приховати рекламу

Статистика 9

[ виправити ] текст може містити помилки, будь ласка перевіряйте перш ніж використовувати.


Нажми чтобы узнать.
скачати

Основні характеристики і графічне зображення
варіаційного ряду.
Поняття варіаційного ряду.
Первинні статистичні дані часто представлені невпорядкованою послідовністю чисел, що характеризують ту чи іншу сторону процесу. У цій сукупності чисел буває важко розібратися і первинна обробка матеріалів зводиться до приведення наявних даних до виду, зручному для аналізу.
Приклад: При дослідженні студентів першого курсу за віком були зафіксовані такі дані:
17 18 18 18 19 18 20 20 19 18 18 21 19 22 23 18 19 19 19 21 21 18 18 18 18 22 19 18 20 18 19 18 20 19 21 20 22 18 19 21 19 19 22 23 19 20 21 22 17 19
Отриманий в результаті обстеження ряд чисел надалі будемо називати статистичною сукупністю, а самі числа дають зміни (варіацію) підлягає вивченню ознаки - варіантами (позначимо їх X i, де I - номер варіанта).
Якщо порядок сукупність вихідних даних у спадному або зростаючому порядку то одержимо так званий ранжируваний ряд.
Використовуємо для впорядкованої таким чином сукупності більш компактну запис, представляємо її у вигляді таблиці. У першій колонці поставимо розрізняються за величиною варіанти, розташувавши їх у порядку зростання, у другій - числа, що показують, як часто, зустрічаються окремі значення варіант (назвемо їх частотами і позначимо N i).

Розподіл студентів першого курсу за вік
табл. 1
Вік студентів (варіанти X i)
Число студентів з даними віком (частоти N i)
17
18
19
20
21
22
23
2
15
14
6
6
5
2
РАЗОМ
50
Отриманий ряд називається варіаційним. Зведення первинних даних у варіаційний ряд полегшить аналіз сукупності так, наприклад, видно, що в обстеженій групі частіше зустрічаються студенти у віці 18-19 років, менше всього студентів 17 років і 23.
Основні характеристики варіаційного ряду.
Побудова варіаційного ряду є тільки першим кроком у вивченні статистичних даних. Для більш глибокого дослідження матеріалу необхідні узагальнюючі кількісні показники, що розкривають загальні властивості статистичної сукупності. Ці показники, по-перше, дають загальну картину, показують тенденцію розвитку процесу чи явища, нівелюючи випадкові індивідуальні відхилення, по-друге, дозволяють порівнювати варіаційні ряди і, нарешті, використовуються у всіх розділах статистики за більш повному і складному аналізі статистичної сукупності.
Існують дві групи характеристик варіаційного ряду:
1. заходи рівня, або середні;
2. міри розсіювання.
Заходи рівня, або середні.
Найбільш вживаними в статистичних дослідженнях є три види середніх: середня арифметична, мода і медіана.
Вибір типу середньої для характеристики варіаційного ряду залежить від мети, для якої обчислюється середня, від особливостей вихідного матеріалу і від можливостей тієї чи іншої середньої.
Перш ніж перейти до характеристики окремих видів середньої, сформулюємо деякі, самі загальні вимоги до середньої.
Середня, являє собою кількісну характеристику якісно однорідної сукупності. Порушення цієї вимоги призводить до неправильних висновків, спотворює суть явища.
Крім того, необхідно, щоб середня не була надто абстрактною, а мала ясний сенс у рішенні завдання.
Далі, бажано, щоб процедура обчислення середньої була проста. За інших рівних умов перевага віддається тій середній, яка простіше обчислюється.
При виборі середньої бажано звести до мінімуму вплив випадкових коливань вибірки. Так, якщо однією і тією ж сукупності взяти кілька груп елементів, то середні, їм відповідні, будуть, як правило, розрізнятися по величині. Рекомендується використовувати вид середньої, у якої ці відмінності мінімальні.
Найбільш поширеною мірою рівня - є середня арифметична.

де - Знак підсумовування від 1 до k; X i - Варіанти з порядковим номером i; = N - обсяг сукупності (кількість елементів сукупності); n i - частота варіанта x i; k - число варіанту. Якщо замість частоти задані частості q i, то формула має вигляд

де = 1, або 100%.
Приклад:
Обчислимо середні розміри наділів селян за даними табл. 1.
Для вирішення завдання, перш за все, необхідно знайти середини інтервалів. Певна трудність виникає у зв'язку з тим, що перший і останній інтервали є відкритими. Нижню межу першого інтервалу природно прийняти рівною нулю. Тоді середина цього інтервалу дорівнює (0 +2) / 2 = l. Для знаходження центрального значення останнього інтервалу застосуємо запропонований вище прийом. Величина інтервалу, що передує, дорівнює 2. Умовно приймаємо за величину останнього інтервалу 2. Тоді верхня межа того інтервалу-9 і, отже, його середина обчислюється так: (7 +9) / 2 = 8.
Користуючись формулою середньої арифметичної і приймаючи за значення ознаки середину інтервалу (рядок 2 табл.2), розраховуємо середній дореформений наділ у панщинних селян:

Аналогічно обчислюється середній дореформений наділ у оброчних селян: .

Табл.2
Розміри дореформеного наділу у селян
надів x i, дес
до 2
З 2 до 3
З 3 до 5
З 5 до 7
Понад 7
середина інтервалів
проценет панщинних селян q t (1)
відсоток оброчних селян q t (2)
1.0
1.8
12.4
2.5
18.4
17.5
4.0
63.5
48.2
6.0
15.2
13.3
8.0
1.1
8.6
Окрім середньої арифметичної широке поширення має інший вигляд заходів рівня - медіана.
Медіаною (позначимо M е) називається таке значення варьирующего ознаки, яке припадає на середину варіаційного ряду.
При знаходженні медіани дискретного варіаційного ряду можуть виникнути два випадки: 1) число варіант непарній (k = 2m +1), 2) число варіант парне (k = 2m). У першому випадку M e = x m +1, тобто медіана дорівнює центральної (серединної) варіанті ряду, в другому випадку M e, = (x m + x m +1) / 2, тобто медіана приймається рівною підлозі сумі знаходяться в середині ряду варіант.
Нехай дано ряд з непарним числом варіант:
X 1
X 2
X 3
X 4
X 5
X 6
X 7
X 8
X 9
8
9
11
12
15
16
18
19
19
Тоді число варіант, рівне 9, представимо у вигляді 2m +1 = 9, звідки 2m = 8, m = 4, т.е.M e = x 4 +1 = x 5 = 15.
Розглянемо випадок парного числа членів:
X 1
X 2
X 3
X 4
X 5
X 6
X 7
X 8
X 9
X 10
X 11
X 12
8
9
11
12
15
16
18
19
19
23
24
40
Тут 2m = 12, m = 6 і
Для інтервального варіаційного ряду медіана обчислюється за формулою

де x Me (min)-нижня межа медіанного інтервалу; h - величина цього інтервалу, або інтервальна різниця; q i - частоти або частості; - Накопичена зверху частота (або частість) інтервалу, що передує медіа; частота або частость медіанного інтервалу.
Приклад: Обчислимо медіану за даними табл. 3.
Розподіл господарств російських переселенців Чімкентского повіту за розміром посіву (1902г.)
Розмір посіву x i дес.
Всього господарства q i%
Накопичені частості U i
Щільність розподілу f i
0-4
4-8
8-12
12-20
20-30
Більше 30
16,6
24,4
19,1
23,9
9,7
6,3
16,6
41,0
60,1
84,0
93,7
100,0
4,15
6,10
4,78
2,99
0,97
Обчислення медіани починається із знаходження інтервалу, що містить медіану. Медіанного інтервалу відповідає перша з накопичених частот або частостей, що перевищує половину всього обсягу сукупності. У нашому випадку обсяг сукупності дорівнює 100%, перша з накопичених частостей, що перевищує половину всього обсягу сукупності, - 60,1 (див. табл. 6). Отже, інтервал 8-12 буде медіанним. Далі, x me (min) = 8, h = 4, = 41, q Me = 19.1. Скористаємося формулою:

