Стандартизация коэффициентов смертности

Величина общих коэффициентов смертности зависит от множества разнообразных причин — факторов природной и социально- экономической среды, окружающей человека. Эти и многие другие факторы оказывают непосредственное влияние на интенсивность смертности и, следовательно, на величину общего коэффициента.

Однако в конкретных условиях места и времени на величину общего коэффициента смертности могут влиять не только указанные факторы, но и структурные факторы, т.е. соотношение между различными демографическими и социально-экономическими группами населения (соотношение мужского и женского населения, городского и сельского населения, состоящих и не состоящих в браке и т.д.). Одним из наиболее существенных факторов, оказывающих влияние на величину общих коэффициентов, яачяется возрастной состав населения, так как чем старее население, тем при прочих равных условиях будет выше общий коэффициент смертности.

В результате при проведении сравнений общих коэффициентов смертности по различным территориям возникает проблема сопоставимости данных. Такая же проблема возникает при сопоставлении показателей по различным периодам, особенно если по прошествии времени произошли значительные изменения демографических структур населения.

Для устранения искажающего влияния структурных факторов прежде всего возрастной структуры населения применяются индексный метод, рассмотренный ранее в главе, посвященной изучению рождаемости, и метод стандартизации коэффициентов. Метод стандартизации почти идентичен индексному методу. Разница состоит в том, что в случае стандартизации показателей данные о фактической возрастной или какой-либо другой структуре населения заменяются возрастной (или другой) структурой некоторого эталона или стандарта. Для применения индексного метода требуются данные о структурных элементах, от которых зависит величина общего коэффициента. На практике необходимые для расчетов данные имеются не всегда. Так, например, если имеются данные о возрастных коэффициентах смертности, но неизвестны данные о возрастном составе населений двух стран, по которым необходимо провести сравнение, то применение индексного метода невозможно. Но в этом случае можно применить метод стандартизации и заменить данные о фактической возрастной структуре населений этих стран данными о возрастной структуре населения, принятого за стандарт, что устранит влияние различий в возрастной структуре населений на величину общих коэффициентов.

Метод стандартизации — это условный демографический прием устранения влияния структуры населения на уровень общего коэффициента смертности путем пересчета реальных показателей смертности населения в показатели условные, стандартизованные по каким-либо заданным условиям, отличающимся от показателей конкретного населения.

За стандарт принимается либо интенсивность изучаемого демографического процесса в каком-либо населении, реальном или искусственно сконструированном, либо демографическая структура этого населения. В зависимости от того, что принимается за стандарт, говорят о различных методах стандартизации. Применяют три способа стандартизации коэффициентов: прямой, косвенный и обратный.

Выбор способа стандартизации зависит от наличия исходной информации, целей и задач, стоящих перед исследователем. Общим для всех способов стандартизации является выбор стандартного населения, показатели которого принимаются за базу сравнения.

При исследовании динамики интенсивности демографических процессов в одном и том же населении в качестве стандартного применяется, как правило, базисное население.

При проведении региональных сравнений в качестве стандартного населения можно выбрать население, характеристики которого схожи с теми населениями, уровни смертности которых сравниваются между собой. Можно принять за стандарт население более развитой страны, так как логично предположить, что демографический режим развитой страны — это будущий режим стран развивающихся, а следовательно, может служить стандартом для них. Можно подобрать в качестве стандарта население, параметры которого находятся где-то посередине между параметрами сравниваемых населений и т.д.

При сравнении мужской и женской смертности за стандарт следует принять женское население в силу более низкой смертности женщин либо все население страны и т.п. Выбор стандарта оказывает влияние на величину стандартизованных коэффициентов и различий между ними. В каждом конкретном случае мотивы выбора стандартного населения могут быть различными. Важно помнить, что проведение сопоставлений возможно только при условии применения одного и того же стандарта.

Прямой способ стандартизации используется в том случае, если имеется информация о возрастной смертности сравниваемых реальных населений и возрастной структуре стандартного населения. При этом за стандартную возрастную структуру можно принять либо возрастную структуру одного из сравниваемых населений либо возрастную структуру какого-нибудь другого населения.

Расчет производится по формуле

где /и",Г — стандартизованный общий коэффициент смертности; т_х — возрастные коэффициенты смертности фактического населения; S_x — возрастная структура стандартного населения; d_x — удельный вес изучаемой группы в населении, принятом за стандарт.

При прямой стандартизации общий коэффициент смертности рассчитывается путем взвешивания возрастных коэффициентов смертности реазьного населения по возрастной структуре населения, принятого за стандарт. При проведении сравнений применение одной и той же возрастной структуры стандартного населения позволяет устранить влияние структурного фактора.

