Статистический анализ процессов воспроизводства населения: методические и прикладные аспекты

Целью исследования дипломной работы является проведение статистического анализа процессов воспроизводства населения для выявления современных тенденций развития и факторов, обусловливающих демографическую ситуацию в стране и регионе (на примере Ростовской области). Дата защиты дипломной работы: июнь 2009 г. Место защиты: ГОУ ВПО "Ростовский государственный экономический университет "РИНХ" (г. Ростов-на-Дону). Полученная оценка: "отлично". ...

СОДЕРЖАНИЕ
Стр.
ВВЕДЕНИЕ 3
ГЛАВА 1. ТЕОРЕТИЧЕСКИЕ АСПЕКТЫ СТАТИСТИЧЕСКОГО ИССЛЕДОВАНИЯ ПРОЦЕССОВ ВОСПРОИЗВОДСТВА НАСЕЛЕНИЯ 7
1.1. Рождаемость как демографический процесс и факторы, на неё влияющие 7
1.2. Характеристика смертности и факторов, влияющих на её уровень 15
1.3. Определение естественного прироста (убыли) и воспроизводства населения 25
ГЛАВА 2. МЕТОДИЧЕСКИЕ ОСНОВЫ СТАТИСТИЧЕСКОГО АНАЛИЗА ЕСТЕСТВЕННОГО ДВИЖЕНИЯ НАСЕЛЕНИЯ 29
2.1. Методика расчёта статистических показателей, характеризующих процессы рождаемости 29
2.2. Система статистических показателей, характеризующих смертность населения 62
2.3. Показатели естественного прироста (убыли) и воспроизводства населения 83
ГЛАВА 3. ЭКОНОМИКО-СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ПРОЦЕССОВ ВОСПРОИЗВОДСТВА НАСЕЛЕНИЯ РОСТОВСКОЙ ОБЛАСТИ 91
3.1. Изучение динамики естественного движения населения 91
3.2. Анализ воспроизводственной структуры населения 111
3.3. Перспективы изменения демографической ситуации в Ростовской области 129
ЗАКЛЮЧЕНИЕ 134
БИБЛИОГРАФИЧЕСКИЙ СПИСОК 139
ПРИЛОЖЕНИЯ 14

Статистический анализ процессов воспроизводства населения играет важную роль при характеристике демографической ситуации в регионе и в стране в целом, для прогнозирования численности населения и обоснования мероприятий демографической политики.
Воспроизводство населения является предметом демографии, однако вопрос о том, что следует понимать под воспроизводством населения, продолжает оставаться дискуссионным. Именно различные трактовки самого понятия воспроизводство населения обусловливают и соответствующее понимание предмета демографии как науки, истолкование его в более широком или более узком смысле слова.

Сравнение двух общих коэффициентов смертности теперь можно представить таким образом:.Индексный метод в данном случае можно применить, если известны все структурные элементы сравниваемых совокупностей, т.е. возрастные коэффициенты смертности , и возрастные структуры сравниваемых населений – удельный вес возрастных групп в общей численности населения . Итак, рассмотрим случай, когда все структурные элементы коэффициента смертности нам известны. Построим систему индексов. Для этого в правой части равенства введем в числитель и знаменатель одно и то же число (т.е. величину общего коэффициента смертности при предположении о неизменности, одинаковости возрастной структуры сравниваемых населений), затем произведем несложную перестановку:В результате в правой части уравнения получим два индекса-дроби. Первая из них характеризует изменение общего коэффициента смертности за счет интенсивности смертности в каждой возрастной группе при неизменной возрастной структуре. Второй индекс характеризует изменение общего коэффициента смертности за счет изменения возрастной структуры населения. Т.к. общий коэффициент смертности равен сумме произведений возрастных коэффициентов смертности на доли соответствующих возрастных групп в численности населения , то произведем соответствующие замены в знаменателе первой дроби и в числителе второй.В итоге получим следующую систему индексов:,где – индекс динамики общего коэффициента смертности; – индекс изменения общего коэффициента смертности за счет интенсивности смертности в каждой возрастной группе; – индекс изменения общего коэффициента смертности за счет изменения возрастной структуры населения.Для нахождения абсолютного влияния отдельных факторов на изменение общего коэффициента смертности можно провести следующее индексное разложение по факторам: абсолютное влияние изменения интенсивности смертности в каждой возрастной группе:;абсолютное влияние изменения возрастной структуры населения:;абсолютное влияние изменения двух факторов в целом:Пример анализа динамики уровня смертности населения Ростовской области индексным методом за 1990 г. и 2007 г. будет рассмотрен далее в главе 3. Как было сказано выше, для применения индексного метода требуются данные о структурных элементах, от которых зависит величина общего коэффициента, (т.