Детская и младенческая смертность. Возрастные коэффициенты смертности

Показатели рассчитываются раздельно для мужского и женского полов и яв­ляются наилучшими для анализа состояния и тенденций уровня смертности. Они рассчитываются по однолетним и пятилетним возрастным группам.

где - возрастной коэффициент смертности; - число умерших в возрасте «x» в календарный период (за год); - численность населения в возрасте «x» в середине расчетного периода (среднегодовая).

Коэффициент жизнеспособности (Покровского)

, где t- период. (8)

2.3 Демографический анализ

Анализ населения РФ за 2010- 2011 годы

Таблица 1 - Численность населения

Общий прирост населения

P п =P 1 -P 0

Р п =141,9-142=-0,1млн. человек.

Значение показателя отрицательное, значит, имеет место естественная убыль населения

Таблица 2 - Миграция (человек)

Миграционное сальдо (чистая миграция)

V + -V - =V пр V пр = 2215945 – 1973839 = 242106.

В 2008 году иммигрантов больше чем эмигрантов.

Таблица 3 – Распределение населения по возрастным группам (тысяч человек)

Коэффициент демографической нагрузки К =n 1 /n 2

К=52638/89266=0,589676 этот коэффициент показывает, что количество населения в трудоспособном возрасте почти вдвое больше, по отношению к населению в нетрудоспособном возрасте.

3 Индекс развития человеческого потенциала

3.1 Понятие и сущность индекса развития человеческого потенциала

Понятие ИРЧП как метода измерения человеческого развития был введен Программой развития ООН (ПРООН) в 1990 г. в Докладе о развитии человека. В отличие от предшествующих теорий, концепция человеческого развития сфокусирована на человеке и провозглашает благосостояние человека основной и единственной целью развития.

Индекс развития человеческого потенциала – расчетный статистический показатель, в котором учитываются не только объемы потребления материальных благ, но и возможности для развития человека, обеспечиваемые системами здравоохранения и образования.

Оценка качества жизни с использованием индекса развития человеческого потенциала строится на минимальном наборе базовых показателей. Каждый из базовых показателей количественно представляет одно из основных направлений человеческого развития: долголетие, образованность и собственно уровень жизни.

Долголетие характеризует способность прожить долгую и здоровую жизнь, что составляет естественный жизненный выбор и одну из основных универсальных потребностей человека. Базовый показатель долголетия – средняя продолжительность предстоящей жизни при рождении (СППЖР). Этот показатель, исчисляемый отдельно для мужского и женского населения, рассчитывается на основе условного поколения, которое составляется из совокупности людей различных возрастов, умерших в данном году. СППЖР единым числом выражает интенсивность смертности населения данной страны (региона и т.п.) в данный календарный год, т.е. характеризует долголетие гипотетического новорожденного, который проживет всю жизнь в условиях данной интенсивности смертности. В условиях совершенствования системы здравоохранения и повышения качества жизни реальному новорожденному, появившемуся на свет в данном году, в среднем удастся прожить дольше, чем гипотетическому.

Образованность рассматривается как способность к получению и накоплению знаний, к общению, обмену информацией. Характеристиками образованности являются грамотность взрослого населения и полнота охвата обучением. Под грамотностью понимается способность человека прочитать, понять и написать короткий простой текст, касающийся его повседневной жизни. Уровень грамотности взрослого населения – доля грамотных в возрасте 15 лет и старше – служит важнейшим базовым показателем данного направления человеческого развития. Уровень грамотности относится к реальному населению и является показателем состояния образования, в значительной степени зависящим от грамотности в течение предыдущих 10–20 лет. Для индустриальных стран с рыночной экономикой уровень грамотности априори устанавливается равным 99%. Учитывая тенденции повышения образовательного уровня и необходимость более адекватного отражения различий между индустриальными странами, образованность стала оцениваться комбинацией двух базовых показателей: уровнем грамотности взрослого населения и совокупной долей учащихся. Последний показатель рассчитывается как отношение общего числа учащихся (зачисленных) на всех ступенях обучения (начальной, средней (средней специальной) высшей, послеуниверситетской) вне зависимости от их возраста к общей численности населения в возрасте от 6 до 24 лет.

