го населення Приймемо при цьому гіпотезу лінійності, а також значення параметра аi, рівні його величинам по таблиці смертності для всього населення США 1960 р., оскільки тодішній рівень смертності в цій країні досить близький нинішньому її рівню в Росії. Середня очікувана тривалість життя для обох статей в 1960 р. в США дорівнювала приблизно 70 рокам, а рівень малюкової смертності - 26,8% О9.
У Росії середня очікувана тривалість життя для обох статей в 1997 р. дорівнювала приблизно 67 років, а рівень малюкової смертності-17, 2% о. p> Розрахуємо коротку таблицю смертності за допомогою нижченаведеної покрокової процедури.
Крок 1. Розраховуємо довжину вікового інтервалу (xi, xi +1), Для інтервалу 0-1 рік вона дорівнює 1 році; для інтервалу 1-4 роки вона дорівнює 4 рокам; для всіх інших - 5 років. Цю ж величину (5 років) ми умовно приймаємо і для останнього відкритого інтервалу 85 років і старше. Хоча знання точного віку смерті в самих старших віках дозволяє більш точно оцінити його довжину. Однак для описуваної процедури довжина відкритого інтервалу не грає ніякої ролі.
Крок 2. Переводимо значення повікових коефіцієнтів смертності з проміле у відносні частки одиниці.
Крок 3. Враховуючи величину параметра аi, визначаємо qi-ймовірність померти на віковому інтервалі (х i, xi + l). При цьому для інтервалу 0-1 рік приймаємо значення q0, рівне коефіцієнту малюкової смертності.
Крок 4. За допомогою ітеративного процесу розраховуємо числа вмираючих (di) на віковому інтервалі (xi, xi + l) і числа доживають (li) до точного віку х років. При цьому l0 приймаємо рівним 10 000 (враховуючи точність повікових коефіцієнтів смертності); d0 = lOq0 і 11 = l0 - d0. Потім вся процедура повторюється для кожного вікового інтервалу (Xi, xi + l), крім останнього відкритого інтервалу 85 років і старше. На цьому інтервалі ймовірність смерті дорівнює одиниці, тому d18 = l18.
Крок 5. Розраховуємо за наведеними вище формулами числа живуть (Li) на віковому інтервалі (xi, xi +1). Для останнього відкритого вікового інтервалу 85 років і старше ця величина дорівнює: L18 = l18/m18, де m18 - повіковий коефіцієнт смертності для цього вікового інтервалу.
Крок 6. Розраховуємо загальне число людино-років, яке належить прожити дожили до початку вікового інтервалу (xi, xi +1) років (до точного віку х років). Ця величина дорівнює сумі всіх Li від i до w (в даному випадку до 18).
Крок 7. Розділивши Liна li, отримаємо середню очікувану тривалість майбутнього життя для дожив до початку вікового інтервалу (xi, xi +1) років (до точного віку х років), еi.Построеніе короткої таблиці смертності закінчено.
У передостанній колонці таблиці наведені офіційні дані про величину ei, опубліковані в Демографічному щорічнику РФ 98, а в останній - різниця значень цього показника, розрахованих нами, і офіційних. Як видно, вони близькі один до другу, хоча наш розрахунок показав кілька більші, ніж офіційні, значення середньої очікуваної тривалості життя для віку від 0 до 59 років. Для старших ж віку, навпаки, розрахункові значення менше офіційних. Повного збіги не може бути, оскільки офіційні дані розраховуються за повним таблицями смертності.
У сучасних умовах розрахунок таблиць смертності, як коротких, так і повних, значно спростився і став набагато менш трудомістким, ніж раніше. Розроблено спеціальні пакети програм і електронні таблиці, що дозволяють все процедуру розрахунку таблиць смертності звести до простого введенню її повікових коефіцієнтів і деяких інших параметрів. Прикладом таких пакетів є Mort-Pak, прикладом електронних таблиць - LTPOPDTH і LTMXQXAD з комплекту PAS1.
4. СТАНДАРТИЗАЦІЯ Коефіцієнт смертності
Величина загальних коефіцієнтів смертності, будучи вільною, від впливу абсолютної чисельності населення, проте, залежить від структурних факторів, тобто від співвідношення чисельностей чоловічого і жіночого населення, міського та сільського населення, складаються і не перебувають у шлюбі і т.д. Одним з найбільш сильних чинників, роблять вплив на величину загальних коефіцієнтів, є вікова структура населення. Сказане тут стосується загальних коефіцієнтів і для інших демографічних процесів.
Вплив структурних факторів на величину загальних коефіцієнтів можна проілюструвати наступним гіпотетичним прикладом, в якому розглядаються три країни з однаковими за чисельності, але мають різну вікову структуру населення в країнах А і В - однакові повозрастние коефіцієнти смертності. Проте в країні А загальний коефіцієнт смертності в півтора з лишком рази більше, ніж в країні В. Це є прямим результатом того, що країна А має більш високу частку дітей у віці 0-4 роки. Для цієї групи властиві підвищені значення повікових показників смертності (особливо в групі 0 років).
З іншого боку, країни В і С мають однакові величини загальних коефіцієнтів смертності, але істотно різні повозрастние коефіцієнти. У країні З наб...
