуре стандарта. Таким образом получается то число смертей, которое имело бы место в реальном населении, если бы его возрастная структура была такой же, как и возрастная структура стандарта.

Разделив это число на число смертей в стандартном населении, получают индекс прямой стандартизации.

Если общий коэффициент смертности стандарта умножить на этот индекс, то получим стандартизованный общий коэффициент смертности, который показывает, какова была бы величина общего коэффициента смертности в реальном населении, если бы его возрастная структура была такой же, как и возрастная структура стандарта.

Отсюда CMRcmаm = CMR0-Iпр , где CMRcman — стандартизованный общий коэффициент смертности; CMR0 — общий коэффициент смертности стандарта.

Прямую стандартизацию можно применять, если известны повозрастные коэффициенты смертности сравниваемых реальных населений и возрастная структура стандарта. При этом за стандартную возрастную структуру можно принять либо возрастную структуру какого-либо реального населения, либо искусственно сконструированную.

При прямой стандартизации существует опасность, что и индекс стандартизации и стандартизованный коэффициент окажутся под влиянием повозрастного коэффициента, вес которого мал в реальном населении и, напротив, велик в населении стандартном. Избежать этой опасности позволяет косвенная стандартизация.

В случае косвенной стандартизации* поступают прямо противоположным образом: повозрастные коэффициенты смертности стандарта перевзвешиваются по возрастной структуре реального населения.

Таким образом получается то число смертей, которое бы имело место в реальном населении, если бы его возрастная смертность была такой же, как и повозрастная смертность стандартного населения.

Разделив число смертей в реальном населении на их ожидаемое число, получают индекс косвенной стандартизации.

Если общий коэффициент смертности стандарта умножить на этот индекс, то получим стандартизованный общий коэффициент смертности, который показывает, какова была бы величина общего коэффициента смертности в реальном населении, если бы повозрастные коэффициенты смертности в нем были такими же, как и в населении стандарта.

Все сказанное можно выразить в виде следующей формулы:

где 1косв — индекс косвенной стандартизации; Pх1 — возрастная структура реального населения, выраженная в абсолютных величинах или долях; тх0 — повозрастные коэффициенты смертности в стандартном населении и тх1 — повозрастные коэффициенты смертности в данном населении.

Отсюда CMRcman — CMR0 — 1косв, где CMRcman — стандартизованный общий коэффициент смертности; CMR0 — общий коэффициент стандарта смертности.

Косвенную стандартизацию целесообразно применять, если известны возрастные структуры реального населения и стандарта и повозрастные интенсивности демографических процессов в стандартном населении.

Косвенная стандартизация имеет широкое применение при анализе смертности, для которого она, собственно, и была разработана. Однако в последние полвека метод косвенной стандартизации активно применяется и в изучении рождаемости.

Сфера его применения здесь — это анализ сравнительной роли демографической структуры (возрастной, брачной и др.) и поведения индивидов в формировании уровня рождаемости, о чем шла речь в предыдущей главе. В частности, именно косвенная стандартизация лежит в основе индексов рождаемости Э.

Коула и модели т.н. гипотетического минимума естественной рождаемости В.А. Борисова.

Метод обратной стандартизации* , иначе называемый методом ожидаемой численности населения, применяется в том случае, когда отсутствуют данные о возрастной структуре данного населения, но зато есть данные об его общей численности и о числе демографических событий в нем (случай нередкий во многих развивающихся странах, где переписи населения стали проводиться лишь недавно).

А также, разумеется, известны повозрастные коэффициенты смертности стандарта. Зная это, можно восстановить условную среднюю численность всех возрастных групп реального населения при условии, что реальное население имеет те же повозрастные коэффициенты смертности, что и население стандарта.

Для этого надо просто поделить известное число смертей на стандартный повозрастный коэффициент смертности:

где fxs — условная численность группы в возрасте х лет; Dx — реальное число смертей и fxs — повозрастные коэффициенты смертности стандарта.

Тогда, просуммировав все Fxs , можно восстановить ту общую численность населения, которая должна была бы быть, если бы реальное население имело те же повозрастные коэффициенты смертности, что и население стандарта.