Уровень жизни характеризует доступ к материальным ресурсам, необходимым для достойного существования, включая «ведение здорового образа жизни, обеспечение территориальной и социальной мобильности, обмен информацией и участие в жизни общества». Уровень жизни, в отличие от долголетия и образованности, только открывает возможности, имеющиеся у человека, но не определяет их использование. Иными словами, это средство, расширяющее возможность выбора, но не собственно выбор.

Для оценки уровня жизни используется косвенный базовый показатель – валовой внутренний продукт (ВВП) на душу населения. Для межстранового сравнения используется реальной ВВП на душу населения, рассчитанный в соответствии с паритетом покупательной способности (ППС) валюты. Для межрегионального сравнения субъектов одной страны, в том числе и Российской Федерации, уровень жизни должен оцениваться аналогичным макроэкономическим показателем – реальным валовым региональным продуктом (ВРП) на душу населения .

Таким образом, величина ИРЧП служит критерием разделения стран на группы с различным уровнем человеческого развития. Вне зависимости от уровня экономического развития (будь это индустриальные или развивающиеся страны) к странам с высоким уровнем человеческого развития относятся те, в которых ИРЧП > 0,8; к странам со средним уровнем человеческого развития – те, в которых 0,5 < ИРЧП < 0,8; к странам с низким уровнем человеческого развития – те, в которых ИРЧП < 0,5.

КОЭФФИЦИЕНТЫ СМЕРТНОСТИ, показатели демографической статистики, измеряющие уровень смертности населения вне зависимости от его численности. Абсолютные данные о числе умерших не могут дать полного представления об интенсивности и динамике процесса смертности, эти данные также невозможно сравнивать по отдельным странам и регионам за различные периоды. Коэффициенты смертности в известной мере лишены указанных недостатков.

В демографии используются различного рода коэффициенты смертности (см. Коэффициенты демографические). Наиболее распространенным показателем является общий коэффициент смертности (m), исчисляемый как отношение общего числа умерших в течение некоторого периода (М) к средней численности населения (Р), как правило, выраженный в промилле (o/оо):

m =1/T * (M/P) * 1000,

где Т - длина периода в годах. Динамика этого коэффициента за ряд лет позволяет судить об изменении общего уровня смертности. Динамика общего коэффициента смертности зависит от изменений возрастной и половой структуры населения. Так, рост этого показателя может быть связан с процессом старения населения, а также со сдвигами в уровнях смертности по полу и возрасту. Если ограничиваться в анализе уровня смертности лишь общим коэффициентом смертности, то можно впасть в ошибку и сделать неверные выводы.

Более точные выводы позволяет сделать анализ коэффициента смертности по полу и возрасту. Возрастные коэффициенты смертности (mx,x + τ - 1) измеряют уровень смертности по отдельным возрастным (1-летним, 5-летним и другим) группам. Исчисляются они как отношение абсолютного числа умерших в данной возрастной группе (Mx,x + τ) за период Т (обычно 1 или 2 года) к средней ее численности (Px,x + τ), выраженное в промилле (o/оо):

mx,x+τ-1 = 1/T * Mx,x+τ/Px,x+τ *1000.

Возрастной коэффициент смертности по методу расчета аналогичен табличному и используется при построении таблиц смертности. Анализ возрастных коэффициентов смертности позволяет выявить различия в уровне смертности по отд. возрастным группам. Поэтому при исследовании смертности необходимо прежде всего изучить динамику возрастных коэффициентов смертности и только затем устанавливать обусловленность уровня смертности иными факторами.

Особое значение имеет расчет показателя смертности детей в возрасте до 1 года - коэффициента младенческой смертности. Чем больше в населении детей до 1 года, тем выше (при прочих равных условиях) общий коэффициент смертности, так как смертность в младенческом возрасте существенно превышает уровень смертности в других возрастах, кроме самых старших. Чтобы устранить влияние младенческой смертности на общий уровень смертности, рассчитывают коэффициент смертности населения старше 1 года:

где m1+ - Коэффициент смертности населения старше 1 года: M1+ - число умерших в возрасте от 1 года и старше, P1+ - среднегодовая численность населения от 1 года и старше, которая вычисляется как разность среднего населения и среднегодовой численности детей до 1 года. Этот показатель можно получить также на основе коэффициента рождаемости (n), смертности (m) и младенческой смертности (m0):

m1+ = (m - nm0)/(1 - n(1 - km0)) ,

где k - множитель, показывающий, какая часть младенческой смертности обусловлена смертями детей, родившихся в данном календарном году.

