Индивидуальные очистные сооружения: К классу индивидуальных очистных сооружений относят сооружения, пропускная способность которых...
Археология об основании Рима: Новые раскопки проясняют и такой острый дискуссионный вопрос, как дата самого возникновения Рима...
Топ:
Выпускная квалификационная работа: Основная часть ВКР, как правило, состоит из двух-трех глав, каждая из которых, в свою очередь...
Особенности труда и отдыха в условиях низких температур: К работам при низких температурах на открытом воздухе и в не отапливаемых помещениях допускаются лица не моложе 18 лет, прошедшие...
Организация стока поверхностных вод: Наибольшее количество влаги на земном шаре испаряется с поверхности морей и океанов...
Интересное:
Мероприятия для защиты от морозного пучения грунтов: Инженерная защита от морозного (криогенного) пучения грунтов необходима для легких малоэтажных зданий и других сооружений...
Средства для ингаляционного наркоза: Наркоз наступает в результате вдыхания (ингаляции) средств, которое осуществляют или с помощью маски...
Отражение на счетах бухгалтерского учета процесса приобретения: Процесс заготовления представляет систему экономических событий, включающих приобретение организацией у поставщиков сырья...
Дисциплины:
2018-01-30 | 163 |
5.00
из
|
Заказать работу |
|
|
Таблица смертности — этотаблицауменьшениячисленностисовокупности, модельвыбытия, приоднойпричиневыбытия. Рискнедифференцирован. Таблицы смертности по причинам смерти — этотаблицамножественноговыбытиясконкурирующимирискамисмерти.
Вполнойаналогиискоэффициентомсмертностиотвсехпричинможетбытьрассчитанкоэффициентсмертностиотконкретнойпричинысмерти, обозначимегоτ mix , где i =1, 2,..., z, порядковыйномерпричины. Вклассическоймоделипредполагается, чтопричинысмертинепересекаются (нельзяумеретьотдвухпричинодновременно), исписокпричинполный (каждыйумершийможетбытьотнесенкоднойизпричинсмерти). Есливреальностипоследнееусловиенарушается, томодельдополняетсяещеоднойпричинойсмерти, например, «всеостальныеинеустановленныепричины»). Тогдаτ mx = ∑ τ mix . Свероятностямисмерти
i
делообстоитмногосложнее. Допустим, z = 2, имыопределиливероятностисмертиотдвухпричинсмертиτ qix . Пустьτ qx — общая (отвсехпричин) вероятностьсмерти. Поправиламтеориивероятности, τ qx =1−(1−τ q 1 x )⋅(1−τ qx 2 ) иτ q 1 x +τ qx 2 ≥τ qx. Поэтомуопределениеτ qix дажевслучаедвухпричиндостаточносложнаязадача. Прощеопределяютсячислаумирающихввозрастеот x до x + τлетотнекоторойпричинысмерти τ dxi: τ dxi =τ mix ⋅τ Lx.
Ясно, чтоτ dx = ∑ τ dxi.