И затем, поделив эту условную численность на реальную, получим индекс обратной стандартизации:

В знаменателе этого выражения стоит реальная средняя численность населения, в числителе — его гипотетическая («ожидаемая») численность, которая при стандартных повозрастных интенсивностях смертности продуцировала бы в каждом возрасте фактическое число смертей.

Умножив индекс обратной стандартизации на общий коэффициент стандарта смертности, получим стандартизованный общий коэффициент смертности, то значение общего коэффициента смертности для реального населения, которое бы имело место, если бы его повозрастные коэффициенты смертности были такими же, что и в населении стандарта.

Завершая данный параграф, необходимо подчеркнуть следующее. Используя стандартизованные коэффициенты смертности, надо помнить, что они не имеют самостоятельного значения, поскольку зависят от выбранного стандарта.

Поэтому сфера их применения ограничивается лишь сравнением различных населений друг с другом и то при условии, что стандартизация проведена одним и тем же методом и с использованием одного и того же стандарта.

При этом в качестве стандарта необходимо выбирать население (реальное или искусственно сконструированное), демографическая структура которого (возрастная прежде всего) близка к возрастным структурам сравниваемых населений, хотя и отличается от них.

ТАБЛИЦЫ СМЕРТНОСТИ

Таблицы смертности (дожития) — это первый и, пожалуй, самый распространенный и важный вид демографических таблиц. Как уже говорилось, именно с разработкой Дж. Граунтом первой в мире таблицы смертности связывают возникновение демографии как науки.

Принимая во внимание, что мы установили, что из каждых 100 родившихся приблизительно 36 не доживают до шестилетнего возраста и что, возможно, один доживает до 76 лет, мы, имея 7 десятилетий между 6 и 76 годами, пытались найти 6 промежуточных пропорциональных чисел между 64, доживающими до 6 лет, и тем 1, который доживает до76 лет.

Мы нашли, что нижеследующие числа достаточно близки к истине: из каждых 100 родившихся умирают в пределах первых 6 лет — 36. В течение следующих 10 лет, или второго десятилетия, — 24. В течение третьего десятилетия — 15. В течение четвертого десятилетия — б. В течение пятого десятилетия — 4. В течение шестого — 3. В течение седьмого — 2.

И в течение восьмого — 1.

Отсюда следует, что из упомянутых 100 родившихся в 6 лет остаются в живых 64. В 16 лет — 40; в 26 — 25; в 36 — 16; в 46 — 10; в 56 — 6; в 66 — 3; в

Граунт Дж. Естественные и политические наблюдения, сделанные над бюллетенями смертности…. Лондон, 1662. Цит. по: Smith D.P. Formal Demography. N. Y., London. 1983. P. 73.

Таблицы смертности (дожития) — это числовые модели смертности, служащие для характеристики ее общего уровня и возрастных особенностей в различных населениях.

Они представляют собой систему упорядоченных по возрасту и взаимосвязанных между собой рядов чисел, которые в своей совокупности описывают процесс вымирания некоторого теоретического поколения с фиксированной начальной численностью (корень таблицы).

Обычно ее принимают равной некоторой степени 10, т.е.10 000, 100 000, 1 000 000 и т.п. Чаше всего за корень таблицы смертности принимают 100 000.

В демографии различают таблицы смертности для реального и условного поколения.

В зависимости от шага временной шкалы различают полные (шаг = 1 году) и краткие (шаг = 5 или 10 годам) таблицы.

Показатели (функции) таблиц смертности делятся на интервальные и кумулятивные. Первые характеризуют смертность на данном интервале возраста, вторые — за весь период жизни до или после данного точноговозраста.

Показатели (функции) таблиц смертности связаны между собой определенными соотношениями.

Все они могут быть вычислены почти из любого из них, но обычно за исходный принимается тот, который наиболее простым и ясным образом характеризует процесс смертности и легче всего получается из статистических данных о смертности.

Таким показателем является интервальная вероятность умереть в возрасте (х, х+п) лет, наиболее естественным образом связанная с повозрастными коэффициентами смертности. Обычно построение таблиц смертности начинается именно с этого показателя.

И всю историю развития методов такого построения можно рассматривать как совершенствование методов перехода от повозрастных коэффициентов смертности к табличным интервальным вероятностям смерти в возрасте (х, х + п) лет.