Среди населения старше 1 года довольно высока смертность детей в возрасте 1-2 лет. Если в населении преобладают дети и старики, то общие коэффициенты смертности и коэффициенты смертности населения старше 1 года могут быть высокими. Для устранения влияния возрастной структуры на величины общих коэффициентов смертности вычисляют стандартизованные коэффициенты смертности путем применения различных методов стандартизации (см. Стандартизация демографических коэффициентов). При сравнении уровней смертности различных групп населения или населения отдельных стран применение стандартизованных коэффициентов смертности дает наиболее достоверные результаты.

При анализе смертности важное значение имеют коэффициенты смертности по причинам смерти, которые вычисляются для отдельных групп причин смерти (обычно по отдельным возрастам).

Г. Ш. Бахметова.

Демографический энциклопедический словарь. - М.: Советская энциклопедия. Главный редактор Д.И. Валентей. 1985.

Литература:

Новосельский С. А., Смертность и продолжительность жизни в России, П., 1916;

Мерков А. М., Демографическая статистика, 2 изд., М., 1965;

Воспроизводство населения СССР, М., 1983;

Народонаселение стран мира, 3 изд., М., 1984.

Таблицы прекращения брака

Методы построения таблиц дожития

Динамика потенциального календарного фонда времени женского населения трудоспособного возраста в СССР в 1958–1985 гг.

(в структуре 1987 г.)

Примечание : Со знаком «+» увеличение, со знаком «–» – сокращение.

Средняя продолжительность рабочего периода (с учетом того, что части из них, не доживших до конца рабочего возраста) увеличилась в возрастных группах 20–24, 25–29, 30–34, 35–39, 50–54 года., осталась на прежнем уровне для возраста 40–44 года, сократилась на 0,6 года для 45–49-летних. Это не могло не сказаться на величине потенциального календарного фонда рабочего времени, который за этот период увеличился только на 1,7%.

Потенциальный календарный фонд рабочего времени должен учитываться при составлении плановых территориальных балансов трудовых ресурсов, в частности, их приходной части. Желательно, чтобы этот фонд учитывался при определении демографической политики, например, по вопросам миграции населения.

Литература по статистике населения знает десятки способов построения таблиц дожития, которые различаются между собой:

а) способами подготовки первичных переписных данных о половозрастном составе населения;

б) приемами использования данных об умерших и родившихся;

в) исходными показателями таблиц дожития.

С развитием электронно-вычислительной техники расчеты таблиц дожития проводятся с помощью компьютерных программ. Это позволяет при изучении закономерностей порядка доживания населения до определенного возраста одновременно рассмотреть несколько вариантов таблиц, исчисленных на основе одних и тех же данных, но различными способами. В практике такие расчеты вначале производятся для кратких таблиц дожития, затем при выборе оптимального варианта для полных таблиц.

При подготовке первичных данных переписи о половозрастном составе населения составитель таблиц должен решить задачу устранения возрастной аккумуляции. На первом этапе ориентиром ему может служить коэффициент аккумуляции. Если он высок, то имеет смысл проводить выравнивание структуры мужского и женского населения, например:

· по методу Б.С.Ястремского, в основе которого лежит идея о распределении численности населения по возрасту по параболе третьего порядка:

а также о том, что сумма двух следующих друг за другом пятилетних выравненных и невыравненных данных равны между собой;

· по методу скользящих средних пятилетних и десятилетних;

· по биноминальным коэффициентам.

Существуют и другие способы выравнивания возрастной структуры населения. Статистическая практика знает примеры, когда из–за сильной аккумуляции приходилось проводить выравнивание возрастной структуры не только живущих, но и умерших, например, при построении таблиц дожития по материалам переписи населения 1926 г.

Однако, если коэффициент аккумуляции равен 100% (± 1–2%), то использование этих способов может привести к искажению реальной возрастной структуры населения, сгладить действительно существующие ее особенности. Поэтому при отсутствии аккумуляции лучше оперировать непосредственными данными переписи и в необходимых случаях провести корректировку (можно и графическим методом) значений qx или px в отдельных возрастных группах.

По исходным показателям таблицы подразделяются на построенные методом: 1) условным; 2) прямым; 3) косвенным.