Влияние возрастной структуры на величину общего коэффициента смертности можно проиллюстрировать на следующем примере, в котором мы хотим сравнить два общих коэффициента смертности населения России за 1990 и 2005 гг. и установить, в какой степени различия между этими коэффициентами вызваны изменением интенсивности смертности, а в какой — различиями в возрастной структуре населения. Как уже было сказано, сравнивать между собой можно как уровни смертности одного и того же населения в динамике, так и уровни смертности различных населений в статике. В нашем примере по условию возрастная структура населения неизвестна ни за 1990 г., ни за 2005 г. и возрастные коэффициенты смертности населения России перевзвешиваются по одной и той же возрастной структуре населения, принятого за стандарт, в данном случае — возрастной структуре населения России по переписи населения 2002 г. Пример прямого способа стандартизации приведен в табл. 5.8.

Таблица 5.8

Стандартизация общих коэффициентов смертности населения России 1990 и 2005 гг. прямым способом

В результате расчетов в итоге последних двух граф получаются общие коэффициенты смертности России в 1990 и 2005 гг. при фактически существовавшей в эти годы возрастной смертности и условной возрастной структуре населения, соответствующей возрастной структуре населения страны в октябре 2002 г.

Как видно из табл. 5.8, стандартизованный общий коэффициент смертности в 1990 г. получился выше фактического уровня этого года, а в 2005 г., наоборот, несколько ниже реального уровня смертности, что является результатом изменения (постарения) возрастной структуры населения за рассматриваемый период, т.е. если на протяжении всего периода возрастная структура населения была бы на уровне 2002 г., то разница между коэффициентами смертности населения России в 1990 и 2005 гг. была бы все равно, но менее значительная.

Полученные таким образом коэффициенты и будут стандартизованными по прямому способу показателями, устраняющими влияние различий возрастного состава населения на величину общего коэффициента смертности. Хотя по условию данных о возрастной структуре населения не имеется ни за 1990 г., ни за 2005 г., влияние ее на динамику общего коэффициента смертности можно узнать из зависимости индексов динамики общего коэффициента смертности (по аналогии с применением индексного метода в рождаемости):

где J_т — левая часть равенства выражает динамику величины общего коэффициента смертности в целом, а правая — факторы этого изменения: J_mx — характеризует изменение общего уровня смертности под влиянием изменения интенсивности собственно смертности; J_d — отражает изменение общего коэффициента смертности за счет изменения возрастной структуры населения.

Так, получаем:

В итоге можно сделать следующие выводы: уровень смертности населения России в действительности увеличился с 1990 по 2005 гг. на 26,2% (а не на 43,8%, как свидетельствует изменение величины не- стандартизованного общего коэффициента смертности); а 13,9% роста общего уровня смертности было обуслоачено постарением возрастной структуры населения страны. Конечно же, полученные с помощью прямого способа стандартизации коэффициентов результаты являются приблизительными и отличаются от аналогичных результатов, которые могли бы быть получены на основе непосредственного применения индексного метода (на основе фактических данных о возрастной структуре населения). Но различия неяачяются очень существенными и в условиях отсутствия данных ими вполне можно пренебречь.

Прямой способ стандартизации коэффициентов имеет один серьезный недостаток, который необходимо учитывать при его применении: уровень смертности (возрастной коэффициент), мало представленный в реазьном населении, может получить большой удельный вес в возрастной структуре стандартного населения, что обязательно приведет к искажению результатов расчетов. Этого недостатка нет у косвенного способа стандартизации, и с этой точки зрения он более точен.

Косвенный способ стандартизации применяется, если имеется информация о возрастной структуре и возрастных коэффициентах смертности как фактического населения, так и принимаемого за стандарт. Метод косвенной стандартизации изначально был разработан для изучения смертности различных населений или различных групп населений, но он широко применяется и в анализе рождаемости. В частности, косвенная стандартизация лежит и в основе оценки реализации максимальной рождаемости (где за стандарт принимаются показатели рождаемости секты гуттеритов), и в основе модели ГМ ЕР (гипотетического минимума естественной рождаемости) В.А. Борисова, которые рассматривались в главе 4. Применительно к смертности этот способ заключается в сопоставлении возрастной смертности фактического населения с показателями повозрастной смертности стандартного населения, взвешенными по возрастному распределению фактического населения.