i
Табл. 8.2. Таблица смертности населения Российской Федерации, 1997 г., мужчины
возраст x, лет | числодоживающих довозраста x лет | числоумирающихввозрастеот x до x +τлет | вероятностьумереть ввозрастеот x до x +τлет | вероятностьдожить отвозраста x до x +τлет | числожи- вущихввозрастеот x до x +τлет | числочеловеко-летжизниввозрастах x летистарше | Ожидаемаяпродолжительность жизниввозрасте x лет |
x | lx | τ dx | τ qx | τ px | τ Lx | Tx | ex |
0,01952 | 0,98048 | 60,75 | |||||
0,00190 | 0,99810 | 60,96 | |||||
0,00103 | 0,99897 | 60,07 | |||||
0,00080 | 0,99920 | 59,13 | |||||
0,00073 | 0,99927 | 58,18 | |||||
0,00287 | 0,99713 | 57,22 | |||||
0,00322 | 0,99678 | 52,38 | |||||
0,00986 | 0,99014 | 47,54 | |||||
0,01914 | 0,98086 | 42,98 | |||||
0,02308 | 0,97692 | 38,77 | |||||
0,02932 | 0,97068 | 34,63 | |||||
0,03838 | 0,96162 | 30,60 | |||||
0,05271 | 0,94729 | 26,71 |
|
Табл. 8.2. Окончание
возраст x, лет | числодоживающих довозраста x лет | числоумирающихввозрастеот x до x +τлет | вероятностьумереть ввозрастеот x до x +τлет | вероятностьдожить отвозраста x до x +τлет | числожи- вущихввозрастеот x до x +τлет | числочеловеко-летжизниввозрастах x летистарше | Ожидаемаяпродолжительность жизниввозрасте x лет |
x | lx | τ dx | τ qx | τ px | τ Lx | Tx | ex |
0,07373 | 0,92627 | 23,05 | |||||
0,10283 | 0,89717 | 19,68 | |||||
0,14218 | 0,85782 | 16,64 | |||||
0,18778 | 0,81222 | 13,97 | |||||
0,24494 | 0,75506 | 11,61 | |||||
0,31445 | 0,68555 | 9,56 | |||||
0,39584 | 0,60416 | 7,82 | |||||
0,48657 | 0,51343 | 6,36 | |||||
85 иболее | 1,00000 | 0,00000 | 5,18 |
Реальнованализеиспользуютсятритипапоказателейтаблицсмертностипопричинамсмерти. Первый — ожидаемая вероятность для новорожденного (когда-либовбудущем) Qiумереть от некоторой причины смерти, равнаядолитехвмодельномпоколениитаблиц, ктоумираетотданнойпричинысмерти Qi = ∑ dxi , ясночто∑ Qi = l 0 . x i
Второйпоказатель — это средний ожидаемый возраст смерти от некоторой причины смерти X i , рассчитываетсяаналогичноожидаемойпродолжительностижизнидляноворожденного.
∑(x +τ aix)⋅τ dxi
X i = x Qi,
гдеτ aix — числолетпрожитыхумершимотпричины i всоответствующеминтервалевозрастов. Обычноврасчетахдопускают, чтодлякаждойизпричинτ aix =τ ax .
|
Наконец, третийпоказатель — это ожидаемая продолжительность жизни при устранении некоторой причины смерти. Этахарактеристикасмертностиотданнойпричиныопределяетсяпутемрасчетатаблицысмертностиотсуммывсехпричин, кромеданнойпричины i, т.е. вкачествеисходногорядадлярасчетатаблицысмертностиберетсярядτ mx i =τ mx −τ mix . Данныйрасчетноситвесьмаусловныйхарактер. Очевидно, чтоустранениеоднойпричинысмертиможетпривестикростусмертностиотдругихвболеестаршихвозрастах, чтонеучитывается. Крометого, вразвитыхстранахболееполовиныпоколенияумираетотболезнейсистемыкровообращения, причемсэтойпричинойсвязанобольшинствосмертейвстарческихвозрастах. Поэтомудостаточнотрудновообразить, какойбыбыласмертность, еслибыустранитьданнуюпричину. Нодлямногихпричинсмерти, напримердлянесчастныхслучаев, отравленийитравм, этотприемпозволяетоценитьнегативноевлияниеданнойпричинысмертинапродолжительностьжизни.
8.2.5. Компонентный анализ продолжительности жизни Ожидаемаяпродолжительностьжизнидляноворожденного — наиболеечастоупотребляемаяхарактеристикауровнясмертности. Поэтомучрезвычайнополезнонаучитьсясоизмерятьразличиявсмертностивдвухнаселенияхвнекотороминтервалевозрастоввтерминахожидаемойпродолжительностьжизниили, другимисловами, научитьсяоцениватьвлияниеразличийвсмертностивнекоторомвозрастенаэтот показатель. ПервымтакуюпопыткупредпринялЮ.А. Корчак–Чепурковскийвстатье, опубликованнойв 1968 г.[43]. ВболеесовременнойзаписиформулаКорчака-Чепурковскогодляоценкивкладасмертностивинтервалевозрастов (x, x +τ) вразличиеожидаемойпродолжительностижизнимеждутаблицамисмертности (8.1) и (8.2), обозначимеечерезτ∆1 x,2 , выглядитследующимобразом:
.