Условный метод построения таблиц используется там, где нет фактических данных о распределении умерших и живущих по полу и возрасту за один и тот же период времени. Исследователю приходится самому проводить распределение умерших по возрасту на основе данных о причинах смерти и по другим признакам. Таблицы, составленные этим методом, лишь приближенно характеризуют порядок вымирания исходной совокупности родившихся.

Прямой метод иначе называется методом реального поколения. Идея его состоит в том, чтобы проследить как фактически, вследствие смертности год за годом убывает численность исходной массы родившихся 100 лет назад. Число d x можно получить путем непосредственного наблюдения. Вычитая число умерших из числа доживающих до этого возраста, получаем:

l x+1 = l x – d x .

Вероятность умереть здесь равна: qx = dx: lx ,

а вероятность дожить: Px= 1 – qx.

Однако, несмотря на кажущуюся простоту, для практического применения этот метод непригоден по следующим причинам:

По длительности наблюдения (100 лет!), что часто невозможно из-за отсутствия точных и сопоставимых между собой данных;

Если бы удалось построить такую таблицу смертности, то она вместо соотношения уровней смертности разных возрастов (поперечный разрез) показала бы соотношения уровней смертности тех эпох, в которые взятое поколение проходило через тот или иной возраст (продольный разрез).

Практического значения такая таблица дожития, по существу, не имеет, так как разработка конкретных профилактических мероприятий по снижению возрастных показателей смертности основана на знании современного санитарного состояния населения, на расчете показателей таблиц на момент проведения последней переписи населения и материалах текущего учета естественного движения населения за годы, примыкающие к дате ее проведения.

Косвенный или демографический метод основан на следующих принципах:

1.Таблицы характеризуют процесс смертности не реального, действительно существовавшего населения, а гипотетического, т.е. предположительной массы родившихся (10000 или 100000).

2.Исходными показателями таблиц дожития являются d x и p x , на определение чисел доживающих в них оказывает влияние возрастная смертность того периода, за который берутся данные об умерших. Так как всякий текущий уровень смертности исторически ограничен, то такие таблицы не могут быть использованы для характеристики дожития в прошлом и тем более для характеристики порядка доживания в будущем. Значение таблиц дожития, построенных косвенным методом, ограничивается обычно периодом, близким к переписи населения.

Преимуществом таблиц дожития, построенных косвенным методом, является то, что они отражают те условия жизни населения, тот порядок дожития, который сложился на момент их составления. Тем самым они дают возможность провести анализ ряда показателей воспроизводства населения, определить характер режима воспроизводства на момент переписи.

Преобладающее число современных таблиц дожития строится этим способом. Их исходным показателем являются m x или q x ; в числителе основной формулы стоит численность умерших в этом возрасте (Mx), в знаменателе – числа живущих, рассчитанные по разным методикам.

Рассмотрим несколько способов построения таблиц дожития косвенным или демографическим методом.

Впервые методом построения таблиц дожития с исходным показателем m x воспользовался А.Кетле; в России он был применен С.А.Новосельским (сведения по истории построения вероятностных таблиц даны в разделе 8.2.).

Расчеты начинались с исчисления m x , от него делался переход к расчету q x и р x и остальных показателей таблиц.

При этом предполагалось:

m x = d x: L x ,

если q x = d x: l x , то d x = q x l x ;

если L x = 0,5(l x + l x+1), то m x = q x l x: 0,5(l x +l x+1).

Разделим числитель и знаменатель на 0,5 l x , отсюда:

m x = (q x l x:0,5 l x) : 0,5(l x +l x+1) : 0,5 l x = 2q x: (1–p x) =

= 2q x: (1+(1 –q x) = 2q x: (2–q x);

m x (2–q x) = 2q x ; 2q x = 2m x –m x q x ; 2q x + m x q x = 2m x ; q x (2 +m x) = 2m x ;

q x = 2m x: (2+m x).

Развитием методов построения советских таблиц дожития занимались демографы С.А.Новосельский, В.В.Паевский, А.Я.Боярский, И.Г.Венецкий, А.С.Семенова и др.

В практике советской государственной статистики широко использовался метод построения таблиц дожития, предложенный А.Я.Боярским. Этим методом построены таблицы 1958–1959 гг. (по материалам переписи 1959 г.) по стране и ряду регионов.