е. о соотношении численностей мужского и женского населения, городского и сельского населения, состоящих и не состоящих в браке и т.д.) . Одним из наиболее сильных факторов, оказывающих влияние на величину общих коэффициентов, является возрастная структура населения. К сожалению, такие данные не всегда имеются. В таком случае можно использовать так называемые методы стандартизации коэффициентов. Применение стандартизации основано на разложении общих коэффициентов на сомножители, выражающие, с одной стороны, интенсивность демографического процесса, а с другой, численность или долю соответствующего субнаселения во всем населении (т.е. возрастную структуру населения).Суть стандартизации заключается в том, что реальные общие коэффициенты сравниваются с показателями некоторого условного населения, в котором интенсивность демографического процесса или структура этого населения принимается за стандарт. Затем для каждого из сравниваемых населений рассчитывается стандартизованный общий коэффициент, который показывает, какими были бы общие коэффициенты рассматриваемого процесса в данном населении, если бы интенсивность этого процесса в нем или его структура были бы такими же, как и в населении стандарта. При этом в зависимости от того, что именно (интенсивность или структура) принимается за стандарт, применяют различные методы стандартизации.Наибольшее распространение имеют прямая, косвенная и обратная стандартизация. Рассмотрим суть этих методов на примере стандартизации общих коэффициентов смертности.Метод прямой стандартизации используется, если известны возрастные коэффициенты смертности сравниваемых реальных населений, но неизвестна их возрастная структура. При этом за стандартную возрастную структуру можно принять либо возрастную структуру какого-либо реального населения, либо искусственно сконструированную.При прямой стандартизации возрастные коэффициенты смертности реального населения взвешиваются по возрастной структуре стандарта. Таким образом, получается то число смертей, которое имело бы место в реальном населении, если бы его возрастная структура была такой же, как и возрастная структура стандарта. Разделив это число на число смертей в стандартном населении, получают индекс прямой стандартизации :,где: – возрастные коэффициенты смертности в данном населении; – возрастные коэффициенты смертности в стандартном населении; – возрастная структура стандартного населения, выраженная в долях.Если общий коэффициент смертности стандартного населения умножить на вышеуказанный индекс, то получим стандартизованный общий коэффициент смертности, который показывает, какова была бы величина общего коэффициента смертности в реальном населении, если бы его возрастная структура была такой же, как и возрастная структура стандарта. Формула расчёта этого коэффициента выглядит следующим образом:,где: – стандартизованный общий коэффициент смертности; – общий коэффициент смертности стандартного населения; – индекс прямой стандартизации.Пример расчёта стандартизированных общих коэффициентов смертности методом прямой стандартизации на основе данных по Ростовской области за 1990-2007 г.г. будет рассмотрен далее в главе 3.Недостатком метода прямой стандартизации является то, что и индекс стандартизации, и стандартизованный коэффициент окажутся под влиянием возрастного коэффициента, вес которого мал в реальном населении и, напротив, велик в населении стандартном. Избежать этой опасности позволяет косвенная стандартизация.Метод косвенной стандартизации применяется, если известны возрастные структуры реального населения, но неизвестны возрастные коэффициенты смертности и нет исходных данных для их расчета. В случае косвенной стандартизации возрастные коэффициенты смертности стандартного населения взвешиваются по возрастной структуре реального населения. Таким образом, получается то число смертей, которое бы имело место в реальном населении, если бы его возрастная смертность была такой же, как и возрастная смертность стандартного населения. Разделив число смертей в реальном населении на их ожидаемое число, получают индекс косвенной стандартизации : ,где: – возрастные коэффициенты смертности в стандартном населении; – возрастная структура реального населения, выраженная в долях; – возрастная структура стандартного населения, выраженная в долях.