ж, як і в населенні стандарту.
Все сказане можна виразити у вигляді такої формули:
В
де 1 косвен - індекс непрямої стандартизації; Pх1-вікова структура реального населення, виражена в абсолютних величинах або частках; Тх0-повозрастние коефіцієнти смертності в стандартному населенні і Тх1-повозрастние коефіцієнти смертності в даному населенні.
Звідси CMR cman - CMR0 - 1 косвен , де CMR cman - стандартизований загальний коефіцієнт смертності; CMR0-загальний коефіцієнт стандарту смертності.
Непряму стандартизацію доцільно застосовувати, якщо відомі вікові структури реального населення і стандарту і повозрастние інтенсивності демографічних процесів у стандартному населенні.
Непряма стандартизація має широке застосування при аналізі смертності, для якого вона, власне, і була розроблена. Однак в останні півстоліття метод непрямої стандартизації активно застосовується і у вивченні народжуваності. Сфера його застосування тут - це аналіз порівняльної ролі демографічної структури (віковий, шлюбної та ін) і поведінки індивідів у формуванні рівня народжуваності, про що йшла мова в попередньому розділі. Зокрема, саме непряма стандартизація лежить в основі індексів народжуваності Е. Коула і моделі т.зв. гіпотетичного мінімуму природної народжуваності В.А. Борисова. p> Метод зворотної стандартизації , інакше званий методом очікуваної чисельності населення, застосовується в тому випадку, коли відсутні дані про вікову структуру даного населення, але зате є дані про його загальної чисельності і про число демографічних подій у ньому (випадок нерідкий в багатьох країнах, що розвиваються, де перепису населення стали проводитися лише недавно). А також, зрозуміло, відомі повозрастние коефіцієнти смертності стандарту. Знаючи це, можна відновити умовну середню чисельність всіх вікових груп реального населення за умови, що реальне населення має ті ж повозрастние коефіцієнти смертності, що й населення стандарту. Для цього треба просто поділити відоме число смертей на стандартний повозрастние коефіцієнт смертності:
В
де fxs-умовна чисельність групи віком х років; Dx-реальне число смертей і fxs- повозрастние коефіцієнти смертності стандарту. Тоді, підсумувавши всі Fxs, можна відновити ту загальну чисельність населення, яка повинна була б бути, якщо б реальне населення мало ті ж повозрастние коефіцієнти смертності, що і населення стандарту. І потім, поділивши цю умовну чисельність на реальну, отримаємо індекс зворотного стандартизації:
В
У знаменнику цього вираження стоїть реальна середня чисельність населення, у чисельнику - його гіпотетична (<очікувана>) чисельність, яка при стандартних повікових интенсивностях смертності продукувала б у кожному віці фактичне число смертей.
Помноживши індекс зворотного стандартизації на загальний коефіцієнт стандарту смертності, отримаємо стандартизований загальний коефіцієнт смертності, то значення загального коефіцієнта смертності для реального населення, яке б мало місце, якби його повозрастние коефіцієнти смертності були такими ж, що і в населенні стандарту.
Завершуючи даний параграф, необхідно підкреслити наступне. Використовуючи стандартизовані коефіцієнти смертності, треба пам'ятати, що вони не мають самостійного значення, оскільки залежать від вибраного стандарту. Тому сфера їх застосування обмежується лише порівнянням різних населень один з одним і то за умови, що стандартизація проведена одним і тим же методом і з використанням одного і того ж стандарту. При цьому в якості стандарту необхідно вибирати населення (Реальне або штучно сконструйоване), демографічна структура якого (вікова насамперед) близька до вікових структурам порівнюваних населений, хоча і відрізняється від них.
В
5. ЕКОНОМІЧНІ АСПЕКТИ БОРОТЬБИ ЗА ЗНИЖЕННЯ СМЕРТНОСТІ І ПОЛІПШЕННЯ ЗДОРОВ'Я НАСЕЛЕННЯ В РОСІЇ
На початку 90-х років Росія вступила в смугу найгострішої демографічної кризи. Чисельність населення РРФСР на період розпаду СРСР становила 149 млн. чоловік. З середини 1991 р. смертність в Росії вперше за останнє сторіччя перевищило народжуваність (народжуваність 0,93%, смертність 1,5%, різниця між ними - мінус 0,57%). Це вже не природний приріст, а В«спадВ» населення. p> У Росії материнська смертність вища в 10 разів, ніж в Європі, дитяча - вище в 2,5 рази. І ці втрати тривають. p> Сьогодні Росія щорічно втрачає по 1 млн. чоловік. Рік - і населення Курської області немає, рік - і населення Хабаровського краю немає. Особливо катастрофічна ситуація в так званих В«російськихВ» краях і областях. Теоретично стало можливо розрахувати день, коли над останнім російським закриється кришка останнього труни.
Причин демографічної кризи в Росії багато, серед них можна назвати:
1) зменшення тривалості життя Середня тривалість життя в нинішній Росії становить 57,7 - років для ...