Таким чином, серединний розмір посіву дорівнює приблизно 9,9 дес.
Медіану можна використовувати в тих випадках, коли вивчається сукупність неоднорідна, і в такій ситуації вона буде мати цілком конкретний зміст. Так, у розглянутому прикладі значення медіани має наступний сенс: у однієї половини господарств розмір посіву менше, у іншої половини - більше, ніж 9,9 дес.
Особливо важливе значення медіана набуває при аналізі асиметричних рядів, тобто рядів, у яких навантажені (мають великі частоти) крайні або близькі до крайніх значення варіант. Наприклад, медіана дасть більш вірне уявлення про середній рівень особистих доходів групи сімей в капіталістичних країнах, ніж середня арифметична, так як медіана не настільки чутлива до край ним (нетиповим у плані постановки задачі) значень (сім'ї з великим доходом), як середня арифметична.
Медіану слід застосовувати, якщо обчислення середньої арифметичної неправомірно внаслідок невизначеності інтервалів (першого або останнього, або того й іншого разом).
До достоїнств медіани слід віднести також те, що вона менш схильна до випадковостям вибірки, ніж середня арифметична.
Медіану не слід використовувати, коли кількість спостережень невелика.
Поряд із середньою арифметичною і медіаною важливе значення як міра рівня має мода.
Модою (Позначимо М о) називається варіанту, найбільш часто зустрічається в даному варіаційному ряду.
Для дискретного ряду мода дорівнює варіанті з найбільшою частотою або частость.
Для інтервального варіаційного ряду модальний інтервал, тобто інтервал, що містить моду, визначається за найбільшою 'частоті (частості) у разі рівних інтервалів і по найбільшій щільності у випадку нерівних інтервалів. Значення варіанти, рівне моді, відшукується наближеними методами.
Досить грубе наближення можна отримати, взявши за моду центральне значення модального інтервалу, тобто середнє арифметичне меж інтервалу.
Приклад:
Обчислимо моду за даними табл. 3. В останньому стовпці табл. 3 обчислені щільності розподілу.
Найбільша щільність відповідає інтервалу 4-8. Це і є модальний інтервал.
Розраховуємо моду: M o = (4 +8) / 2 = 6 (дес.).
Таким чином, отримуємо, що найбільш типовим за розміром посіву господарством російських переселенців, Чімкентского повіту в 1908 р . було господарство, засіває 6 дес. землі.
Моду можна обчислити також як зважену середню арифметичну з нижньої і верхньої меж модального інтервалу (вагами в розрахунку будуть служити частоти або частості інтервалів предмодального і послемодального). При цьому якщо ряд побудований правильно і інтервали, сусідні з модальними, мало відрізняються один від одного, тобто розподіл близько до симетричного, то цей спосіб дає добрі результати.
Скориставшись другим методом обчислення моди, розрахуємо найбільш типовий розмір посіву за даними табл. 3:
(Дес.)
Мода має ті ж достоїнства, що і медіана. Мода і медіана ефективно використовуються в якості заходів рівня, але порівняно з середньою арифметичною рідше вживаються як вихідний матеріал для більш складних методів статистики.
Заходи розсіювання. Розглянуті вище середні показують рівень варіаційного ряду, іншими словами, дозволяють ряд чисел охарактеризувати одним числом. Однак середні не містять в собі інформації про те, наскільки добре вони представляють всю сукупність. Однакові або близькі за величиною середні можуть ставитися до вельми різних рядах. Для пояснення цього положення розглянемо умовний приклад.
Приклад: У табл. 4 наведені дані про вік.
1
2
3
4
5
Всього
1 група
2 група
31
14
32
15
36
15
40
66
41
70
180
180
Розрахувавши, отримуємо, що середній вік у 1-ій і 2-ий групах однаковий і дорівнює 36. Але найпростіше порівняння цих двох рядів показує, що однакові середні представляють дві цілком різні за віковим складом групи, а саме: в 1-у групу входять люди в зрілому віці, тоді як в 2-ю-люди похилого віку і діти. Інакше кажучи, варіанти першого ряду досить тісно групуються навколо своєї середньої, тобто середня представницька, тоді як у другому ряду виявляється сильний розкид (розсіювання) варіант. Щоб відзначити такі відмінності, в статистиці вдаються до розрахунку показників, що характеризують розсіювання ознаки (заходів розсіювання).
Розглянемо основні міри розсіювання: розмах варіації, дисперсію і середнє квадратичне відхилення.
Розмах варіації показує різницю між найбільшим і найменшим значеннями ознаки (R = x max-x min). Перевагою цього показника є простота розрахунку. Проте можливості його застосування обмежені, так як ця характеристика є найбільш грубої з усіх заходів розсіювання.
По-перше, при розрахунку цього показника розсіювання ознаки використовуються тільки крайні значення ознаки, інші ж до уваги не приймаються. По-друге, розмах варіації істотно залежить від випадкових коливань вибірка.
Більш цінними для характеристики розсіювання ознаки є показники, при розрахунку яких використовуються відхилення всіх варіант від деякої середньої (наприклад, середньої арифметичної, медіани). До таких заходів розсіювання, зокрема, відносяться дисперсія і середнє квадратичне відхилення. Останні заходи розсіювання менше будь-якої іншої міри схильні випадковим коливанням вибірки. Середнє квадратичне відхилення і дисперсія знайшли широке застосування майже у всіх розділах статистики.
Дисперсія, або середній квадрат відхилення (позначимо σ 2) є середня арифметична з квадратів відхилень варіант від їх середньої арифметичної, тобто в математичного запису

де x i-варіанту з порядковим номером i; - Середня арифметична; k-число варіант; q i-частота або частость з порядковим номером I.
Часто для дослідження зручно представляти міру розсіяння в тих же одиницях виміру, що і варіанти. Тоді замість дисперсії використовують середнє квадратичне відхилення, яке є квадратним коренем з дисперсії, тобто середнє квадратичне відхилення обчислюється за формулою

Приклад: Розглянемо розподіл дореформеного наділу у селян Симбірської губернії окремо для групи панщинних і групи оброчних селян (табл.2). Середні величини дореформених наділів для обох груп селян опинилися практично рівними (4,018 дес. У панщинних і 3,976 у оброчних). З'ясуємо, наскільки однаковою була варіація показників у цих групах. З цією метою обчислимо середні квадратичні відхилення за сукупністю панщинних і за сукупністю оброчних селян.
Табл. 5 Дані для обчислення середньоквадратичного відхилення.
Розмір наділів, дес.
Середина інтервалів x i
Панщинні селяни
Оброчні селяни
q i



q i

До 2
2-3
3-5
5-7
Понад 7
1,0
2,5
4,0
6,0
8,0
1,8
18,4
63,5
15,2
1,1
3,0
1,5
0
2,0
4,0
9,0
2,2
0
4,0
16,0
16,2
40,5
0
60,8
17,6
12,4
17,5
48,2
13,3
8,6
111,6
38,5
0
53,2
137,6
Разом
100,0
135,1
340,9
Для обчислення середніх квадратичних відхилень зручно скласти допоміжну таблицю (табл. 5). У ній зафіксовані всі проміжні розрахунки. Підставляючи результати цих розрахунків у формулу
,
отримаємо середнє квадратичне відхилення для панщинних селян:

і середнє квадратичне відхилення для оброчних селян:

т е. коливання ознаки у оброчних селян приблизно в півтора рази більше, ніж у панщинних.
Таким чином, середня величина дореформеного наділу у панщинних і оброчних селян Симбірської губернії майже однакова, тобто в середньому ці групи селян по забезпеченості землею практично не відрізняються. Але в середовищі оброчних селян відмінності в розмірі наділів більше, ніж серед панщинних селян.
Розглянуті вище міри розсіювання (розмах варіації, дисперсія, середнє квадратичне відхилення) є абсолютними величинами, судити з них про ступінь колеблімості ознаки не завжди можна, в деяких завданнях необхідно використовувати відносні показники розсіювання. Таким показником є ​​коефіцієнт варіації.
Коефіцієнт варіації (позначимо V) являє собою відношення середнього квадратичного відхилення до середньої арифметичної, виражене у відсотках, тобто

Коефіцієнт варіації дозволяє: 1) порівнювати варіацію одного і того ж ознаки в різних груп об'єктів, 2) виявити ступінь відмінності одного і того ж ознаки у однієї і тієї ж групи об'єктів у різний час, 3) зіставити варіацію різних ознак у одних і тих же груп об'єктів.
Графічне подання варіаційних рядів.
Існують декілька способів графічного зображення рядів (гістограма, полігон, кумуляту), вибір яких залежить від мети дослідження та від виду варіаційного ряду.
Полігон розподілу в основному використовується для зображення дискретного ряду, але можна побудувати полігон і для інтервального ряду, якщо попередньо привести його до дискретного. Полігон розподілу являє собою замкнуту ламану лінію в прямокутній системі координат з координатами (x i, q i), де x i - значення i-ї ознаки, q i - частота або частость i-ї ознаки.
Приклад: Побудуємо полігон розподілу за даними табл. 1. У прямокутній системі координат на горизонтальній осі відкладаємо значення ознаки (вік студентів), а на вертикальній осі - частоти (число студентів з даними віком). Отримані точки з'єднаємо відрізками прямої. Для того щоб фігура була замкнутою, введемо додатково нові значення ознаки (16 років, 24 роки); відповідні їм частоти, природно, дорівнюють нулю. У результаті отримаємо полігон розподілу студентів за віком (рис. 1).
Рис.1 Полігон розподілу студентів за віком.

Гістограма розподілу застосовується для зображення інтервального ряду. Для побудови гістограми на горизонтальній осі відкладають послідовно відрізки, рівні інтервалам ознаки, і на цих відрізках, як на підставах, будують прямокутники, висоти яких рівні частотах або частковостей для ряду з рівними інтервалами, плотностям; для ряду з нерівними інтервалами.
Приклад: Побудуємо гістограму розподілу душ за розміром прирізки у Більському повіті Смоленської губернії за даними табл. 6 (рис 2) (Через брак додаткових даних при побудові графіка скористаємося припущенням, що величина останнього відкритого інтервалу дорівнює величині попереднього).

Табл.6
Розмір прирізки x i,%
Кількість душ, до наділів яким зроблені прирізки q i,%
До 10
11-20
21-30
31-40
41-50
Понад 50
24,5
26,7
19,3
9,7
5,8
14,0
Рис.2 Гістограма розподілу душ за розміром прирізки.

Як вже зазначалося, для інтервального ряду також можна побудувати полігон розподілу. Для цього за значення ознаки беруть середини інтервалів і для отримання дискретного ряду звичайним способом будують полігон. Полігон розподілу можна отримати і за готовою гістограмі. Досить з'єднати відрізками прямих середини верхніх підстав прямокутників і замкнути фігуру. Результати такої побудови зображені пунктирною лінією на малюнку 2.
Кумуляту є графічне зображення варіаційного ряду, коли на вертикальній осі відкладаються накопичені частоти або зокрема, а на горизонтальній - значення ознаки. Кумуляту служить для графічного представлення як дискретних, так і інтервальних варіаційних рядів.
Приклад: Побудуємо кумуляту за даними інтервального ряду таблиці 6. Попередньо розрахувавши накопичені частості.
Розмір прирізки
частості
Накопичені частості
До 10
11-20
21-30
31-40
41-50
51-60
24,5
26,7
19,3
9,7
5,8
14,0
24,5
51,2
70,5
80,2
86,0
100,0
Рис. 3 кумуляту