Если общий коэффициент смертности стандарта умножить на этот индекс, то получим стандартизованный общий коэффициент смертности, который показывает, какова была бы величина общего коэффициента смертности в реальном населении, если бы возрастные коэффициенты смертности в нем были такими же, как и в стандартном.Этот коэффициент выражается следующей формулой:,где: – стандартизованный общий коэффициент смертности; – общий коэффициент смертности стандартного населения; – индекс косвенной стандартизации.Пример расчёта стандартизированных общих коэффициентов смертности методом косвенной стандартизации на основе данных по Ростовской области за 1990-2007 г.г. будет рассмотрен далее в главе 3.Косвенная стандартизация имеет широкое применение при анализе смертности, для которого она, собственно, и была разработана. Однако в последние полвека метод косвенной стандартизации активно применяется и в изучении рождаемости. Сфера его применения здесь – это анализ сравнительной роли демографической структуры (возрастной, брачной и др.) и поведения индивидов в формировании уровня рождаемости. В частности, именно косвенная стандартизация лежит в основе индексов рождаемости Э. Коула и модели т.н. гипотетического минимума естественной рождаемости В.А. Борисова.Метод обратной стандартизации (или метод ожидаемой численности населения) применяется в том случае, когда отсутствуют данные о возрастной структуре данного населения, но зато есть данные об его общей численности и о числе демографических событий в нем. Зная это, можно восстановить условную среднюю численность всех возрастных групп реального населения при условии, что реальное население имеет те же возрастные коэффициенты смертности, что и стандартное население. Для этого надо просто разделить известное число смертей на возрастной коэффициент смертности стандартного населения:,где: – условная численность группы населения в возрасте х лет; – число смертей реального населения; – возрастные коэффициенты смертности стандартного населения. Тогда, просуммировав все , можно восстановить ту общую численность населения, которая должна была бы быть, если бы реальное население имело те же возрастные коэффициенты смертности, что и стандартное. И затем, поделив эту условную численность на реальную, получим индекс обратной стандартизации :,где: – число смертей реального населения; – возрастные коэффициенты смертности стандартного населения; – среднегодовая численность реального населения в возрасте x лет; – среднегодовая условная численность группы населения в возрасте х лет; – среднегодовая гипотетическая («ожидаемая») численность населения, которая при «стандартных» возрастных коэффициентах смертности продуцировала бы в каждом возрасте фактическое число смертей; – среднегодовая численность реального населения. Умножив индекс обратной стандартизации на общий коэффициент смертности стандартного населения, получим стандартизованный общий коэффициент смертности – то значение общего коэффициента смертности для реального населения, которое бы имело место, если бы его возрастные коэффициенты смертности были такими же, что и в стандартном населении:,где: – стандартизованный общий коэффициент смертности; – общий коэффициент смертности стандартного населения; – индекс обратной стандартизации.Пример расчёта стандартизированных общих коэффициентов смертности методом обратной стандартизации на основе данных по Ростовской области за 1990-2007 г.г. будет рассмотрен далее в главе 3.Используя стандартизованные коэффициенты смертности, необходимо помнить, что они не имеют самостоятельного значения, поскольку зависят от выбранного стандарта. Имеет значение только разница между стандартизованными коэффициентами, которая в идеале остается неизменной при любом стандарте. Поэтому сфера их применения ограничивается лишь сравнением различных населений друг с другом, и то при условии, что стандартизация проведена одним и тем же методом и с использованием одного и того же стандарта. При этом в качестве стандарта необходимо выбирать население (реальное или искусственно сконструированное), демографическая структура которого (возрастная прежде всего) близка к возрастным структурам сравниваемых населений. Если сравниваются населения с резко различающимися возрастными структурами, то параметры стандартного населения выбираются таким образом, чтобы они были средними между параметрами сравниваемых населений (предполагаемых или известных за другие годы и т.