5.15. Изучение репродуктивного поведения

Исследования, основанные на методах опроса мнений, подошли вплотную к тому, чтобы начать изучение психологических аспектов, связанных с рождаемостью. Но следующий шаг за пределы своей профессии исследо­ватели, видимо, не решились сделать. А без этого невозможно было про­двинуться в направлении понимания причин малодетности. Дело в том, что специфика статистического изучения основана главным образом на применении метода корреляционного анализа. Однако корреляционный анализ показывает лишь само наличие и тесноту связи между социальными явлениями, но не раскрывает причинно-следственный характер этой связи, т.е. не отвечает на вопрос, что является подлинной причиной данной корреляционной зависимости. Причиной может быть третья величина, оказы­вающаяся за пределами наблюдения. Поясню таким примером. Исследова­ния показывают, что более образованные женщины рожают в среднем меньше детей, чем менее образованные. Однако вполне очевидно, что не само по себе образование является причиной ограничения рождаемости, хотя и были попытки объяснить низкую рождаемость у образованных жен­щин тем, что они лучше необразованных умеют обращаться со средствами контрацепции, что у них меньше свободного времени, чем у менее образо­ванных, что у них другой круг интересов. Последнее ближе всего к истине. Но все равно не хватает объяснения — почему? Почему с повышением уровня образования женщин у них ослабевает интерес к рождению детей? И если признать, что причина подобного ослабления потребности иметь несколько детей кроется именно в образовании, то так скоро можно дойти до мысли об ограничении права женщин на образование в интересах спасе­ния нации от вымирания. Мало того, что подобное решение было бы реак­ционным, оно не могло быть эффективным, не привело бы к повышению рождаемости потому, что причины ослабления потребности женщины (вернее, семьи) в числе детей связаны с образованием женщин не прямо, не непосредственно, а косвенно, опосредованно, через систему социальных ценностей и норм, необходимость следования которым и вызывает нега­тивные изменения в структуре потребностей семьи и женщины.

Специальные исследования показали также, что для эффективного кон­троля рождаемости уровень образования вовсе не является необходимым условием. Тем более, что методы, которыми еще недавно пользовалось большинство и до сих пор пользуются многие, в основном очень примитивны. Скажем, один из основных — так называемый метод прерывания полового сношения до начала семяизвержения, метод, который не требует никакого образования, но зависит почти исключительно от силы мотива­ции к предотвращению беременности. И мы снова приходим к вопросу: ка­кие силы порождают мотивацию к ограничению рождаемости?

Исследования факторов рождаемости, проводившиеся преимущественно специалистами в области статистики и статистическими методами, фак­тически были ориентированы в основном на поиск объективных причин, вынуждающих женщин (семью) ограничивать число своих детей. При этом исследователи исходили из подсознательного допущения о «естест­венном» характере репродуктивной мотивации женщин, о «естественном» желании любой женщины иметь много детей, которое ограничивается лишь нехваткой внешних условий, необходимых для удовлетворения тако­го желания. Позднее такая исследовательская ориентация получила наиме­нование концепции (или парадигмы) помех. Согласно такой концепции, для повышения рождаемости нужно было только выяснить, какие конкрет­ные условия жизни мешают людям (женщинам) удовлетворить свои есте­ственные потребности в большом числе детей, и с помощью мер социаль­ной политики устранить эти препятствия. И тогда, казалось, рождаемость автоматически повысится до неопределенно высокого (до желательного, «оптимального») уровня. К середине 1970-х гг. становится ясно, в немалой степени именно в результате исследований, основанных на изучении мне­ний о наилучшем и планируемом семьями числе детей, что это не совсем так, что большинство семей имеет довольно четкое представление о числе детей, которое они хотели бы иметь, и это число вполне конечное и разли­чается в разных социальных группах. Многие исследования, особенно наи­более крупные, проведенные демографами НИИ ЦСУ СССР, показали, что не только фактическое число детей в семьях обратно пропорционально уровню благосостояния, но и желаемое, и ожидаемое (планируемое) в среднем оказывается в обратной пропорции к материальным условиям жизни семей. Эти результаты показали недостаточность корреляционного измерения связи между условиями жизни и числом детей в семье, минуя фактически самого человека, рождающего этих детей, всю совокупность психофизической деятельности человека, связанной с деторождением. Та­кая деятельность получила наименование репродуктивного поведения.

Репродуктивное поведение — система действий, отношений и психических состояний личности, связанных с рождением или отказом от рождения детей любой очередности, в браке или вне брака[1]. Термин «репродуктивное поведение» эмоционально нейтрален, не содержит оценочной окраски, относится ко всем индивидам и брачным парам, не только к тем, кто сознательно планирует размер своей семьи, но и к тем, кто не же­лает такого планирования (неосознанно или вполне сознательно).

Репродуктивное поведение является частью общего поведения личности или группы людей (одним из видов которой является семья), относя­щейся предметно к определенной области жизни, а именно — к рождению (или нерождению) детей. Это довольно широкая область человеческой жизни, требующая от каждого человека много внимания и усилий (незави­симо от размеров своих репродуктивных желаний).

Как и всякое другое поведение, репродуктивное поведение представляет собой целостную по своим физическим и психическим компонентам ре­акцию на внешние и внутренние стимулы, состоящую не только из внешне проявляемых действий, но и внутренних, активных, но внешне не проявля­емых психических актов и состояний (импульсов, установок, мотивов, на­строений и т.п.). Внешними стимулами поведения являются социальные ценности и нормы[2], внутренними — потребности[3]. Внешними стимулами репродуктивного поведения являются ценность детей и родительства для личности, семьи и общества, а также и другие социальные ценности, так или иначе связанные с репродуктивными ценностями, соответствующие этим ценностям социальные нормы детности внутренними стимулами яв­ляются потребности личности и семьи в числе детей.