Показники статистики бідності. Поняття прожиткового
мінімуму, споживчого кошика.
Показники, що характеризують нерівність, використовуються для вирішення широкого кола взаємопов'язаних економічних і соціальних питань. Серед різноманіття видів нерівності в більшій мірі піддається статистичному виміру вважається економічну нерівність. Воно являє собою різницю між окремими групами населення за величиною одержуваних ними доходів. У кінцевому рахунку саме нерівність у доходах визначає нерівність у рівні витрат і споживання і призводить до однієї з найбільш критичних форм його прояву - бідності.
Статистичне вимірювання нерівності призначено, головним чином, для 1) визначення пропорцій, у яких основні види доходів розподіляються серед населення; 2) виявлення факторів, що впливають на спостережувані пропорції; 3) визначення рівня добробуту різних груп населення і виявлення груп, що знаходяться в несприятливому положенні, заможних, багатих і т.п.; 4) виявлення деяких характеристик і аспектів умов життя стратифікованих груп населення, які є причиною відмінності в їхньому становищі.
Статистичне вимірювання нерівності доходів базується на принципі порівняння рівня доходів між однорідними категоріями домашніх господарств і населення, згрупованими за показниками, які або представляють безпосередньо рівень доходу або перебуває в тісному взаємозв'язку з нею. Порівняння доходів можливо проводити на індивідуальному рівні або на рівні домогосподарства в цілому. Як правило, найбільш кращою одиницею для вимірювання нерівності виступає домогосподарство, а ступінь нерівності визначається як різниця показників доходів на члена домогосподарства (або домогосподарство в цілому).
Агрегування індивідуальних доходів на рівні домогосподарства дозволяє включити в оцінку нерівності всі джерела доходів населення. На відміну від цього, порівняння доходів на рівні індивідуальної заробітної плати не дає такого подання, оскільки в цьому випадку з поля зору випадають виплати населенню по лінії соціального забезпечення, а також інші доходи, які можливо врахувати тільки в контексті родини (наприклад, доходи від власності , що належить усім членам домогосподарства). Важливо відзначити, що при визначенні показників доходів на одного члена домогосподарства передбачається, що весь обсяг доходу розподіляється між членами домогосподарства (як одержувачами доходу, так і утриманцями) в рівній пропорції. Таким чином, ступінь нерівності на основі доходів домогосподарства ігнорують нерівність між доходами кожного з одержувачів, а отже, і кожного джерела доходів, що призводить до деякого зсуву в порівнянні з оцінками нерівності на основі індивідуальної заробітної плати.
Для проведення порівняльного аналізу доходів різних груп домашніх господарств і населення використовуються такі види класифікацій.
Класифікації за характеристиками домашніх господарств. Серед них виділяються, головним чином, класифікація за розміром домашніх господарств і класифікація за кількістю заробляють осіб у домашніх господарствах. Кожна з них повинна не тільки показувати загальне число осіб (як в домашньому господарстві, так і в складі категорії заробляють), але також виділяти їх важливі віковій статеві характеристики (неповнолітні, у працездатних і старших вікових категоріях). Крім того, важливе значення для розуміння відмінностей у рівнях доходів також мають вид діяльності, професія і рівень освіти глав домашніх господарств.
Класифікація за характеристиками осіб. Ці класифікації відносяться до їх місця проживання, віку, статі, соціально-економічним становищем і рівнем освіти. Класифікації населення за соціально-економічним становищем, як правило, будуються на різних поєднаннях систем класифікації, таких як основне джерело засобів до існування, становище в занятті, приналежність до виду економічної діяльності і професії. У групах економічно активних проводиться відмінності між працівниками найманої праці та роботодавцями. Економічно активні особи, що проживають в домашніх господарствах, поділяються на осіб, що живуть в основному на пенсії, допомоги по соціальному страхуванню, стипендії та аналогічні трансферти від державних та некомерційних установ. Серед них також виділяються особи, що живуть в основному на доходи від власності.
Найбільш важливою класифікацією різних груп населення і домашніх господарств, що дозволяє в кінцевому підсумку провести статистичне вимір нерівності, є угрупування населення (або домогосподарств) за рівнем доходів, виражена або інтервальним рядом розподілу (в абсолютному виразі), або розподілом суспільного обсягу доходів по квантільним групам.
Методи вимірювання бідності.
В економічній та статистичної літературі використовуються різні підходи для вимірювання бідності. Розрізняють такі методи вимірювання бідності населення:
1. абсолютний, виходячи із сукупності вартості оцінки прожиткового мінімуму, який визначається нормативним методом за допомогою науково обгрунтованих нормативів споживання;
2. відносний, виходячи зі сформованих співвідношень у розподілі доходів за різними групами населення;
3. суб'єктивний, заснований на обстеженні громадської думки про рівень низьких або не достатніх доходів (спирається на думках опитуваних по типу: «Я вважаю, що такий - то дохід для сім'ї, яка складається із стількох-то людина, низький, достатній, добрий, дуже добрий» ).
Абсолютний підхід - абсолютна бідність. Це поняття є основою найбільш «офіційних» визначень низького доходу. Бідними вважають тих, хто в несостояніі забезпечити себе сумою благ для задоволення основних потреб у їжі, одязі, житлі, для збереження здоров'я і ведення помірно активного трудового життя. Абсолютно бідним вважається той чоловік, доходи якого знаходяться нижче деякого встановленого мінімуму. При використанні критерію абсолютної бідності рівень бідності і чисельність бідних залежить від межі бідності, офіційно встановленої державою, яка, у свою чергу, залежить від фінансових можливостей держави.
Таким чином, при вивченні абсолютної бідності необхідно вирішити два основні завдання:
1. розробити показник, який може бути використаний як межі бідності;
2. вибрати систему показників рівня добробуту для порівняння з межею бідності.
Відносний підхід - відносна бідність. При цьому підході бідність розглядається як стан, при якому неможливо слідувати «образу споживання», диктуемому середовищем, - сучасними стандартами життя суспільства. Образ споживання при цьому представляє собою модель споживацької поведінки, сформовану економічними, соціальними, політичними, культурними стандартами даного суспільства. Межа бідності, побудована на підставі відносної концепції, виходячи зі сформованих співвідношень у розподілі доходів за різними групами населення і судженнях про доходи як найнижчих у співвідношенні з доходами або рівнем добробуту населення в цілому, показує на скільки родина або індивід бідні щодо деякого стандарту життя або щодо тих груп суспільства, які володіють певним достатком.
Суб'єктивний підхід - суб'єктивна бідність. Вперше цей підхід був застосований голландськими вченими з Лейденського університету, які на основі вибіркового обстеження домогосподарств, виявили тісний зв'язок між власними уявленнями респондентів про достатню мінімального доходу і рівнем дійсного доходу, яким володіє сім'я, і запропонували для визначення межі бідності використовувати опитування громадської думки. Якщо при абсолютній концепції бідності межа бідності офіційно встановлюється державою, виходячи з фізіологічно необхідної норми для фізичного виживання людини, а при відносній фіксується межа, за якою людина не може жити повноцінним життям, то суб'єктивна методика дозволяє респонденту самому визначити цю межу і оцінити рівень свого власного добробуту.
Як абсолютні так і відносні показники можуть вважатися об'єктивними показниками низького доходу. Навпаки, суб'ектівниепоказателі низького доходу грунтуються на громадській думці про рівні доходу, які вважаються «ледь-ледь достатніми» і, таким чином, уникають проблеми довільного вибору основних потреб, визначених експертами.
У рамках відносної концепції бідності також існує підхід, який отримав назву концепції відносних депривації і став відомий завдяки роботам англійського вченого П. Таусента. У цьому випадку бідність вимірюється безпосередньо через оцінку споживчих характеристик домогосподарства, і розуміється як недостатність ресурсів, необхідних для склалися в даному суспільстві стандартів споживання. Відхилення від стандартного для суспільства рівня життя було позначено поняттям позбавлення чи депривації.
Вибір заходів для оцінки добробуту.
Серед методологічних проблемних питань при вимірі бідності слід виділяти наступні:
1. На основі якого показника добробуту домогосподарства визначати, чи належить домогосподарство до бідного чи ні?
2. Чи буде цей показник заснований на доході або на споживанні і які компоненти доходу або споживання слід включати в розрахунок.
Традиційно в Росії основними показниками, що використовується для вимірювання бідності, був середньодушовий грошовий дохід. В даний час при оцінці бідності враховується не тільки грошові доходи, але умовно обчислена вартість спожитої продукції власного виробництва і натуральних трансфертів, що дозволяє більш коректно врахувати масштаби поширення бідності.
У світовій практиці перевага надається щомісячним витратам, що включають загальні споживчі витрати та витрати, що відображають споживання товарів, вироблених в домашніх умовах, за мінусом витрат на товари тривалого користування.
Існує кілька причин, в силу яких споживання домогосподарств (грошові витрати плюс вартість продуктів харчування, вироблених на підсобних ділянках) вважається більш точною мірою добробуту, ніж дохід, для країн з перехідною економікою. У багатьох країнах СНД люди отримують дохід вкрай нерегулярно - багатомісячна задолжность по заробітній платі стала звичайним явищем. У цих умовах відбувається згладжування споживання, тоді як дохід піддається різким коливанням. Крім того, доходи нерідко занижуються, оскільки респонденти не бажають повністю розкривати свої нелегальні або напівлегальні джерела доходу. Нарешті, продукція підсобних господарств зайняла одне з головних місць в структурі продовольчого споживання, не будучи стандартним компонентом грошового доходу.
У загальному сенсі споживання визначається як сума витрат на поточні покупки плюс вартість продовольства, виробленого та спожитого самим домогосподарством. В ідеальному випадку для споживчий товарів тривалого користування і нерухомого майна слід було б використати не витрати на їх придбання, а споживчу вартість. На практиці знайти змінні значення цих споживчих вартостей можлива не завжди, а грошова вартість продукції домашнього виробництва відома також не завжди. Отже, визначення споживання для різних країн дещо відрізняються в плані того, яка роль відводиться товарах тривалого користування і вартості продуктів харчування, виробленими самими домогосподарствами.
При розрахунку показників нерівності зазвичай використовуються показники як доходу, так і споживання. Хоча споживання може бути визнано більш точною мірою матеріального добробуту, аналіз нерівності по доходу дає дві переваги. По-перше, на основі нерівності по доходу легше проводити порівняння між країнами, оскільки така статистика існує для більшого числа країн. По-друге, можна краще зрозуміти джерела нерівності, розклавши нерівність за доходом на складові за різними джерелами доходу.
Щоб доходи або витрати домогосподарств могли служити достовірним показником їх добробуту, необхідно внести поправку на склад домогосподарства. Очевидно, що домогосподарство у складі однієї людини, що живе на 250 $ в місяць, знаходиться в кращому матеріальному становищі, ніж домогосподарство з п'яти чоловік, що живе на ті ж 250 $ в місяць. В якості простого рішення можна було б розділити дохід на кількість членів сім'ї, але більшість погодиться з тим, що добробут домогосподарства з п'яти чоловік при загальному доході 250 $ в місяць вище, ніж добробут самотньої людини, що живе на 50 $ на місяць, - це результат економії від масштабу в споживанні. Економія від масштабу виникає з багатьох причин, наприклад, завдяки спільному несення певних витрат, зокрема пов'язаних з оплатою житла та комунальних послуг, покупкою автомашин чи газет. Крім розміру домогосподарства, на розмір доходу або споживання, відповідному певному рівню добробуту, може впливати вік або стать членів сім'ї. Так, згідно поширеній думці, споживчі потреби малолітніх дітей менше, ніж потреби дорослих людей працездатного віку.