Расчет стандартизованного коэффициента производится по следующей формуле:

где <^хв — стандартизованный общий коэффициент смертности: /и⁰ — общий коэффициент смертности стандартного населения; т_х — возрастные коэффициенты смертности фактического населения; т_х — возрастные коэффициенты смертности стандартного населения; S_x — возрастная структура фактического населения.

В числителе дроби получается число смертей фактического населения, а в знаменателе — число смертей фактического населения, которое имело бы место при условии уровня возрастной смертности стандартного населения, другими словами, это число называют «ожидаемым числом смертей». Таким образом, все сказанное можно выразить следующей формулой:

где Л/° —ожидаемое число смертей фактического населения и рассчитывается оно следующим образом:

Деление на 1000 производится с целью приведения единицы измерения к натуральному виду, т.е. чтобы перейти от промилле к конкретному числу людей.

В качестве примера приведем уровень смертности мужского населения России в 2002 г. Общий коэффициент смертности в 2002 г. составлял у мужского населения нашей страны 18,7%с, т.е. уровень смертности мужчин в нашей стране в 2002 г. был на 15,4% выше, чем в целом по обоим полам. Разница сама по себе немалая, и при этом общими коэффициентами совершенно не учитывается, что в силу более высокой продолжительности жизни женщин их возрастная структура является более старой по сравнению с мужской, что дает основание предполагать, что реальный разрыв смертности мужского и женского населения имеет более глубокий характер. Проведение стандартизации общих коэффициентов смертности позволяет устранить влияние возрастных структур на их величину. При стандартизации общего коэффициента смертности мужчин, приведенного в табл. 5.9, за стандарт примем все население России.

В итоговой строке последних двух колонок таблицы получается фактическое число умерших мужчин в 2002 г. и ожидаемое число умерших мужчин в том же году при фактической возрастной структуре мужского населения и возрастной смертности всего населения в целом, принятого за стандарт. На практике фактическое число умерших можно просто взять из демографических сборников, а не получать его расчетным путем. В нашем примере имеется небольшое расхождение между расчетным фактическим числом умерших и действительным числом мужчин, умерших в 2002 г., что объясняется округлением и тем, что данные о численности мужчин взяты не на середину года.

Таблица 5.9

Стандартизации общего коэффициента смертности мужского населении России в 2002 г. косвенным способом

242 • ГЛАВА 5. СТАТИСТИЧЕСКОЕ ИССЛЕДОВАНИЕ СМЕРТНОСТИ НАСЕЛЕНИЯ а по переписи 2002 г., которая проходила в октябре. Далее подставляем полученные числа в формулу

Таким образом, результат расчетов показывает, что на самом деле смертность мужского населения превышает смертность населения обоих полов не на 15,4%, а на 44,4%, т.е. более чем в 2 раза, а это уже катастрофическая разница, которая имеет далеко идущие негативные последствия.

Обратный способ стандартизации, или метод «ожидаемой численности населения», применяется в случае наличия информации о распределении умерших по возрастам в фактическом населении и обшей численности фактического населения. Кроме этого для стандартизации общего коэффициента смертности обратным способом необходимы общий и возрастные коэффициенты смертности стандартного населения. Формула стандартизации в этом случае выглядит следующим образом:

где /??,^бр — стандартизованный общий коэффициент смертности; М_х — числа умерших в возрасте х.

В числителе дроби получается та общая численность фактического населения, которая имела бы место, если в фактическом населении были бы такие же возрастные коэффициенты смертности, что и в стандартном населении.

Поделив условную (ожидаемую) численность населения на реальную численность фактического населения, получаем поправочный индекс обратной стандартизации.

Далее, умножив общий коэффициент смертности стандартного населения на поправочный индекс, получим стандартизованный общий коэффициент смертности фактического населения, т.е. то значение, которое было бы, если возрастные коэффициенты смертности фактического населения были бы такими же, как и в стандартном населении.

В заключение хотелось бы обратить внимание на следующее. Величина стандартизованных коэффициентов весьма условна. Сами по себе стандартизованные коэффициенты не характеризуют уровень смертности и используются только для сравнений. Величина стандартизованных коэффициентов зависит от параметров населения, выбранного в качестве стандарта. В связи с этим сопоставление стандартизованных коэффициентов можно проводить только при условии применения одного и того же метода стандартизации и использовании одного и того же стандарта. При этом в качестве стандарта необходимо выбирать население (реальное или искусственно сконструированное), параметры которого (либо возрастная структура населения, либо возрастные коэффициенты смертности в зависимости от способа стандартизации) схожи или наиболее близки к тем населениям, между которыми производится сравнение.