Вформулеиспользованытежеобозначения, чтовразделе 8.2.3. Показатели, относящиесякпервойтаблицесмертности, отмечены (1), ковторой — (2). Сточкизрениярасчета, безразлично, относятсялитаблицы (1) и (2) кодномунаселениювразныепериодывременииликразнымнаселениям. Можнопоказать, чтоτ ∆(x 1),(2) = −τ∆(x 2),(1). Величиныτ∆(x 1),(2) можноскладывать, чтобыполучитьпоказательпоболеекрупнойвозрастнойгруппе. ГлавныйнедостатокформулыКорчака-Чепурковскогоивсеханалогичных, которыйнеудаетсяустранить, втом, чтовобщемслучае: τ∆(x 1),(3)≠τ∆(x 1),(2)+τ∆(x 2),(3).
|
В 1982 г. Е.М. АндреевпредложилвариантформулыКорчака-Чепурковского, позволяющийоценитьвлияниесмертностивданномвозрастеотнекоторойпричины i жизнинаожидаемуюпродолжительностьжизни: x , .
Вотличиеотисходнойформулы, формуладляоценкивкладапричинсмерти — приближенная, еелучшеиспользоватьдляминимальновозможныхинтерваловвозраста, адляполученияоценокдляболеекрупныхинтерваловскладыватьрезультатырасчета.
8.2.6. Продольный и поперечный анализ смертности Большинствотаблицсмертностирассчитываютсядлякалендарныхпериодов, исмертностьреальныхпоколенийдостаточноредкостановитсяобъектомдемографическогоанализа. Такоеположениеопределяетсярядомпричин. Укажемдвеважнейшие. Первая — значительныесложности, возникающиеприпопыткереконструироватьданныеосмертностиреальныхпоколенийнаосновесуществующихвбольшинствестранданныхстатистикисмертности. Вторая — стремлениебольшинстваисследователейанализироватьпоследние, самыесовременныеданныеосмертности, длячеговбольшинствеслучаевнетребуетсякогортныйподход. Болеетого, многиеисследователизабывают, чторассчитаннаядлякалендарногопериода, наосноверядакоэффициентовсмертноститаблицанеболеечеммодель, характеризующаясмертностисоответствующегокалендарногопериода, иизсоотношенияпоказателейтаблицпытаютсяформулироватьгипотезыозакономерностяхсмертностипоколений, незаботясьотом, чтовразныхвозрастахмыфиксируемсмертностьпредставителейразличныхпоколений.
Рис. 8.2. Доля доживших до данного возраста из числа 20-летних в поколении 1900 г. рождения, СССР
Согласносправочникам, ожидаемаяпродолжительностьжизнивРоссииумужчиноколо 60, ауженщин — более 70 лет, номожносуверенностьюсказать, чтониводномизпоколений, родившихсядоВторойМировойвойны, продолжительностьжизнимужчиннепревзойдет 50, аженщин — 60 лет. Этаоценкавытекаетизисториироссийскойсмертности. Нарис. 8.2 представленадинамикасмертностипоколенияродившихсяв 1900 г. натерриториибывшегоСССРввозрастах 20-60 лет (Андреев, Дарский, Харькова, 1993). НарисункевидныпотериврезультатесмертностивпериодОтечественнойвойныиголода 1933 г.
|
Криваядожитиякаждогопоколения, прошедшего черездемографическуюкатастрофу, несетоставленнуюэтойкатастрофойотметину. Ниводномпоколениипродолжительностьжизнинепадаластольнизко, какусловномпоколении 1933 г. иливпериодвойны. Втожевремяикратковременныеснижениясмертности (например, впериодантиалкогольнойкампании 1985–1987 гг.) маловлияютнаобщуюпродолжительностьжизнипоколения. Вообще, конъюнктурныеколебания, которыевомногомопределяютуровеньсмертностикалендарногопериода, вмасштабебиографиипоколениявыглядятнесущественно.
Такимобразом, кривыедожитияреальныхпоколенийзначительноменееплавные, чемгипотетических, затообщаядинамикауровнясмертностиотпоколениякпоколению — гораздоплавней.