Економія від масштабу може бути наближено обчислена шляхом внесення зміни в змінну розміру домогосподарства з отриманням нової змінної, званої еквівалентним розміром домогосподарства. Наприклад, щоб мати той же рівень добробуту, домогосподарство з еквівалентним розміром 3,5 повинна витрачати в 3,5 рази більше, ніж самотній доросла людина. При виведенні шкали еквівалентності звичайно приймається в розрахунок як вікова структура домогосподарства, так і кількість членів сім'ї. Обширний клас шкал еквівалентності, обумовлених двома параметрами, описується формулою:
Еквівалентний розмір = (дорослі - α х діти) Ө,
де компонент «дорослі» відображає кількість дорослих членів домогосподарства, компонент «діти» означає кількість дітей не старше 15 років, α і Ө - параметри від 0 до 1. Чим вище Ө, тим менше економія від масштабу. Чим нижче α, тим менше вага надається споживання благ дітьми. Спрощений (з одним параметром) варіант даної шкали допускає зміну лише розміру домогосподарства:
Еквівалентний розмір = (розмір домогосподарства) Ө.
Особливий випадок, коли α і Ө рівні 1, дає середньодушовий показник.
Деякі широко застосовуються шкали не потрапляє в категорію шкал еквівалентності, описаних наведеної вище формулою. Наприклад, в ОЕСР деякий час тому використовувалася наступна шкала еквівалентності:
Еквівалентний розмір = 0,3 + 0,7 х дорослі + 0,5 х діти.
Зараз країни ОЕСР використовують оновлену шкалу з більш значною економією від масштабу:
Еквівалентний розмір = 0,5 + 0,5 х дорослі + 0,5 х діти.
На жаль, єдиного, загальноприйнятого методу оцінки шкал еквівалентності не існує. На практиці застосовується ряд методів, кожен з них має серйозні недоліки. У результаті в різних країнах використовуються різні шкали еквівалентності. Це ускладнює межстрановое порівняння показників бідності та нерівності, так як ці показники чутливі до вибору шкали еквівалентності. З літератури випливає, що шкала з одним параметром (на основі розміру домогосподарства) дає результат, досить близький до того, який може дати шкала еквівалентності з двома параметрами; результати, отримані за шкалами ОЕСР, аналогічні результатом шкал еквівалентності з одним параметром і на рівні 0 ,5-0, 6. Варіюючи параметром економії від масштабу, можна отримати різні значення відносного ризику бідності для різних демографічних підгруп, перш за все для людей похилого віку і дітей.
У публікації Федеральної служби державної статистики при формуванні показників, що характеризують розподіл малозабезпечених домогосподарств / населення з різних соціально-економічним категоріям, використовується економія від масштабу Ө = 0,73. Світовий банк у своїх розрахунках показників бідності та нерівності часто використовує три різних значення Ө = 0,5; 0,75 і 1,00 для риси бідності, встановленою на рівні 50% медіани витрат (або доходів), причому в аналітичній частині використовуються результати, отримані при 0,75. Пояснюється це тим, що таке значення представляється правдоподібною оцінкою для країн з перехідною економікою, враховуючи той факт, що ціни на енергоносії субсидуються, а вартість житла не включаються в оцінку витрат, - у країна ОЕСР це становить два істотних джерела економії від масштабу.
Визначення межі бідності в Росії.
Критеріями для визначення нижньої межі матеріальної забезпеченості та чисельності населення, доходи якого не перевищують цю межу в Росії, є показник величини прожиткового мінімуму.
Прожитковий мінімум характеризує мінімальний рівень доходів, що забезпечують здорове харчування та підтримання нормального (прийнятного) рівня життя, і являє собою абсолютну межу бідності.
Офіційні оцінки прожиткового мінімуму в Російської Федерації здійснюються з 1992р., Коли указом президента РФ Уряду пропонувалося «розробити республіканський мінімальний споживчий бюджет виходячи з набору споживчих товарів та послуг, які задовольняють основні матеріальні і духовні потреби», а також «визначити рівень прожиткового мінімуму, диференційованого за основним соціальним групам і характеризує мінімально допустимі межі споживання найважливіших матеріальних благ та послуг ».
В основу розрахунків прожиткового мінімуму була покладена вартість так званої «продовольчої корзини». У неї були включені продукти харчування (із зазначенням натуральних мінімальних обсягів їх споживання), що забезпечують необхідну калорійність та задоволення потреб різних груп населення в харчових речовинах, а також що дозволяють організувати здорове харчування при мінімальних витратах. При формування продовольчого кошика використовувалися діючі в Російській Федерації норми фізіологічних потреб в харчових речовинах для різних груп населення, рекомендації Всесвітньої організації охорони здоров'я і сформована структура харчування населення з урахуванням фактичного споживання продуктів у незаможних родинах. Продовольчий кошик була сформована для наступних категорій населення: чоловіки і жінки працездатного віку, пенсіонери (без поділу за статтю), діти 0-6 років і 7-15 років.
Продовольчий кошик включала в себе продукти харчування, об'єднані в 11 агрегованих груп: хлібопродукти, картопля, овочі, фрукти і ягоди, м'ясопродукти, рибопродукти, молокопродукти, яйця, цукор і кондитерські вироби, олія рослинна, маргарин, інші продукти харчування (сіль, перець і т.д., що складають 5% загальної вартості набору продуктів харчування). Енергетична цінність набору становила 2237кКАЛ в середньому на душу населення, в тому числі: 2720 ккал - для чоловіків працездатного віку, 2138 кКал - для жінок працездатного віку, 1980 кКал - для пенсіонерів.
Іншими складовими прожиткового мінімуму були витрати на непродовольчі товари, послуги, обов'язкові платежі та збори. Вони розраховувалися виходячи з вартості продовольчого кошика та часткою цих видів витрат у загальній величині прожиткового мінімуму.
Відповідно до Методичних рекомендацій Мінпраці Росії структура прожиткового мінімуму виглядала наступним чином:
1. витрати на продукти харчування - 68%
2. витрати на непродовольчі товари - 19%
3. витрати на оплату послуг - 8%
4. витрати на податки - 5%.
Метод розрахунків, заснований на використанні даних про вартість продовольчого кошика, використовувався для оцінки величини прожиткового мінімуму в цілому по Росії і в суб'єктах Росії з 1992р. по 1999р. включно. Розрахунки проводилися для трьох основних соціально-економічних груп населення - працездатного населення, пенсіонерів, дітей і в середньому на душу населення.
З 200г. порядок визначення прожиткового мінімуму та його призначення регулюється Федеральним законом «Про прожитковий мінімум Російській Федерації». Відповідно до нього величина прожиткового мінімуму визначається щокварталу і встановлюється органами державної влади: Урядом РФ - а цілому по Росії та органами виконавчої влади суб'єктів РФ - в суб'єктах Росії.
Відповідно до закону величина прожиткового мінімуму являє собою вартісну оцінку споживчого кошика, а також обов'язкові платежі та збори.
Споживчий кошик включає в себе мінімальні набори продуктів харчування, непродовольчих товарів і послуг, необхідних для збереження здоров'я людини і забезпечення його життєдіяльності.
Таким чином, основною відмінною здатністю нового порядку визначення прожиткового мінімуму був перехід від продуктової корзини до споживчої, що включає, крім набору продуктів харчування, також набори непродовольчих товарів та послуг.
Споживчий кошик розробляється як в цілому по Росії, так і в суб'єктах РФ. У цілому по Росії вона встановлюється федеральним законом, а в суб'єктах Росії - законодавчими органами суб'єктів РФ.
Склад споживчого кошика визначається з урахуванням:
1. наукових рекомендацій щодо мінімальних обсягів споживання та переліку товарів і послуг, необхідних для збереження здоров'я людини і забезпечення його життєдіяльності;
2. фактичного обсягу споживання продуктів харчування, непродовольчих товарів і послуг у незаможних родинах (за даними обстеження бюджетів домашніх господарств);
3. об'єктивних відмінностей у споживанні продуктів харчування, непродовольчих товарів і послуг в суб'єктах Росії, визначених природно-кліматичними умовами, національними традиціями та місцевими особливостями.
При формуванні мінімального набору продуктів харчування використовувалися діючі в Російській Федерації норми фізіологічних потреб в харчових речовинах для різних груп населення та рекомендації Всесвітньої організації охорони здоров'я. Склад продуктів харчування практично не зазнав змін у порівнянні з 1992р. Енергетична цінність мінімального набору продуктів харчування також не зазнала значних змін і склала 2730кКал для працездатних чоловіків, 2110кКал для жінок, 2000ккал - для пенсіонерів, 1580кКал - для дітей від 0-6 років, 2360кКал для дітей 7-15 років.
Формування мінімального набору непродовольчих товарів здійснювалося виходячи з:
1. задоволення потреби населення в непродовольчих товарах з урахуванням вікових особливостей;
2. сформованого рівня забезпеченості непродовольчими товарами малозабезпечених сімей;
3. мінімальної обновляемости, мінімального різноманітності, низькою роздрібної ціни, доступності товару для споживача.
Мінімальний набір непродовольчих товарів підрозділяється на непродовольчі товари індивідуального і общесемейного користування. До непродовольчих товаром індивідуального користування є одяг і взуття, а також шкільно-письмові товари; до непродовольчих товарах общесемейного користування - постільна білизна, товари культурно-побутового і господарського призначення, предмети першої необхідності, санітарії та ліки.
Для кожного товару, включеного до мінімальний набір непродовольчих товарів, встановлено його кількість і термін зносу. Предмети першої необхідності, санітарії та ліки включаються в набір у відсотках від загальної величини витрат на непродовольчі товари.
Мінімальний набір послуг представлений у споживчому кошику житлово-комунальними та транспортними послугами. Також він містить позицію «інші види послуг». До житлово-комунальних послугах віднесені забезпеченість житлом, опалення, холодне і гаряче водопостачання та водовідведення, газо-та енергопостачання. Інші види послуг (послуги освіти, зв'язку, послуги з ремонту одягу та взуття, відвідування перукарень, лазень, пралень, кінотеатрів тощо) включені в мінімальний набір послуг у відсотках від загальної величини витрат на послуги.
Суб'єкти РФ формують свої споживчі кошики самостійно з урахуванням викладених вище принципів. З метою забезпечення єдності методологічних підходів до формування загальноросійської і регіональних споживчих кошиків проекти споживчих кошиків суб'єктів Росії проходять експертизу в Мінпраці Росії.
Натуральні обсяги споживання товарів і послуг, що представлені у споживчому кошику, не призначені для використання при організації продовольчого забезпечення та побутового обслуговування населення. Споживчий кошик представляє собою модель організації здорового харчування і підтримки життєдіяльності при мінімальних витратах і, швидше за все, буде далека від уявлень конкретної людини про мінімальний рівень споживання.
Єдине призначення споживчого кошика - оцінити величину прожиткового мінімуму. Для цього мінімальні обсяги споживання кожного товару й послуги, представлені у споживчому кошику, множаться на склався у звітному періоді рівень цін на них. Реєстрацію споживчих цін для вартісної оцінки споживчого кошика здійснює Федеральна служба державної статистики РФ.
З прийняттям Федерального закону «Про прожитковий мінімум Російській Федерації», крім традиційної функції індикаторів рівня життя населення, прожитковий мінімум придбав новий статус. Закон наділив цей показник функціями соціального нормативу враховується при розробці та реалізації федеральних і регіональних соціальних програм, встановлення мінімальних державних гарантій в області доходів. Так, величина прожиткового мінімуму призначена для обгрунтування встановлених на федеральному рівні соціальних виплат: мінімального розміру оплати праці, пенсій, стипендій та ін Вона також є критерієм для надання соціальної допомоги малозабезпеченим громадянам, призначення дитячих допомог та житлових субсидій.