Исходная формула расчета:

Мх – число умерших в году переписи населения в возрасте х лет; М’x – число умерших в году, предшествовавшем году переписи в возрасте х лет;

– средняя численность населения в возрасте х лет.

При определении исходных показателей таблиц дожития q х и р х, для детских возрастов в советской статистике используется метод построения таблиц, предложенный русским математиком и демографом В.Я.Буняковским (1804–1889) в 1865 г. в книге «Опыт о законах смертности в России и о распределении православного населения по возрастам»:

Умершие в возрасте х лет из совокупности родившихся Nx и Nx+1;

Для определения q х –исходного показателя таблиц дожития нужно взять отношение Мх и средней арифметической из двух соседних чисел родившихся.

Метод В.Я.Буняковского в сочетании с формулой немецкого статистика К.Ратса позволяет определить q х более точно.

Применение метода В.Я.Буняковского применительно к расчетам показателей вероятности умереть для детских возрастов основывается на отсутствии миграции в ранних детских возрастах.

Расчет вероятностей умереть в возрасте от 0 до 4 лет включительно производится по формуле:

q5 = Мх: (1/3 Nx-1+ Nx + 2/3 Nx+1)·Ро·Р1· …·Рх-1), где:

Мх – численность умерших 3-го рода за два года, непосредственно прилегающих к году переписи;

Nx – численность родившихся за год, приходящийся на середину изучаемого двухлетнего периода;

Nx-1 – численность родившихся за предшествующий год;

Nx+1 – численность родившихся в год, следующий за годом, приходящимся на середину изучаемого двухлетнего периода.

В практике зарубежной статистики расчет основного показателя производится за более длительный период, например, во французских таблицах, в скандинавских и американских – 10 лет.

8.6. Таблицы брачности: понятие, виды, основные показатели, значение в анализе процессов брачности

Таблицы брачности – это упорядоченные ряды взаимосвязанных показателей, характеризующие порядок вступления в брак изучаемой совокупности населения до определенного возраста в конкретных условиях места и времени.

В зависимости от признаков показателей, лежащих в основе каждой таблицы, они подразделяются на следующие виды :

1. По длительности добрачного состояния и очередности брака выделяют таблицы, построенные для первых и повторных браков (для вдовых, разведенных и т.п.).

2. По характеру перемены добрачного состояния выделяют чистые и комбинированные таблицы брачности.

Чистые включают в себя только одну вероятность – вступить в брак. Их основные показатели: возраст вступления в брак; численность женщин (мужчин), находящихся в преддверии наступления события; вероятность вступить в брак в возрасте Х лет; число браков за год.

Комбинированные основаны на сочетании двух вероятностей перемены состояния: вероятности вступить в брак и вероятности умереть, не вступив в брак.

3.По методу построения таблицы брачности различаются на два вида, построенные для условного и для реального поколения. В практике чаще используют первый вид, т.е. таблицы построенные для условного или гипотетического населения, например, для совокупности 10000 или 100000 лиц, достигших 15 лет.

4. По месту жительства таблицы различаются на построенных для городской и сельской местности, для населения крупных городов.

5. По характеру административно-территориальных образований таблицы строятся6 для страны в целом; для крупных экономических районов; для областей, краев, республик, автономных округов и т.п.

По полу изучаемого населения таблицы строятся отдельно для мужчин и женщин.

Значение таблиц брачности в демографическом анализе определяется степенью решения ими следующих задач:

1. Дают представление о процессе образования брачных пар.

2. Построенные для мужчин и женщин одного и того же населения за один и тот же период времени, таблицы дополняют друг друга.

Однако метод построения таблиц брачности, в которой учитывалось бы формирование брачных пар, мужская и женская брачность одновременно пока не найден.

3. Таблицы брачности являются основой для перспективных расчетов брачной плодовитости.

4. Показатели таблиц позволяют определить для гипотетического населения средний возраст вступления в брак, моду и медиану вступления в брак (подобно тому, как они рассчитываются в таблицах смертности). Эти показатели являются главными характеристиками основной тенденции брачности на данной территории в определенном периоде.

Рассмотрим особенности построения таблиц для первых браков . При этом решаются задачи:

Определение численности населения (мужчин и женщин), не состоящего в браке на дату переписи (Sx);

Расчет числа вступивших в первый брак в интервале возраста от Х до Х+1 года (холостых) – Вх – за 2 года, прилегающих к дате переписи;

Определение вероятностей вступления в брак, своего рода «риска» брачности между двумя, следующими друг за другом возрастами Х и Х + 1 год по формуле:

Для чистых таблиц брачности этих данных достаточно.