п.) .Изучение смертности населения предполагает решение задачи моделирования её законов для дальнейшего анализа и прогноза. Одним из подходов к решению этой задачи является построение вероятностных таблиц смертности (или дожития). По словам В.А. Борисова, это самый совершенный инструмент для анализа состояния и тенденций уровня смертности. Таблицы смертности (или дожития) представляют собой систему взаимосвязанных показателей, характеризующих изменение вероятности смерти по мере увеличения возраста людей, или, напротив, изменение вероятности дожития до некоторого возраста, а также среднюю продолжительность жизни некоторого поколения родившихся. Иначе говоря, таблицы смертности описывают последовательность и скорость вымирания поколения.В таблицах смертности первоначальную численность поколения (основание или корень таблицы смертности) принимают неизменной во времени и равной единице и прослеживают, как с переходом от возраста к возрасту, от 0 до предельного возраста (100 лет) первоначальная совокупность поколения родившихся убывает в результате смерти от 1 до 0.Таблицы смертности, как и таблицы рождаемости, могут быть построены по методу условного и реального поколений.В государственной статистике таблицы смертности, аналогично таблицам рождаемости, рассчитываются для календарного года и для двухлетнего периода (при работе с малыми территориями допускается использование большего периода). Различают полные и краткие таблицы смертности. В полных таблицах смертности возраст принимает все целые значения, шаг изменения возраста – 1 год от 0 до 100 лет. В кратких таблицах смертности возраст меняется с шагом 5, с выделением первых пяти лет жизни погодно: 0, 1, 2, 3, 4, 5-9, 10-14,...80-84, 85 лет и старше или 0, 1-4, 5-9, 10-14,...80-84, 85 лет и старше. Для всего или, в частности, для городского или сельского населения Российской Федерации рассчитываются полные и краткие таблицы, для населения регионов России – краткие таблицы, которые затем преобразуются в полные для других демографических расчетов, прежде всего – для прогноза населения.Кроме вышеперечисленного выделяют ещё две классификации таблиц смертности:в зависимости от пола жителей – мужские, женские, либо для населения в целом; в зависимости от характера информации – общие (вся смертность) и специальные (по причинам смерти) . Основными показателями таблиц смертности являются:ожидаемая продолжительность жизни при рождении;ожидаемая продолжительность жизни для лиц, достигших возраста х;вероятность дожития до следующего возраста;вероятность смерти в данном возрасте.Рассмотренные выше коэффициенты смертности и показатели таблиц смертности должны быть дополнены качественными показателями, характеризующими причины смерти людей в том или ином возрасте. Важность анализа причин смерти и структуры смертности по причинам обусловлена тесной связью причин, от которых умирают люди, с условиями их жизни и труда, с уровнем развития здравоохранения, с общим уровнем социально-экономического развития и, наконец, с поведением самих людей, с их отношением к собственному здоровью, к жизни и смерти.Показателями смертности по причинам являются общие и возрастные коэффициенты. Общие коэффициенты смертности по причинам смерти вычисляются как отношения чисел умерших от указанных причин смерти к среднегодовой численности населения по текущей оценке:,где – общий коэффициент смертности от i-той причины; – число умерших от i-той причины; – среднегодовая численность населения.Ввиду того, что общие коэффициенты смертности, дифференцированные по множеству причин смерти, представляют собой очень малые числа, их выражают не в промилле (‰), а в процентимилле , т.е. в расчете на сто тысяч человек. Динамика общих коэффициентов смертности по основным классам и отдельным причинам смерти в Ростовской области в 1990-2007 гг. приводится в П.3.8.Общие коэффициенты смертности по причинам смерти аддитивны, т. е. их можно складывать, поскольку в их знаменателе стоит одна и та же численность населения, а сумма умерших от всех причин, соответственно, равна общему числу умерших.