Рассмотрим на примере полной таблицы смертности основные ее функции (табл. 6.4):

Графа 1.Возрастной интервал (х, х + 1) год.

Графа 2. Числа доживающих до точного возраста х лет (lХ). Первое число в этой графе — это конвенциональный корень таблицы смертности.

Все прочие представляют собой числа доживающих до точного возраста х лет и равны разности чисел доживающих до точного возраста х-1 год и чисел умирающих на интервале возраста (х, х + 1) лет, т.е. lx = lx 1dx.

С другой стороны, поскольку dx = lx*qx, каждое lx=lx 1 — lx 1* *qx 1 = lx 1*(1 — qx 1)= lx *1Px 1. И поэтому lx = l0*p0*p1*…*px 1. Иначе говоря, числа доживающих равны вероятности того, что каждая единица исходной совокупности 10 доживет до точного возраста х лет.

Графа 3. Вероятность умереть на интервале возраста (х, х + 1) год, qx.

Каждое qx представляет собой вероятность того, что человек, достигший точного возраста х лет, не доживет до возраста х + 1 год.

Эти вероятности рассчитываются на основе соответствующих повозрастных коэффициентов смертности реального населения. Именно их этих вероятностей затем рассчитываются все остальные показатели таблиц смертности.

Графа 4. Вероятность остаться в живых на интервале возраста (х, х+1) год,рх. Каждое px представляет собой вероятность того, что человек, достигший точного возраста х лет, доживет и до возраста х + 1 год. Является дополнением вероятности qx до 1,т.е.рх = 1 — qx.

Графа 5. Числа умирающих на интервале возраста (х, х + 1) год, dx. Эти числа также зависят от корня таблицы. Числа в графах 3-5 рассчитываются из наблюдаемых qx корня таблицы с использованием следующих соотношений: dx= lxqx; lx+l = lx dx и рx = 1-qx.

Графа 6. Доля последнего года жизни для умирающих на интервале возраста (х, х+1) лет, а'х. Каждый из dx, умирающих на возрастном интервале (х, х+1) лет, прожил полные х лет плюс некоторую часть этого возрастного интервала.

Средняя из этих долей и обозначается а 'х. Ее величина зависит от характера распределения случаев смерти внутри возрастного интервала (х, х + \) лет. В самых младших возрастах это распределение имеет I левостороннюю асимметрию (т.е.

сдвинуто к началу возрастного интервала), и потому величина а 'х меньше 1/2, чему она была бы равна в случае равномерного распределения и чему она конвенционально равна для возрастов старше 4 лет. Данный показатель играет важную роль в современных модификациях т.н.

демографического метода построения таблиц смертности.

Доля последнего года жизни для умирающих на интервале возраста (х, х + п) лет, (а 'х) рассчитывается в зависимости от особенностей распределения смертности на данном возрастном интервале.

В таблице приведены значения этого параметра, взятые из работы американского демографа Чин Лонг Чаня (См.: Chin Long Chiang. The Life Table and Its Construction // Introduction to Stochastic Processes in Biostatistics. N.Y.

, 1968. PP. 189-214).

Графа 7. Число человеко-лет, прожитых в возрастном интервале (х, х + 1) лет. Lx. Каждый из тех, кто проживет полный

Таблица 6,4

Предыдущая59606162636465666768697071727374Следующая

Дата добавления: 2016-01-09; просмотров: 497; ЗАКАЗАТЬ НАПИСАНИЕ РАБОТЫ

ПОСМОТРЕТЬ ЁЩЕ:

Источник: https://helpiks.org/6-46068.html

Метод косвенной стандартизации

Методы косвенной стандартизации.:  косвенная стандартизация 1 рода: возрастные коэффициенты смертности

Метод косвенной стандартизации чаще всего применяется при анализе уровня смертности, но в последнее время он применяется и при анализе рождаемости, например, модели ГМЕР В.А. Борисова. Расчет сводится к перевзвешиванию повозрастных стандартизованных коэффициентов по фактической возрастной структуре населения.

Пример 7.6. Определим степень влияния на уровень смертности различий в возрастной структуре населения РФ и Белоруссии, если уровень смертности в 2015 году составлял соответственно 13,0 и 12,6%о (табл. 7.7).