Рассмотрим пример таблицы брачности (см. табл. 8.6.1).

Корень таблицы - 10000 мужчин городского населения;

Из 10000 вступят в первый брак за весь возрастной интервал от 16 до 69 лет – 9726 чел., останутся безбрачными 274 чел.;

Основные показатели:

Численность незамужних (неженатых);

Вероятность вступить в брак в возрасте Х лет;

– число браков за год в интервале возраста от Х до Х+1 года.

Таблица 8.6.1.

Таблица брачности Псковской области 1988-1989 г, мужчины городское население

Основными показателями комбинированных таблиц брачности (для первых браков) являются:

– численность незамужних (неженатых);

– вероятность вступить в первый брак;

() – вероятность не вступить в первый брак (остаться вне брака, безбрачным) в интервале возраста от Х до Х + 1 год;

– число браков за год в интервале возраста от Х до Х + 1 год;

() – число незамужних (неженатых) к концу интервала возраста от Х до Х + 1 года;

Рх – коэффициент дожития (по данным таблиц дожития, составленным за этот же период и по той же территории, по которой строятся и таблицы брачности).

Например. Имеются исходные данные о численности незамужних в городе на дату переписи в возрасте 16 лет – 10258 чел., 17 лет – 12393 чел.; вступило в брак в году, предшествовавшем году переписи, в возрасте 16 лет – 126, 17 лет – 331; в году переписи населения в возрасте 16 лет – 146, 17 лет – 415 человек.

Определим для 16-летних – (126+146) : 2 * 10258 = 0,0132; для 17-летних – (331+415) : 2 * 12393 = 0,0301. Коэффициент дожития для обеих групп – 0,99980.

Построим фрагмент таблицы (см. табл. 8.6.2)

Таблица 8.6.2.

Фрагмент комбинированной таблицы брачности по городу (первые браки) за два года, прилегающих к дате переписи (пример условный)

9868 * 0,9999 = 9858

9858 * 0,0301 = 297

9858 – 297 = 9561

9561 * 0,9990 = 9551

Комбинированную таблицу брачности (для первых браков) можно построить по форме, предложенной Л.Е.Дарским при построении таких таблиц по СССР за 1949-1959 гг. на основе выборочного обследования женщин страны (см. табл. 8.6.3.).

Таблица 8.6.3

Фрагмент комбинированной таблицы брачности женщин, не состоявших в браке (СССР, 1949–1959)

100000 – 520 – 77 = 99403

99403 * 0,02759 = 2742, 99403 * 0,00082 = 82

99403 – 2742 – 82 = 96579.

Таблицы брачности для повторных браков строятся для вдов (вдовцов), для разведенных и разошедшихся мужчин и женщин.

Основные показатели таких таблиц:

– число не вступивших в повторный брак разведенных (разошедшихся) к возрасту Х лет;

– вероятность вступить в повторный брак для разведенных (разошедшихся) в интервале возраста от Х до Х + 1 года;

– вероятность умереть, не вступив в повторный брак, разведенным (разошедшимся) в интервале возраста от Х до Х+1 года по таблицам дожития, составленным за тот же период и по одной и той же территории;

– число разведенных (разошедшихся), вступивших в повторный брак в интервале возраста от Х до Х+1 года;

– число умерших разведенных (разошедшихся) в интервале возраста от Х до Х+1 года, не вступивших в повторный брак.

При анализе таблиц брачности для повторных браков решаются следующие задачи:

На конкретный момент времени дается всесторонняя характеристика брачности и порядка вступления в брак по всем возрастным группам и сравниваемым территориям, начиная с нижней границы 15 лет и до верхней: 55 лет для женщин, 60 – для мужчин;

Ведется сравнительная оценка отдельных таблиц, составленных в различные периоды времени, обычно приуроченных к годам переписей населения.

При решении этих задач непременным условием является то, чтобы сравниваемые таблицы брачности были бы построены по одной и той же методике.

Основные направления анализа таблиц брачности:

1. Выяснение закономерностей развития b x и (1 – b x), в этом случае хороший результат дает применение статистических графиков.