Система показників бідності та методи їх розрахунку.
Найпростіший і найбільш часто вживаний показник бідності - частка бідних - задається відсотковою часткою осіб, чий рівень добробуту за межею бідності. Однак цей показник нічого не говорить про те, чи знаходяться бідні безпосередньо під межею бідності або їх рівень добробуту значно нижче за неї. Крім того, показник частки бідних не дозволяє встановити, чи всі бідні приблизно однаково бідні або ж одні з них - украй бідні, а інші знаходяться у самої межі бідності.
Щоб вивчити всі три виміри бідності: загальну чисельність, віддаленість від межі бідності і ступінь нерівності серед бідних, використовується клас показників бідності. Цей клас показників описується наступним чином:

де α - параметр;
z - межа бідності;
x i - середньодушове значення показника рівня добробуту в I - му домашньому господарстві;
n - загальна чисельність обстежуваного населення.
Якщо прийняти α дорівнює 0, то отримуємо P (0), або частку бідних (коефіцієнт бідності). P (0) просто показує відсоток індивідуумів, що знаходяться за межею бідності, і характеризує ступінь поширення бідності. Якщо приймемо α за 1, то отримаємо P (1), іноді також званий глибиною бідності (або дефіцит бідності, індекс розриву між рівнями бідності). Глибина бідності - це показник бідності, що враховує середню віддаленість бідних від межі бідності.
Якщо прийняти значення α за 2, то отримаємо показник P (2), іноді також званий гостротою бідності, або індекс квадратичного дефіциту бідності. Цей показник враховує різницю в ступені бідності, так як присвоює найбільшу вагу рівнем добробуту найбідніших. Відмінність індексу гостроти бідності на відміну індексу глибини бідності полягає в тому, що при його розрахунку надається велика питома вага домашнім господарствам з більш значущим недоліком грошових коштів.
У російській статистичної практиці також застосовується критерій віднесення особи або домашнього господарства до групи населення, що перебуває в стані крайньої бідності або брак коштів у разі, якщо або рівень добробуту в два і більше разів нижче величини прожиткового мінімуму, або калорійність споживаних продуктів харчування нижче науково обгрунтованих мінімальних фізіологічних норм.
Важливим напрямом аналізу виступає характеристика складу домогосподарства з рівнем добробуту нижче величини прожиткового мінімуму.
Ще одним показником бідності, що має велике значення при розробці програм соціальної підтримки малозабезпеченого населення, є дефіцит доходу бідних домогосподарств, який визначається як сума грошових коштів, необхідних для підвищення доходів бідних домашніх господарств до межі бідності. Загальна сума дефіциту доходу визначається за наступною формулою:
,
де z - межа бідності;
x i - середньодушове значення показника рівня добробуту i - го особи;
q - загальна чисельність обстежуваного населення з рівнем добробуту нижче межі бідності.
З метою дослідження територіального розподілу бідності використовується термін «зони бідності», в які включають території високої концентрації бідних. При цьому до зон бідності відносяться території, які мають рівень бідності вище середнього по країні в певній пропорції або вище встановленого межі.
Один з варіантів обліку глибини бідності, а також диференціації доходів малозабезпечених верств населення при вивченні її відносних розмірів представив Амартія Сен. А. Сен запропонував об'єднати абсолютний і відносний підходи до оцінки бідності. Він детально розглянув підходи до обліку наступних факторів при оцінці бідності: поширеності бідності як соціального явища, рівня матеріальної недостатності бідних і ступеня їх розшарування за доходами. Синтетичний індикатор бідності, запропонований Сеном (Sen - індекс), враховує вплив перерахованих вище факторів і є найбільш загальною характеристикою бідності:

де P (0) - частка бідного населення;
I - середній дефіцит доходу у відсотках до межі бідності (проміжок низького доходу);
q - середній дохід бідних домогосподарств;
Z - межа бідності;
G q - коефіцієнт Джині для бідних домогосподарств.
Sen - індекс являє собою зважену суму дефіцитів домогосподарств, віднесених до бідних. Це показник варіює в інтервалі від 0 до 1. Чим нижче диференціація доходів серед бідного населення і менше частка бідних у загальній чисельності населення, тим ближче індекс Сена до 0. Посилення проблеми бідності - збільшення будь-якого з трьох перерахованих чинників (дефіцит доходу, нерівність бідного населення, частка бідних у загальній чисельності населення) - призводить до зростання індексу Сена.
Sen-індекс використовується для тимчасових і територіальних зіставлень, тому що поєднує в собі характеристики поширення бідності, її інтенсивності і нерівності серед бідних.

Абсолютні і відносні показники механічного та
природного руху трудових ресурсів. Склад економічно
активного населення.
Показники чисельності населення.
До абсолютних демографічними показниками належить чисельність населення, чисельність демографічних подій - народжень, смертей, шлюбів і розлучень, а також міграцій. На підставі абсолютних показників практично неможливо судити про особливості демографічних процесів на території країни, оскільки вони залежать за інших рівних умов від чисельності населення. Наприклад, у 2002р. в Китаї народилося 16 572 тис. осіб, у Франції - 765 тис. осіб. Ці відомості практично не дозволяють зробити висновки про народжуваність в Китаї та Франції. Якщо взяти до уваги чисельність населення цих країн (Китай - 1289 млн чоловік, Франція - 63 млн), то в розрахунку на 1000 жителів рівень народжуваності в цих країнах не надто сильно розрізняється і становить близько 13%.
Проте аналіз демографічної ситуації завжди починають з динаміки чисельності населення. Чисельність населення використовується в якості критерію віднесення населеного пункту до категорії міського поселення. Адміністративні території в ряді країн в залежності від чисельності населення отримують певні державні субсидії і права. Ще в давнину цій характеристиці надавалося дуже велике значення, міць держави оцінювалася залежно від чисельності його громадян. У табл. 7 приведена чисельність населення найбільш населених країн світу.

Табл. 7 Чисельність населення найбільш населених країн світу (оцеки на середину 2003р.)
Місце серед країн світу
Країна
Чисельність населення, млн осіб
1
Китай
1288,7
2
Індія
1068,6
3
США
291,5
4
Індонезія
220,5
5
Бразилія
176,5
6
Пакистан
149,1
7
Бангладеш
146,7
8
Росія
145,5
9
Нігерія
133,9
10
Японія
127,5
Показник абсолютної чисельності населення використовується для розрахунку відносних показників, що характеризують зростання / спад населення. До них відносяться показники темпу зростання та приросту населення. Для розрахунків темпів зростання населення за певний період необхідно знайти відношення чисельності населення на кінець періоду до чисельності населення на початок періоду. Якщо темпи зростання перевищують 1, населення зростає, менше 1 - населення скорочується. Показник темпів приросту населення розраховується як відношення різниці між чисельністю населення на початок і кінець періоду (загальний приріст або загальна спад населення) до чисельності населення на початок періоду.
Без чисельності населення в цілому і чисельності окремих віково-статевих груп неможливо розрахувати відносні показники, що характеризують інтенсивність демографічних процесів. Для розрахунку демографічних коефіцієнтів найбільш часто використовується показник середньої та середньорічної чисельності населення, що розраховується як середня арифметична або середня хронологічна. Як правило, для розрахунку середньорічного населення застосовують середню арифметичну - полусумму численностей населення на початок і кінець аналізованого періоду, хоча цей метод розрахунку можна використовувати тільки за умови рівномірного зміни чисельності населення протягом даного періоду часу.
На основі абсолютних показників будується просте демографічне рівність - рівняння демографічного балансу, яке використовується в перспективних розрахунках населення, а також при оцінці чисельності населення в міжпереписний період. Рівняння демографічного балансу виглядає наступним чином:

де P (t) і P (0) - чисельності населення території на початок і кінець періоду;
N - кількість народжених за період часу t;
M - число померлих;
I - число в'їхали на дану територію;
E - число залишили дану територію.
За допомогою рівняння демографічного балансу можна розраховувати чисельність не тільки населення в цілому, але й окремих віково-статевих груп.
Склад населення.
Основні джерелом інформації про склад населення є перепис населення. Структура населення формується на основі розподілу населення по групах відповідно до визначених критеріїв. Можна виділити три групи структури населення.
1. Демографічні структури, безпосередньо пов'язані з відтворенням населення, що впливають на відтворення і одночасно є його результатом. До них відноситься статева і вікова структура.
2. Структури, які не впливають безпосередньо на відтворення населення, але тісно з ним пов'язані: шлюбні структури, сімейна структура, міграційна структура, розподіл на міське та сільське населення.
3. Соціально-економічні структури, які надають непрямий вплив на відтворення населення та в деякій мірі зазнають впливу змін у відтворенні: освітня структура, структура по зайнятості, структура за джерелами доходів, етнічна структура та ін
Статева структура населення. Статевий склад населення формується під впливом різних демографічних факторів, таких як співвідношення статей при зачатті і при народженні, співвідношення рівнів повікової смертності чоловіків і жінок протягом життя, міграція населення. Ситуація, коли кількість чоловіків і жінок у населенні збігаються як в цілому, так і в окремих віках і групах віків, зустрічається дуже рідко. Для вивчення розподілу населення за статтю використовують показник співвідношення статей, тобто середнє число чоловіків, що припадають на одну жінку в населенні в цілому або в окремих вікових групах.
Відомо що при зачатті на 125-130 чоловічих ембріонів припадає 100 жіночих. При народженні в середньому на 100 дівчаток реєструється 106 хлопчиків. Це співвідношення називається вторинним співвідношенням підлог, воно вважається практично незмінним протягом століть і слабо розрізняється по країнах. У деяких країнах, таких, наприклад, як Китай, співвідношення статей при народжуваності штучно порушено внаслідок селективного ставлення до вибору статі дитини. Зокрема, для всіх дітей наприкінці 1990-х років воно становило 109-111 хлопчиків на 100 дівчаток, для других дітей - 122, а для третіх - понад 130. Вторинне співвідношення статей було однією з перших емпірично встановлених демографічних закономірностей. Так, Дж.Граунт згадує співвідношення статей при народженні в Лондоні.
Співвідношення статей у всіх інших віках називається третинним. З віком через більш високої смертності чоловіків співвідношення статей змінюється, збільшується питома вага жінок у кожному віці. У Росії у зв'язку високою смертністю в працездатних віках жінок стоновітся болеше вже у віковому інтервалі 30-34 роки (рис. 4). В економічно розвинених країнах межа, за якою починається переважання жіночого населення, поступово зсувається в старші віку. У країнах з високою материнською смертністю та смертністю жінок в репродуктивних віках може спостерігатися ситуація, коли поступове зниження співвідношення статей порушується зростанням питомої ваги чоловічого населення у віках високої репродуктивної активності.
Крім співвідношення вікової смертності чоловіків і жінок, третинне співвідношення статей може бути пов'язане з міграційними процесами, які в свою чергу залежать від територіального розміщення промислового виробництва. На співвідношення статей також впливають війни, тому що значні втрати чоловічого населення працездатного віку призводить до довгострокових порушень статевої структури населення, що має довготривалі негативні наслідки для розвитку демографічних процесів, а зокрема шлюбності і народжуваності. Таким чином, при аналізі співвідношення підлог необхідно шукати пояснення ситуації, що склалася як в сучасному демографічному розвитку (співвідношення чоловічої і жіночої смертності та міграції), так і тенденції минулих років.
Третинне співвідношення статей наочно можна представити за допомогою графіка (рис. 4), на якому горизонтальна лінія, що проходить через одиницю на осі абсцис, відповідає рівності чисельності чоловіків і жінок. У тих віках, де крива графіка піднімається над цією лінією, чисельно переважають чоловіки.

Рис.4 Співвідношення статей у населенні Росії за переписом 2002р.
\ S
Крім співвідношення статей в різних віках, розраховується також такий показник, як співвідношення статей в цілому. Його значення змінюється в ході демографічного розвитку, тому що в міру старіння населення в загальній його чисельності поступово збільшується питома вага жінок. У табл. 8 наводиться еволюція структура населення Росії по підлозі.
Табл.8 Структура населення Росії за статтю,%
рік
1897
1926
1937
1959
1970
1979
1989
1994
2002
чоловік
49
47
47
45
45
46
47
47
46,6
жінки
51
53
53
55
55
54
53
53
53,4
Кількість жінок на 1000 чоловіків
1055
1108
1105
1242
1196
1174
1140
1130
1147
У молодому населенні чисельно переважають чоловіки, так як значне перевищення чисельності чоловіків у молодих віках не компенсується літніми віками, де жінок більше, але самі абсолютні чисельності занадто малі. У старому населенні перевага жінок у літніх віках перекриває переважання чоловіків в молодих віках у міру підвищення питомої ваги старших вікових груп у всьому населенні. Отже, під впливом вікової структури в молодому населенні співвідношення статей виявляється більш високим. Крім цього, у молодому населенні в ряді віків спостерігається жіноча надсмертність, тоді як у старому населенні практично у всіх віках ми маємо справу з чоловічою смертністю. Таким чином, еволюція вікової структури і зростання чоловічої надсмертності повинні вести до зниження показника співвідношення статей у населенні в цілому. Що стосується зниження народжуваності, то воно одночасно приводить до зростання співвідношення статей (завдяки більш високому співвідношенню підлог при народжуваності) і до його зниження (через зростання частки людей похилого віку і перевищення в цих віках чисельності жінок над чисельністю чоловіків).
Вікова структура населення. Вивченню вікової структури відведено важливе місце у зв'язку з тим, що саме з нею в значній мірі пов'язаний розвиток демографічних процесів, на вікову структуру населення спирається прогноз його чисельності та складу на перспективу. Для вивчення віково-статевої структури населення зазвичай використовується графік, званий віково-статевої пірамідою. На вертикальній осі відкладаються вікові групи (однорічні або п'ятирічні, рідше - десятирічні, в залежності від доступних даних і цілей аналізу). У доповненні осі віку часто додають додаткову вісь, на якій відзначені роки народження поколінь. Використання цієї осі корисно для аналізу факторів, що впливають на форму піраміди. На лівій половині діаграми представлено чоловіче населення, на правій жіноче. Кожна вікові-статева група представлена ​​на графіку у вигляді прямокутника, площа якого відповідає чисельності даної віково-статевої групи або її частці в загальній чисельності населення.
При побудові піраміди на основі п'ятирічних вікових груп зазвичай виходять з гіпотези рівномірного розподілу населення в даній віковій групі, приписуючи кожному віку одну п'яту чисельності даної групи.
При аналізі піраміди звертають увагу як на її загальну форму, так і на величину окремих віково-статевих груп населення. При збереженні високих рівнів народжуваності і смертності піраміда буде мати широку основу і вузьку вершину (на рис. 5б - населення Алжиру), при низьких рівнях народжуваності і смертності - вузьке підставу і розширену вершину (на рис.5 - населення Франції).
При відсутності міграції форма віково-статевої піраміди залежить від минулих і справжніх тенденцій народжуваності і смертності і вихідної вікової структури. До недавнього часу в економічно розвинених країнах зміна форми піраміди йшло у першу чергу за рахунок зниження рівня народжуваності. При цьому рівень смертності надавав дуже слабкий вплив на форму графіка. Більше того, часто зниження смертності, особливо в дитячих віках, призводило до посилення нижньої частини піраміди. В останні десятиліття в розвинених країнах зниження рівня смертності, особливо у старших віках, веде до посилення верхньої частини піраміди. Відбувається це за рахунок збільшення тривалості життя в літніх віках.
На рис. 6 наведено віково-статеві піраміди населення Росії в 1897 і 1997гг. Ми бачимо, що під час першого перепису населення Росії форма піраміди відповідало нашому уявленню про піраміду населення розвивається країни, тобто населення з високої народжуваності. За століття форма російської піраміди поступово трансформувалася, в першу чергу під впливом зниження народжуваності. Сучасні що розвиваються, також зіткнутися з подібною еволюцією, але оскільки зниження народжуваності відбувається в них значно швидше, ніж у Європі, то і піраміда зміниться набагато швидше.
Щоб зрозуміти причини утворення нечисленних і численних поколінь на віковій піраміді, треба звернутися до демографічного минулого досліджуваного населення. Чисельність окремих вікові-статевих груп безпосередньо залежить від трьох демографічних факторів: чисельність покоління при народженні, яке в свою чергу може визначатися шлюбної та віковою структурою потенційних матерів, їх чисельністю та інтенсивності народжуваності; короткочасної підвищеною смертністю окремих віково-статевих груп; виборчої міграцією вікових контингентів . Наприклад, в північних регіонах відтік населення у старших віках веде до деформації віково-статевої піраміди, у віковій структурі починають переважати працездатні віку.
Значне звуження вершини сучасної вікової піраміди населення Росії у старших віках викликано зниженням народжуваності в роки Першої світової і громадянської воєн, а також тим, що саме ці покоління взяли на себе весь тягар Великої Вітчизняної війни. Крім того, зауважимо, що в старшому віці чисельність жінок істотно перевищує кількість чоловіків (табл. 9).
До інших характеристик вікової структури відносять показники демографічного навантаження і середнього віку населення. Показники демографічного навантаження розглядається як узагальнена кількісна характеристика вікової структури. Розраховуються такі показники демографічного навантаження, які дозволяють оцінити рівень і структуру навантаження, що припадає на 1000 осіб у працездатному віці:
- Коефіцієнт навантаження дітьми;
- Коефіцієнт навантаження літніми;
- Коефіцієнт загального навантаження,
де S x - чисельність населення у відповідних вікових групах.

Табл.9 Населення Росії за статтю та віком за даними перепису населення 2002р., Тис.осіб
Вікові групи
Все населення
Чоловіки
Жінки
145 164
67 604
77 560
У тому числі у віці, років:
0-4
6399
3276
3123
5-9
6940
3548
3392
10-14
10407
5313
5094
15-19
12800
6504
6296
20-24
11466
5783
5683
25-29
10613
5314
5299
30-34
9836
4914
4922
35-39
10216
5025
5191
40-44
12546
6084
6462
45-49
11606
5494
6112
50-54
10071
4642
5429
55-59
5347
2366
2981
60-64
7983
3251
4732
65-69
6344
2444
3900
70-74
5898
2034
3864
75-79
3911
1036
2875
80-84
1570
330
1240
85 і більше
1091
186
905
Вік не вказаний
120
60
60
Еволюція демографічного навантаження населення Росії представлена ​​в табл. 10. Протягом повоєнного періоду в складі загального навантаження поступово знизилася навантаження дітьми і росла навантаження особами пенсійного віку.
Табл.10 Еволюція демографічного навантаження на 1000 чоловік працездатного населення Росії.
Рік
1959
1970
1979
1989
1994
2004
Навантаження дітьми від 0 до 15 років
512
510
385
430
412
294
Навантаження особами пенсійного віку (чоловіки старше 60 років, жінки старше 55 років)
202
275
270
325
355
335
Загальна демографічна навантаження
714
785
655
755
767
631
Інтерес до показника середнього віку населення пов'язаний з аналізом старіння як населення в цілому, так і окремих груп населення - працездатного населення, населення пенсійного віку. Середній вік населення можна представити в загальному вигляді як средневзвешанную за формулою