Расчетная таблица

Таблица 7.7

Возрастная группа, летЧисленность населения, тыс. человекСтруктура населения, %Возрастной коэффициент смерт- ности (стандарт.), %0Стандартизованный коэффициент смертности в России, %оСтандартизованный коэффициент смертности в Белоруссии, %0
РоссияБеларусьРоссияБеларусь
А123456 = гр. 3 х гр. 57 = гр. 4 х гр. 5
0—495125860,0650,0621,700,110,10
5—982185210,0560,0550,200,010,01
10—1472544420,0500,0470,300,010,01
15—1967314570,0460,0480,800,040,04
20—2484455940,0580,0631,400,080,09
25—29124127630,0850,0802,300,190,18
30—34122197580,0830,0803,700,310,30
35—39110986820,0760,0725,000,380,36
40—44102206540,0700,0695,700,400,39
45—4991936370,0630,0677,300,460,49
50—54103567160,0710,0759,800,690,74
55—59110937330,0760,07713,901,051,07
60—6494455840,0640,06119,801,281,22
65—6972634540,0500,04826,201,301,25
70и более130869170,0890,09788,407,898,53
Итого14654594981,0001,00013,1014,2014,79

Исходя из полученных расчетов можно заключить, что смертность при не- изменившихся (стандартизованных) возрастных коэффициентах смертности населения в 2015 г. составила бы:

  • ? в России 13,0 : 14,20 х 13,10 = 11,99%о,
  • ? в Белоруссии 12,6 : 14,79 х 13,10 — 11,16%о.

То есть уровень смертности при нивелировании влияния возрастной структуры населения в Белоруссии на 6,9% меньше, чем в России (11,16 : 11,99 • 100- 100 = -6,9%).

При этом общая смертность в Белоруссии ниже, чем в России, на 3,1% (12,6: 13,0 = 0,969) с учетом различий как возрастной структуры населения, так и уровней смертности.

На основе взаимосвязи индексов определим влияние возрастной структуры населения на общую смертность при нивелировании влияния смертности по возрастам: 0,969 : 0,931 х 100 = 104,1% или 14,79 : 14,20 х х 100 = 104,1%.

Таким образом, уровень смертности выше в Белоруссии, чем в России на 4,1%, но лишь за счет более старой возрастной структуры населения.

Этот метод предложен в 1958 г. американским ученым демографом Д. Керриджем.

Эта разновидность стандартизованных коэффициентов рассчитывается в случае наличия сведений о численности населения и о числе свершившихся демографических событий, но отсутствии информации о возрастной структуре изучаемой совокупности населения. Для дальнейшего анализа также необходимы данные повозрастных стандартных коэффициентов.

С учетом того, что возрастные коэффициенты реального населения соответствуют данным стандарта, появляется возможность определить условную среднюю численность населения изучаемой совокупности по возрастным когортам:

где 5;усл' — условная среднегодовая численность группы в возрасте i лет; д/реал.— реальное число событий; fCT'— повозрастные интенсивности стандарта.

Рассчитав сумму условной среднегодовой численности группы населения в i-м возрасте, получают общую среднегодовую численность населения, которая имела бы те же данные, что и населения стандарта. Тогда индекс обратной стандартизации будет иметь вид:

греал.

где Ь — реальная средняя численность населения.

Отсюда расчет стандартизованного общего коэффициента (К) — это

значение общего коэффициента для реального населения, которое имело бы место в случае, если сохранялись бы повозрастные коэффициенты те же, что и у населения, принятого за стандарт:

где /Г — общий демографический коэффициент у населения, принятого за стандарт.

Источник: https://bstudy.net/760895/sotsiologiya/metod_kosvennoy_standartizatsii

Методы стандартизации

Методы косвенной стандартизации.:  косвенная стандартизация 1 рода: возрастные коэффициенты смертности

При прямой стандартизации повозрастные коэффициенты смертности реального населения перевзвешиваются по возрастной структуре стандарта. Таким образом получается то число смертей, которое имело бы место в реальном населении, если бы его возрастная структура была такой же, как и возрастная структура стандарта.

Разделив это число на число смертей в стандартном населении, получают индекс прямой стандартизации.

Если общий коэффициент смертности стандарта умножить на этот индекс, то получим стандартизованный общий коэффициент смертности, который показывает, какова была бы величина общего коэффициента смертности в реальном населении, если бы его возрастная структура была такой же, как и возрастная структура стандарта.