2. Установление порядка вступления в брак (с учетом и без учета смертности) до определенного возраста мужчин и женщин (Sx).

3. Определение среднего возраста вступления в брак для гипотетического населения (мужчин и женщин). Расчет проводится по средней арифметической взвешенной. Полученные показатели сравниваются во времени и в территориальном разрезе.

4. Определение модального возраста вступления в брак, сравнение полученных данных с юридической величиной минимального возраста вступления в брак

5. Определение медианы возраста вступления в брак для мужчин и женщин.

Средние характеристики процессов брачности имеют прямое практическое значение для анализа воспроизводства населения. Показатели таблиц брачности имеет смысл использовать в страховом деле.

Возможные перспективы рождаемости нужно рассматривать только с учетом вероятностей вступления в брак мужчин и женщин различных возрастных групп, особенно тех, кто может быть потенциальными родителями.

Источниками данных для построения таблиц брачности в нашей стране являются переписи и материалы текущей статистики.

Используются данные переписей о численности и составе населения по полу, возрасту, брачному состоянию: состоящие в браке; вдовы (вдовцы); разведенные и разошедшиеся; никогда не состоявшие в браке; не указавшие состояние в браке.

Речь идет о числителе дроби b x = Bx: Sx.

По данным текущего учета состояние населения в браке брались сведения за два года, прилегающих к году переписи о численности населения, вступившего в брак на данной территории, в том числе сведения о никогда не состоявших в браке, вдовых, разведенных, не указавших свое добрачное состояние.

Основные недостатки эти сведений:

Текущая статистика исходит из юридических критериев, учитывая лишь зарегистрированные в органах ЗАГС браки;

В переписи не всегда четко предусмотрено, какой именно союз считается браком. Если даже такое указание есть, то оно не всегда совпадает со строгим юридическим подходом, так как при переписи не требуется подтверждающих документов.

Это расхождение приводит к занижению доли лиц, не состоящих в браке, по сравнению с той же категорией, определенных строго юридически.

Исходными данными для построения таблиц брачности могут быть специальные обследования. В этом случае в программу исследования должны быть включены вопросы о возрасте женщин и мужчин на момент опроса, возрасте вступления в брак, в том числе в первый брак, о брачном состояние на момент опроса.

Таблицы прекращения брака – это упорядоченные ряды взаимосвязанных показателей, характеризующие процесс распада брачных пар в изучаемой совокупности населения в конкретных условиях места и времени.

Различают таблицы двух видов: таблицы разводимости и таблицы овдовения.

Таблицы разводимости – это упорядоченные ряды взаимосвязанных показателей, характеризующие процесс распада брачных союзов из-за развода в возрасте Х лет или на Z-ом году продолжительности брака.

При построении таблиц разводимости решаются следующие задачи:

– построение числовой модели процесса разводимости в реальной или гипотетической когорте, представляющей течение этого процесса в виде системы взаимосвязанных показателей;

– описание процесса разводимости вне зависимости от сложившейся возрастной и брачной структуры населения, а также других демографических процессов;

Возрастные коэффициенты смертности рассчитываются раздельно для мужского и женского полов, являются наилучшими для анализа состояния и тенденций уровня смертности. Рассчитывают возрастные коэффициенты смертности и для населения в целом (обоих полов).

Они рассчитываются по однолетним или пятилетним возрастным группам. Однолетние коэффициенты дают наилучшие возможности для подробного анализа, но, пользоваться ими затруднительно, потому что их очень много, а также при использовании однолетних коэффициентов в дело вмешивается возрастная аккумуляция.

Поэтому, если не требуется высокая точность расчетов, то для анализа тенденций уровня смертности вполне можно обойтись и пятилетними коэффициентами. Рассчитываются они по формуле:

где т х - возрастной коэффициент смертности ‰; М х -число умерших в возрасте «х » в календарный период (обычно за год); х -численность населе­ния в возрасте «х » в середине расчетного периода (обычно среднегодовая).

КОЭФФИЦИЕНТ МЛАДЕНЧЕСКОЙ СМЕРТНОСТИ

Этим коэффициентом измеряется уровень смертности детей в возрасте до 1 года. Ранее именовался коэффициентом детской смертности. Теперь различают младенческий - 0 лет - и детский - до 15 лет - возрасты и соответственно младенческую и детскую смертность (в возрасте до 1 года и до 15 лет).