Иначе говоря, сумма общих коэффициентов смертности по причинам смерти равна общему коэффициенту смертности:.Недостатком общих коэффициентов смертности по основным классам причин смерти является то, что они, как и не дифференцированные общие коэффициенты, зависят от различий возрастной структуры населения. Поэтому их необходимо стандартизовать, чтобы избавить от влияния особенностей возрастной структуры. Такие стандартизированные коэффициенты смертности по причинам рассчитываются для каждого класса причин смерти с помощью прямого метода стандартизации, т.е. как средняя арифметическая из показателей для пятилетних возрастных групп, взвешенная по единой возрастной структуре. Стандартизованные коэффициенты смертности по причинам в настоящее время регулярно публикуются в Демографических ежегодниках РФ. При этом для их расчета Росстат применяет так называемый Европейский стандарт возрастной структуры (см. Приложение 1, табл. П.1.6.) .Динамика стандартизованных коэффициентов смертности от основных причин в 2006-2007 гг. в Ростовской области приводится в Приложении 3, табл. П.3.13.Возрастные коэффициенты смертности по причинам смерти вычисляются аналогично общим как отношения чисел умерших от указанных причин смерти в возрасте х лет к среднегодовой численности населения данного возраста по текущей оценке:,где – коэффициент смертности от i-той причины на возрастном интервале (x+n) лет; – число лиц возраста (х+п) лет, умерших от i-той причины смерти; – среднегодовая численность населения в возрасте (х+п) лет.Возрастных коэффициентов смертности по причинам смерти большое количество, поэтому в качестве примера можно привести возрастные коэффициенты смертности от самоубийств.Динамика возрастных коэффициентов смертности от самоубийств в Ростовской области за 2002-2007 г.г. представлена в Приложении 3, табл. П.3.9. Коэффициенты смертности в трудоспособном возрасте по основным классам причин смерти вычисляются за один год как частное от деления числа умерших в трудоспособном возрасте от указанного класса причин смерти на среднегодовую численность лиц того же возраста.Динамика коэффициентов смертности в трудоспособном возрасте по основным классам причин смерти в Ростовской области за 2000-2007 г.г. представлена в Приложении 3, табл. П.3.10.Коэффициенты младенческой смертности по причинам смерти рассчитываются аналогично коэффициентам смертности от всех причин, но, в отличие от них, вычисляются не на 100 000 среднегодового населения, а на 10 000 родившихся.В Приложении 3, табл. П.3.11. показана структура уровня младенческой смертности по основным классам причин смерти в Ростовской области, рассчитанная за период (1997-2007 г.г.). 2.3. Показатели естественного прироста (убыли) и воспроизводства населенияОпределение воспроизводства населения как процесса замещения поколений предполагает, что его измерителями должны быть некоторые специальные когортные показатели. Однако самыми распространенными его количественными характеристиками в силу своей простоты и доступности статистической информации являются естественный прирост, общий коэффициент естественного прироста, а также индекс жизненности (индекс Покровского).Естественный прирост представляет собой разность между числом родившихся и умерших в одном и том же периоде времени (обычно в календарном году):,где: – естественный прирост; – число родившихся в расчётном периоде; – число умерших в расчётном периоде.Динамика естественного прироста населения в Ростовской области и в Российской Федерации за 1990-2007 г.г. приведена в Приложении 4, табл. П.4.2. Общий коэффициент естественного прироста представляет собой отношение величины естественного прироста населения к его средней численности населения за период или разность между общими коэффициентами рождаемости и смертности:‰ ‰ ,где: – общий коэффициент естественного прироста; – число родившихся в расчётном периоде; – число умерших в расчётном периоде; – естественный прирост; – длина периода; – средняя численность населения за период; – общий коэффициент рождаемости; – общий коэффициент смертности. Динамика общего коэффициента прироста в Ростовской области и в Российской Федерации за 1990-2007 г.г. приводится в Приложении 4, табл. 4.3.