Отсюда CMRcmаm = CMR0-Iпр, где CMRcman — стандартизованный общий коэффициент смертности; CMR0- общий коэффициент смертности стандарта.

Прямую стандартизацию можно применять, если известны повозрастные коэффициенты смертности сравниваемых реальных населений и возрастная структура стандарта. При этом за стандартную возрастную структуру можно принять либо возрастную структуру какого-либо реального населения, либо искусственно сконструированную.

При прямой стандартизации существует опасность, что и индекс стандартизации и стандартизованный коэффициент окажутся под влиянием повозрастного коэффициента, вес которого мал в реальном населении и, напротив, велик в населении стандартном. Избежать этой опасности позволяет косвенная стандартизация.

В случае косвенной стандартизации поступают прямо противоположным образом: повозрастные коэффициенты смертности стандарта перевзвешиваются по возрастной структуре реального населения.

Таким образом получается то число смертей, которое бы имело место в реальном населении, если бы его возрастная смертность была такой же, как и повозрастная смертность стандартного населения.

Разделив число смертей в реальном населении на их ожидаемое число, получают индекс косвенной стандартизации.

Если общий коэффициент смертности стандарта умножить на этот индекс, то получим стандартизованный общий коэффициент смертности, который показывает, какова была бы величина общего коэффициента смертности в реальном населении, если бы повозрастные коэффициенты смертности в нем были такими же, как и в населении стандарта.

Все сказанное можно выразить в виде следующей формулы:

где 1косв- индекс косвенной стандартизации; Pх1- возрастная структура реального населения, выраженная в абсолютных величинах или долях; тх0- повозрастные коэффициенты смертности в стандартном населении и тх1- повозрастные коэффициенты смертности в данном населении.

Отсюда CMRcman — CMR0 — 1косв, где CMRcman — стандартизованный общий коэффициент смертности; CMR0- общий коэффициент стандарта смертности.

Косвенную стандартизацию целесообразно применять, если известны возрастные структуры реального населения и стандарта и повозрастные интенсивности демографических процессов в стандартном населении.

Косвенная стандартизация имеет широкое применение при анализе смертности, для которого она, собственно, и была разработана. Однако в последние полвека метод косвенной стандартизации активно применяется и в изучении рождаемости.

Сфера его применения здесь — это анализ сравнительной роли демографической структуры (возрастной, брачной и др.) и поведения индивидов в формировании уровня рождаемости, о чем шла речь в предыдущей главе. В частности, именно косвенная стандартизация лежит в основе индексов рождаемости Э.

Коула и модели т.н. гипотетического минимума естественной рождаемости В.А. Борисова.

Метод обратной стандартизации, иначе называемый методом ожидаемой численности населения, применяется в том случае, когда отсутствуют данные о возрастной структуре данного населения, но зато есть данные об его общей численности и о числе демографических событий в нем (случай нередкий во многих развивающихся странах, где переписи населения стали проводиться лишь недавно).

А также, разумеется, известны повозрастные коэффициенты смертности стандарта. Зная это, можно восстановить условную среднюю численность всех возрастных групп реального населения при условии, что реальное население имеет те же повозрастные коэффициенты смертности, что и население стандарта.

Для этого надо просто поделить известное число смертей на стандартный повозрастный коэффициент смертности:

Другое по теме:

Массовая коммуникация как форма опосредованного общения
На протяжении значительного отрезка человеческой истории формы социального взаимодействия сводились в большинстве случаев к межличностному общению. Люди имели возможность взаимодействовать друг с другом и обмениваться символьными формами …

Концепции социальной стратификации
В социологической науке можно встретить различные концепции (теории) социальной стратификации. Так, немецкий социолог Ральф Дарендорф (р. 1929) предложил в основу социальной стратификации положить политическое понятие “авторитет”, которое …

Создание идеологии народа России – неформальные требования времени
В настоящее время существует острый конфликт формальной Идеологии формального информидеологического объекта «государства — Россия» с неформальной Идеологией неформального информидеологического объекта «народ России». За последнее время г …

Источник: http://www.sociologyzone.ru/sogos-830-1.html

Scicenter1
Добавить комментарий