Насамомделепротивопоставлениепродольногоипоперечногоанализаноситискусственныйхарактер. Реальныйпроцессразвиваетсявдвухкоординатах — времяивозраст. Дляеготеоретическогоописанияобычноиспользуетсяпоказатель сила смертности µ(x, t), котораяравнакоэффициентусмертности. рассчитанномудлябесконечномалогоинтервалавозраста (x, x + ∆ x) забесконечномалыйпериодвремени (t, t + ∆ t). Силасмертностиестьфункциядвухпеременных, т.е. определенанаплоскостискоординатами (x, t). Продольныйанализрассматриваетзначенияэтойфункциинапрямой (x, t 0 + x), где t 0 — фиксированныйгодрождениякогорты, атакжединамикусводныххарактеристиксмертностиоткогортыккогорте, т.е. взависимостиот t 0 . Поперечныйанализизучаетэтуфункциюнапрямой (x, T), где T — фиксированныймоментнаблюдения, атакжединамикусводныххарактеристиксмертностивовремени, т.е. взависимостиот T. Ипродольный, ипоперечныйанализ — этопопыткасвестифункциюдвухпеременныхкрядуфункцийоднойпеременной, таккаканализфункциинаплоскости — болеесложнаязадача.
Вставка 8.4. Желаниесовместитьпродольныйипоперечныйанализпривелов 1970-хгг. ксозданиюновогометода, такназываемого, APC-анализ. Названиепроисходитотанглийского «age-period-cohort» — «возраст-когорта-время». Силасмертностирассматриваетсякакфункциятрехпеременныхвозраст (x), когорта (определяетсягодомрождения t 0) ивремя (T). Очевидно, что t 0+ x = T. Впростейшемварианте APC-анализпредполагаетсуществованиеразложенияфункцииµ(x, t)натрислагаемых (вдругихмоделях — трисомножителя), каждоеизкоторыхестьфункцияотоднойпеременной: µ(x, t) = µ1(x) + µ2(T) ++µ3(t 0)+ξ(x, T, t 0), гдеξ(x, T, t 0) — остаточная (случайная) компонента.
Временнаякомпонентаµ2(T)измеряетвлияниенасмертностьсовременныхусловийжизни, когортнаясоставляющаяµ3(t 0) измеряетвлияниепроисшедшихвпрошломсобытийналицаходноговозраста (когорте). Наконец, возрастнаякомпонентаµ1(x)призванаизмерятьуниверсальнуюзависимостьсмертностиотвозраста. Вновейшихисследованияхиспользуютсяболеесложныемодели, носутьразложенияприэтомсохраняется.
|
8.3. ОСНОВНЫЕ КОНЦЕПЦИИ И ДЕТЕРМИНАНТЫ СМЕРТНОСТИ Цельданногопараграфа — систематизироватьсуществующиепредставленияотом, чтовконечномитогеопределяетуровеньсмертности. Повидимому, вселюдисмертны, продолжительностьжизникаждогочеловека, дажеживущеговидеальныхусловияхограничена. Историянезнаетслучаев, кромеНояидругихбиблейскихдолгожителей, когдачеловекперешагнулбы 200-летнийрубеж. Частотасмертныхслучаев (вероятностьсмерти), исключаясамоеначаложизни, нарастаетсвозрастом. АнглийскийдемографУ. Брасс (1977) сравниваетростсмертностисвозрастомсувеличениемчастотысмертельныхисходоввисследованияхметодомбиологическихпроб[44]помереувеличения «дозыжизни».
|
|
История развития пистолетов-пулеметов: Предпосылкой для возникновения пистолетов-пулеметов послужила давняя тенденция тяготения винтовок...
Таксономические единицы (категории) растений: Каждая система классификации состоит из определённых соподчиненных друг другу...
Кормораздатчик мобильный электрифицированный: схема и процесс работы устройства...
Наброски и зарисовки растений, плодов, цветов: Освоить конструктивное построение структуры дерева через зарисовки отдельных деревьев, группы деревьев...
© cyberpedia.su 2017-2024 - Не является автором материалов. Исключительное право сохранено за автором текста.
Если вы не хотите, чтобы данный материал был у нас на сайте, перейдите по ссылке: Нарушение авторских прав. Мы поможем в написании вашей работы!