Коэффициент младенческой смертности выделяется как своей величиной (вероятность смерти на первом году жизни примерно такая же, как у людей, достигших 55 лет), так и методами расчета и своим социальным значением.

Так как уровень смертности детей первого года жизни меняется, то вычисляют вероятность смерти на первом году жизни путем соотнесения случаев смерти детей в возрасте до года не со среднегодовой численностью, а с общим числом родившихся .

Демографическая сетка

Дети, умершие в возрасте до года в расчетном году «t », принадлежат к двум смежным поколениям родившихся (т.е. родились может и в прошлом, пережили «новый год 1 января» и не дожили до года уже в наступившем календарном). Часть из них родилась в том же году «t » , в котором они и умерли. Другая часть родилась в предыдущем году «t - 1». Это можно наглядно показать на диаграмме, называемой демографической сеткой.

Горизонтальные линии отсекают годы возраста, вертикальные - годы календарных лет. Число родившихся в календарном году «t » условно изображается в виде точек на оси 0 между вертикальными осями «t » и «t +1 », или, иначе говоря, между началом расчетного года и его концом (началом следующего календарного года). По диагоналям от точек на оси 0, симво­лизирующих даты рождения, слева направо и снизу вверх проводятся пря­мые линии, именуемые линиями жизни. В случае смерти человека линия жизни обрывается, заканчивается точкой смерти.

На сетке можно видеть, что точки смерти детей, умерших в возрасте до года в календарном году «t », образуют квадрат ABCD, который состоит из двух треугольников (элементарных совокупностей умерших) ABC и ACD. Смерти детей, произошедшие в календарном году «t » из числа детей, родившихся в том же году, образуют нижний треугольник ACD, а смерти де­тей, произошедшие в том же возрасте «0» лет и в том же календарном (расчетном) году «t », но из числа детей, родившихся в предыдущем году «t-1», образуют верхний треугольник того же квадрата - ABC.

Методы расчета коэффициента младенческой смертности:

Когда нужны особо точные показатели (есть данные о распределении младенческой смертности в ВОЗРАСТЕ до года по поколениям родившихся, например, в публикациях, что является редким случаем), то формула расчета выглядит следующим образом:

Где коэффициент младенческой смертности в расчетном году «t»,

Число детей, умерших в возрасте ДО ГОДА из тех детей, кто родился в расчетном году «t »,

Число детей, умерших в возрасте ДО ГОДА из тех детей, которые родились в предыдущем году, т.е. «t-1 ».

N t и N t -1 - число родившихся соответственно в расчетном году «t » и предыду­щем году «t -1 ».

1. Грубый метод. Им можно пользоваться при условии по­стоянства уровня рождаемости в двух смежных годах, один из которых - расчетный, т.е. тот, за который определяется уровень младенческой смертно­сти, а второй - предшествующий ему. (нужно просто заглянуть в демо­графический ежегодник и сравнить показатели рождаемости за указанные годы). Если они одинаковы или мало различаются, можно смело пользоваться «грубым» методом. Он выражается следующей формулой:

2. Формула Йоханесса Ратса – приближенная оценка младенческой смертности (не нужна точность, нет данных по поколениям). Т.е. когда известны только численности родившихся в данном и предыдущем году и умерших на первом году жизни. Используется и в учебных целях, поскольку данные не дают распределения умерших в возрасте до года по поколениям.

- коэффициент младенческой смертности в расчетном году «t »; - число детей, умерших в возрасте до года из числа родившихся соответственно в расчетном году «t » ; N t и N t -1 - - число родившихся соответственно в расчетном году «t » и предыду­щем году «t -1 », aиb - веса, причем их сумма равна 1.

Веса подбираются, исходя из распределения умерших детей по месяцам первого года жизни. Чем старше ребенок, тем меньше вероятность того, что он умрет, не дожив до года. При этом одновременно с уменьшением младенческой смертности происходит ее сдвиг к самым ранним возрастам. Поэтому с течением времени весовые коэффициенты в формуле Ратса приходится менять. Ратс принимал a2/3, b1/3. В настоящее время эти веса чаще всего принимаются равными соответственно 3/4 и 1/4. В некоторых странах, где уровни младенческой смертности малы, в качестве весов принимаются значения a4/5 и b1/5 или даже более резко отличающиеся друг от друга.