де n S x - чисельність вікової групи в інтервалі віку від X до (x + n);
n - довжина вікового інтервалу (якщо вікова структура представлена ​​у вигляді п'ятирічних вікових груп (0-4 року, 5-9 років і т.д.), то n = 5);
x - початковий вік вікового інтервалу;
w - останній вік, для якого наведені дані.
Аналіз віково-статевої піраміди населення знаходить застосування в різних сферах. Зокрема, фахівці в області маркетингу при вивчення сегментування ринку звертають уваги на соціально-демографічні групи можливих споживачів, і особливо на віково-статеві групи. Інші демографічні структури (шлюбна, сімейна та ін) також не залишаються без уваги. Зокрема, при визначенні напрямів житлової політики приймається до уваги структура домогосподарств (розподіл за кількістю членів, за кількістю дітей до 16 років тощо), при визначенні потреб в школах і поліклініках також велика увага звертається на вікові структури населення. Крім того, керівники великих підприємств не можуть не цікавитися віковою структурою персоналу свого підприємства, його «старінням» або «омолодженням».
Шлюбна структура. Шлюбної структурою називають розподіл населення за станом в шлюбі. Джерелом інформації про шлюбної структури є перепис населення. У матеріалах розробки перепису стан про шлюб зазвичай наводиться не тільки для населення в цілому, але і для окремих віково-статевих груп. Еволюція перебування в шлюбі населення Росії наведена в табл. 11. За даними перепису 2002р., Число подружніх пар склало 34 млн. Із загальної кількості подружніх пар близько 9% перебували в незареєстрованому шлюбі.
Табл.11 Шлюбне стан населення Росії (на 1000 чоловік даної статі у віці 16 років і більше)
Роки
Чоловіки
Жінки
Ніколи не перебували у шлюбі
Перебували у шлюбі
вдови
Розлучені і розійшлися
Ніколи не перебували у шлюбі
Перебували у шлюбі
вдови
Розлучені і розійшлися
1926
291
659
41
5
234
583
168
12
1939
...
702
...
...
...
597
...
...
1959
...
692
...
...
...
505
...
...
1970
...
716
...
...
...
563
...
...
1979
233
708
19
39
158
569
198
74
1989
196
718
25
57
132
598
182
85
2002
251
626
36
76
175
526
180
110
Сімейна структура. Сімейна структура відбиває розподіл населення по сім'ях різного розміру, складу та типу. Сім'єю при цьому вважається група людей, об'єднана спорідненістю чи властивістю, спільним проживанням та веденням господарства і загальним бюджетом. Домогосподарство, на відміну від сім'ї, може включати в себе людей, які є родичами або свойственникам.
Інформація про сімейну структурі формується в ході перепису населення завдяки відповідями на запитання: «ставлення до особи, записаному першим в домогосподарстві» (перепис 2002р.), А також на питання про стан в шлюбі. На основі угруповання, що відбиває розподіл сімей за розмірами, розраховується середній розмір сім'ї. У таблиці, що містить розподіл сімей за типами за ознакою спорідненості, виділяють сім'ї, що складаються з однієї шлюбної пари з дітьми і без дітей; однієї шлюбної пари з дітьми і без дітей, з одним із батьків подружжя або без нього, з іншими родичами або без них ; більше двох шлюбних пар з дітьми або без дітей, з одним із батьків чоловіка або без нього, з іншими родичами або без них; матерів (батьків) з дітьми (також з іншими родичами або без них). Розподіл сімей за типами сімей може поєднуватися з розподілом сімей за величиною.
Міграційна структура населення. Міграційна структура населення відбиває розподіл населення за термінами проживання в даному місці проживання. Зокрема, можуть виділятися такі групи, як: які проживають у даному населеному пункті з народження, більше 20 років, від 10 до 20 років, менше 10 років. За даними перепису 2002 р . Можна виділити ту частину населення, яка змінила місце проживання після 1989 р . (Тобто за міжпереписний період).
Облік природного руху.
Природний рух включає в себе демографічні події безпосередньо впливають на відтворення населення. На підставі інформації про природний рух розраховується чисельність населення країни, відносні показники природного руху, будуються прогнози чисельності та складу населення на перспективу.
Народження реєструється за місцем народження дитини або за місцем проживання одного з батьків на підставі медичного свідоцтва про народження, виданого пологовим будинком або лікарнею, не пізніше одного місяця з дня народження дитини.
Запис акта про народження містить відомості про дитину та відомості про кожного з батьків.
Смерть реєструється на підставі документа, що підтверджує факт смерті, за місцем, де проживав померлий, або за місцем настання смерті на підставі лікарського свідоцтва про смерть не пізніш як у триденний строк після настання смерті, а в разі насильницької смерті - протягом 24 годин з моменту настання смерті чи виявлення тіла.
Акт реєстрації про смерть містить такі відомості: стать, націолнальность, громадянство, дата і місце смерті, причина смерті, місце народження, документи підтверджують факт смерті.
Згідно з новим законом місце реєстрації шлюбу не прив'язане більш до місця проживання одного з подружжя або їх батьків і проводиться будь-яким органом РАЦС за вибором осіб, що вступають у шлюб. Програма реєстрації шлюбу містить такі відомості: дата та місце реєстрації шлюбу, дати народження і вік подружжя в сповнившись роках, місце народження, громадянство, національність, документ, що підтверджує припинення попереднього шлюбу.
Реєстрація розірвання шлюбу провадиться за місцем проживання одного з подружжя або за місцем державної реєстрації укладення шлюбу. У програмі реєстрації розірвання шлюбу міститься наступна інформація: дата припинення шлюбу, підставу запису про розірвання шлюбу, відомості про що розлучаються.
Облік міграційного руху.
Міграційний рух включає в себе переміщення населення через державний кордон (міжнародна міграція), а також переміщення всередині країни (внутрішня міграція).
Статистичним урахуванням внутрішньої міграції враховується переміщення людей між адміністративними районами з метою зміни постійного місця проживання. Переміщення всередині населеного пункту не розглядаються в якості міграції. Для визначення обсягів та напрями інших міграційних потоків використовуються, як правило, вибіркові обстеження та непрямі оцінки.
Статистичні відомості про мігрантів збираються на основі відривного талона листка статистичного обліку мігрантів. Він містить такі відомості: дата і місце народження, стать, громадянство, національність, нове і останнє місце проживання, з якого року проживав за останнім місцем проживання, вид діяльності, вид соціального забезпечення за останнім місцем проживання, освіта, стан у шлюбі, якщо до переселення проживав з сім'єю, то прибув з усією родиною, з частиною членів сім'ї або один, чи проживає частина членів сім'ї за новим місцем проживання, якщо разом з мігрантом прибули діти до 14 років, вказати скільки (ім'я, стать і дата народження вказується у листку одного з батьків).
На підставі даних поточного обліку мігрантів розраховуються абсолютні показники міграції (число прибулих (прибуттів), число вибулих (вибуття), міграційний приріст / зниження, сальдо міграції, або часта міграція - різниця між числом прибулих і вибулих на даній території, обсяг міграції, валова міграція , або брутто-міграція - сума прибулих та вибулих на даній території) та показники інтенсивності міграції (коефіцієнт інтенсивності міграції, по прибуттю I / P і з вибуття E / P, коефіцієнт інтенсивності міграційного обороту Q / P, коефіцієнт інтенсивності міграції M / Q, де - I-число прибулих, E - число вибулих, M = IE - міграційний приріст (сальдо міграції), Q = I + E - обсяг міграції, P - середньорічна чисельність населення). Величина коефіцієнтів міграції залежить не тільки від власної інтенсивності міграції, а й від складу населення територій вибуття та прибуття.
Система демографічних коефіцієнтів природного руху.
У найбільш загальному вигляді коефіцієнт інтенсивності демографічного процесу - середнє значення сили демографічного процесу в даному інтервалі часу, взвешанное часом, прожитого всій когортою в даному інтервалі часу, наприклад числом людино-років, прожитих в цьому інтервалі. У загальному вигляді коефіцієнт представляє собою число демографічних подій в що спостерігається календарному періоді, віднесеного до середнього числа прожитих людино-років у цьому періоді усіма індивідами, складовими досліджуване населення.
Розрізняють декілька видів демогроафіческіх коефіцієнтів: загальні коеффіціетнти, спеціальні, в тому числі вікові, сумарні коефіцієнти.
Загальний коефіцієнт розраховується як відношення числа демографічних подій, що наступили протягом календарного року, до середньорічної чисельності даного населення. Середньорічна чисельність розраховується як середня арифметична з численностей на початок цього та початку наступного року. Загальні коефіцієнти визначаються в проміле (‰), тобто на 1000 населення.
Якщо B - число шлюбів у населенні за певний період T (як правило за один рік), - Середня чисельність населення, b - загальний коефіцієнт шлюбності, то його можна розрахувати за формулою:

Загальний коефіцієнт смертності:

Загальний коефіцієнт народжуваності:

Загальний коефіцієнт природного приросту:

Динаміка загальних коефіцієнтів населення Росії наведена в табл. 12

Табл.12. Загальні коефіцієнти народжуваності, смертності та природного приросту населення Росії, ‰, 1913-2003 рр..
Рік
На 1000 осіб
Число померлих у віці до 1 року на 1000 народжених
народжених
померлий
Природний приріст
1913
47,8
32,4
15,4
...
1926
43,4
20,7
22,7
188,0
1940
33,0
20,6
12,4
205,2
1959
23,7
7,8
15,9
41,3
1970
14,6
8,7
5,9
23,0
1979
15,8
10,8
5,0
22,6
1989
14,6
10,7
3,9
17,8
2003
10,3
16,5
-6,2
12,4
Спеціальний коефіцієнт представляє собою відношення числа зареєстрованих протягом року подій до середнього числа людино-років, прожитих протягом того ж року населенням, здатним продукувати ці події. Наприклад спеціальний коефіцієнт шлюбності представляє собою відношення числа зареєстрованих шлюбів за певний період T до середньої чисельності бракоспособного населення:

Спеціальний коефіцієнт шлюбності можна розрахувати окремо для чоловіків і жінок. Так само розраховується середній коефіцієнт народжуваності: середня кількість дітей, народжених жінками у репродуктивний вік за період T:

Де - Середня чисельність жінок у віці від 15-49 років.
Вікові коефіцієнти в загальному вигляді є відносно кількості демографічних подій, що наступили протягом року у індивідів даної вікової групи, до числа людино-років, прожитих даної вікової групою в тому ж році. Віковий коефіцієнт шлюбності жінок показує середню кількість шлюбів протягом прожитого року жінок у віці X:

Віковий коефіцієнт народжуваності розраховується як відношення кількості народжених протягом календарного року у жінок даної вікової групи до середньої чисельності жінок цієї вікової групи:

Віковий коефіцієнт смертності:

Вікові коефіцієнти дають можливість виміряти рівень демографічного феномену незалежно від впливу вікової структури. Коли вікові коефіцієнти розраховуються для однорічних вікових інтервалів, вплив вікової структури можна вважати повністю усуненим, тому що передбачається, що протягом одного року життя демографічні події розподілені рівномірно. Якщо коефіцієнти розраховують для п'ятирічних або десятирічних вікових груп, певний вплив вікової структури може зберегтися.
Сумарні коефіцієнти показують, скільки в середньому подій припадає на одного члена когорти за весь час її існування. Наприклад, сумарний коефіцієнт шлюбів показує, скільки в середньому перших шлюбів довелося в середньому на одного члена реальної когорти або скільки в середньому перших шлюбів припало на одного члена умовної когорти за умови збереження вікових показників шлюбності, що у даному календарному році, протягом усього терміну життя даної умовної когорти. Сумарні коефіцієнти розраховується як сума вікових коефіцієнтів з урахуванням довжини вікового інтервалу. Наприклад, сумарний коефіцієнт народжуваності можна розрахувати за формулою

Де n-довжина вікового інтервалу, n f x - вікові коефіцієнти народжуваності в інтервалі віку від x до (x + n).
Показник малюкової смертності.
Показник малюкової смертності дає уявлення про те, скільки помирає дітей у віці від одного року по відношенню до числа народжених живими. Цей показник можна розрахувати кількома способами.
Якщо смерті дітей класифіковані за трьома мременним координатами (року смерті, року народження і віком):

Де і - Померлі у віці до одного року у цьому році t відповідно з поколінь року t і року t-1, і - Чисельності поколінь, народжених в році t і t-1.
Якщо смерті розподілені лише за рік смерті та віком смерті:

Де - Загальне число уменріх у році t.
Більш точний показник запропонований німецьким демографом Й. РАТС на початку ХХ ст. І носить його ім'я:

Де і - Ваги, які визначаться закономірностями распредлеленія смертей по місяцях на першому році життя.
РАТС приймав ці ваги рівними відповідно 2 / 3 і 1 / 3. У міру зниження рівня дитячої смертності, сопровождаещегося зрушенням великої частини смертей до першого місяця життя за рахунок збільшення частки смертей, обумовлених ентогеннимі факторами, співвідношення ваг змінюється (табл.13).
Табл.13 Співвідношення ваг у формулі Й. РАТС і рівня малюкової смертності
Рівень дитячої смертності, m 0, ‰
Ваги,%


200
60
40
150
67
33
100
75
25
50
80
20
25
85
15
15
95
5
Крім загального коефіцієнта дитячої смертності, розраховуються приватні коефіцієнти: коефіцієнт мертвонароджуваності - відношення числа мертвонароджених до даного році до числа народжених живими і мертвими в цьому році, коефіцієнт ранньої неонатальної смертності - відношення числа померлих на першому тижні життя (у віці 0-7 днів) в даному році до числа народжених живими і мертвими в тому ж році, коефіцієнт перинатальної смертності - сума коефіцієнтів мертвонародженості та ранньої неонатальної смертності. Коеффіціен малюкової смертності розраховується також за класами причин смерті як частка померлих від певної причини, помножена на загальний коефіцієнт дитячої смертності.
Стандартизація демографічних коефіцієнтів.
При порівняння загальних коефіцієнтів для усунення впливу структури населення на їх величину використовуються стандартизовані коефіцієнти. Існує кілька методів стандартизації, вибір яких залежить від вихідних даних.
Метод прямої стандартизації. Для порівняння загальних коефіцієнтів смертності методом прямої стандартизації необхідно розрахувати кількість смертей, яке могло бути зареєстроване в даному населенні, якби віковий склад цього населення збігався з віковим складом населення-стандарста, і розділити отримане число померлих на чисельність населення-стандарту. Можна також використовувати відносний розподіл за віком населення-стандарту (сума всіх вікових груп дорівнює 1). Для використання методу прямої стандартизації потрібні наступні дані: вікова структура порівнюваних населений і розподіл демографічних подій у досліджуваних у населенні за віком. Використовуючи ці розподілу, можна розрахувати вікові коефіцієнти. В якості населення - стандарту вибирають населення, склад якого близький до вивчається. У державній статистиці при розрахунку стандартизованих коефіцієнтів смертності прямим способом використовується європейський чи світовий стандарти Всесвітньої організації охорони здоров'я.
Стандартизовані коефіцієнти розраховуються за формулою:

Де До станд - стандартизований коефіцієнт досліджуваного населення;
M x - Вікові коефіцієнти смертності в даному населенні;
Р x станд - частки відповідних вікових груп у загальній чисельності населення, прийнятого за стандарт.
Метод непрямої стандартизації. Для використання даного методу потрібні наступні дані: вікова структура порівнюваних населений, загальне число досліджуваних подій в порівнюваних населення. За стандарт приймаються вікові коефіцієнти населення - стандарту. За допомогою цього методу ми отримаємо індекс смертності, що показує, Ю у скільки разів реальне число смертей відрізняється від «очікуваного» при незмінній фактичної віковій структурі. Множення цього індексу на загальний коефіцієнт смертності населення, стандарту дає нам іскоемий стандартизований коефіцієнт смертності. Стандартизовані коефіцієнти розраховують за такою формулою:

Де - Стандартизований коефіцієнт досліджуваного населення;
- Вікові коефіцієнти смертності в досліджуваному населенні;
- Вікові коефіцієнти населення, прийняті за стандарт;
- Віковий розподіл досліджуваного населення (частки вікових груп у%: до загальної чисельності населення);
- Загальний коефіцієнт у населенні, прийнятому за стандарт.
Стандартизовані загальні коефіцієнти можна використовувати тільки для порівняння, оскільки їх числові значення залежать від вибраного стандарту. Стандартизовані коефіцієнти доцільно використовувати в тому випадку, якщо необхідно усунути вплив складу населення (не тільки вікового, а й будь-якого іншого) на коефіцієнти, що відображають коефіцієнти того чи іншого процесу.
Демографічні таблиці.
Демографічні таблиці - впорядковані ряди взаємопов'язаних величин, що характеризують протягом одного або кількох процесів в когорті. Це числові моделі, що відображають зміну інтенсивності демографічних процесів в залежності від власного часу когорти. Існує два основних типи таблиць: загальні та спеціальні. Якщо демографічні події розглядаються як неповторним то будуються загальні таблиці, для неповторних подій будуються спеціальні таблиці. У загальних таблицях основним показником є ​​коефіцієнти, які розраховуються по відношенню до всієї чисельності когорти, яка не змінюється з віком, ліюо розраховуються кумулятивні коефіцієнти, які відображають середнє число подій, що відбулися в когорті до даного віку. Найбільш часто розраховуються загальні таблиці народжуваності і шлюбності без урахування черговості народження.
У спеціальних таблицях поряд з коефіцієнтами іспользуютсявероятності наступденія події в цьому інтервалі возрата, які розраховуються як відношення кількості подій в інтервалі віку до чисельності населення на початку даного інтервалу. Якщо рассмартріваются неповторні події, то кожна людина, для якого подія настала, вибуває з когорти. Тому такі таблиці називають таблицями вибуття: єдиного вибуття, якщо вихідна чисельність когорти зменшується під впливом тільки одного процесу, множинного - під впливом декількох процесів. Прикладом спеціальної таблиці єдиного вибуття є таблиця смертності.
У державній статистиці використовуються таблиці, розраховані для календарного року і для дворічного періоду. Розрізняють повні та короткі таблиці. У повних таблицях крок зміни віку дорівнює 1 року - 0,1,2 і до 100 років в таблицях смертності, від 15 до 54 років - у таблицях народжуваності. У коротких таблицях смертності вік змінюється з кроком в 5 років, з виділенням першого року або перших п'яти років життя: 0,1,2,3,4,5-9,10-14, ..., 85 років і старше, в коротких таблицях народжуваності крок також дорівнює п'яти рокам.
Показники відтворення населення.
Показники відтворення населення розраховується на основі стабільного населення, тобто населення з незміненою віковою структурою та низкою інших специфічних властивостей. Оскільки вікова структура реального населення значно відрізняється від вікової структури стабільного населення, до трактування показників відтворення як показників, що відображають інтенсивність відтворення реального населення, необхідно підходити дуже обережно. Найбільш часто в статистиці використовуються такі показники.
1. середня очікувана тривалість життя новонародженого (е 0) - використовується як інтегральна характеристика сучасного рівня смертності у всіх віках.
2. брутто-коефіцієнт відтворення жіночого населення - середнє число дівчаток, яка народила б одна жінка, яка прожила до кінця репродуктивного періоду при збереженні на протязі її життя вікових рівнів народжуваності того року, для якого розрахований показник. Брутто-коефіцієнт розраховується як добуток сумарного коефіцієнта народжуваності і частки дівчаток серед народжених (приймається рівною 0,488):

При розрахунку брутто-коефіцієнта відтворення не береться до уваги смертність жіночого населення в репродуктивному віці.
3. нетто-коефіцієнт відтворення жіночого населення - кількісна міра заміщення материнського покоління дочірнім, показує, скільки в середньому дівчаток народжене за все життя однією жінкою, дожівшей до кінця репродуктивного періоду, при збереженні протягом всього її життя вікових інтенсивностей народжуваності та смертності того року, для якого розрахований показник. Для розрахунку нетто-коефіцієнтів можна використовувати наближену формулу:

На підставі показників нетто-і брутто-коефіцієнтів відтворення розраховують показник економічності відтворення або «ціни простого відтворення», який являє собою відношення демографічних «витрат» до «результату» - брутто-коефіцієнта до нетто-коефіцієнта. У табл. 14 проіведени узагальнюючі характеристики відтворення населення Росії.
Табл.14 Показники відтворення населення Росії.
роки
Брутто-коефіцієнт відтворення
Нетто-коефіцієнт відтворення
Ожідаемоя тривалість майбутнього життя при народженні
чоловіки
жінки
1990
0,92
0,895
63,79
74,27
1995
0,66
0,633
58,27
71,70
2000
0,89
0,571
59,00
72,20
Додати в блог або на сайт

Цей текст може містити помилки.

Міжнародні відносини та світова економіка | Контрольна робота
317.5кб. | скачати


Схожі роботи:
Статистика 14
Статистика 3
Статистика 12
Статистика 13
Статистика 15
Статистика 7
Статистика 2
Статистика 11
Статистика 8

Нажми чтобы узнать.
© Усі права захищені
написати до нас
Рейтинг@Mail.ru