Репродуктивное поведение обладает структурой, которую можно представить в виде последовательности психических компонентов: репродук­тивные потребности, установки[4], мотивы, интересы, планы, решения, дей­ствия, результаты действий. В качестве результатов репродуктивных действий оказываются не обязательно рождение детей, но и противозача­точные меры, и аборты. Если мы хотим повлиять на результаты репродук­тивного поведения, то должны двигаться по указанной цепочке от ее конца к началу с тем, чтобы повлиять на формирование репродуктивных потреб­ностей в сторону гармонизации личных и общественных потребностей. Если, конечно, мы знаем, каковы эти общественные репродуктивные по­требности.

Если поведение (любое, в том числе и репродуктивное) развивается в последовательности от формирования потребностей и установок к действиям и результатам, то исследование поведения происходит, естественно, в обратной последовательности — от результатов поведения и действий к потребностям через установки и мотивы. Основными внешними индикато­рами репродуктивных установок служат три основных показателя: среднее идеальное, желаемое и ожидаемое (планируемое) число детей.

Среднее идеальное число детей характеризует представление респондента о наилучшем числе детей в семье вообще (в средней семье по стране, в городской семье, сельской, русской и т.п.), но не обязательно в своей се­мье. По мнению большинства специалистов, среднее идеальное число де­тей отражает представления людей о социальных нормах детности, о наи­лучшем числе детей при определенных обстоятельствах, жизненных условиях[5]. Вопрос об идеальном числе детей заимствован нашей демографией из американских исследований, где он используется часто в анкетах в такой редакции: «Какое, по вашему мнению, идеальное число детей для средней американской семьи?», причем слово «средней» в анкете подчер­кивается. В одном из первых крупнейших отечественных обследований (1969 г.), использовавших метод опроса мнений женщин, вопрос об идеа­льном числе детей задавался респондентам в следующей редакции: «Как Вы думаете, сколько детей лучше всего вообще иметь в семье?» Впослед­ствии исследователи дружно отказались от этого вопроса без особых дис­куссий на тему о его целесообразности. Очевидно, сочли его слишком аб­страктным, малопонятным для массового респондента, а потому и малоинформативным. В западных странах этот вопрос продолжает пользоваться популярностью в исследованиях репродуктивного поведения. Там он рассматривается почти как синоним другого показателя, среднего жела­емого числа детей.

Среднее желаемое число детей рассматривается как показатель, наиболее близко характеризующий индивидуальную потребность в детях (в чис­ле детей). Вопрос о желаемом числе детей предполагает выявить личные предпочтения респондентов в отношении числа детей, которое респондент хотел бы иметь в своей семье, если бы ничто не мешало ему(ей) осуществить свое желание. Этот вопрос исследователи стараются формулировать таким образом, чтобы в нем не содержалось намека на долженствование или зависимость от окружающих условий. Например, в американских ис­следованиях этот вопрос обычно задается в такой редакции: «Если бы вы могли иметь детей ровно столько, сколько хотите, какое это число могло бы быть?» В некоторых отечественных исследованиях этот вопрос звучал так: «Сколько бы вам хотелось иметь детей в семье, если бы для этого были все условия?» Некоторые исследователи критикуют такую редакцию во­проса о желаемом числе детей. Они считают, что в нашей стране имеется много людей, не способных ни в какой абстракции представить себе нали­чие всех условий сразу, якобы поэтому невольно занижающих в своих ответах желаемое число детей, ориентируясь на наилучшие из реально воз­можных условия жизни.

И, наконец, среднее ожидаемое (или планируемое) число детей, которое характеризует реальные намерения, репродуктивные планы людей и семей, с учетом конкретных обстоятельств их жизни, с учетом конкурен­ции репродуктивных планов с другими жизненными планами и т.п. Во­прос об ожидаемом числе детей формулируется обычно таким образом: «Сколько всего детей вы собираетесь иметь?», «Сколько еще детей вы со­бираетесь иметь?», «Сколько предполагаете иметь еще детей?» Показатель ожидаемого числа детей рассматривается статистиками-демографами как имеющий наибольшее, по сравнению с двумя предыдущими показателями, практическое значение для прогнозирования тенденций рождаемости. Вероятно, поэтому он и получил наибольшее предпочтение в исследованиях факторов рождаемости, проводимых ими.

Другому индикатору — желаемому числу детей — повезло меньше. До сих пор он не заинтересовал статистиков, в том числе и ученых-демо­графов, статистиков по образованию. Они ему, кажется, не доверяют. Между тем желаемое число детей как показатель потребности личности и семьи в числе детей имеет, по крайней мере, не меньшую ценность в ана­лизе тенденций рождаемости, репродуктивной мотивации и в качестве ин­струмента прогнозирования рождаемости, чем ожидаемое число детей. В частности, по результатам многих исследований уже известно, что репро­дуктивные установки формируются в раннем возрасте и затем мало изме­няются на протяжении жизни одного поколения. Поэтому показатели сред­него желаемого числа детей в еще меньшей степени, чем соответствующие показатели ожидаемого числа детей (более чувствительные к изменени­ям социальной конъюнктуры), подвержены деформирующему влиянию возрастной структуры респондентов и, следовательно, более адекватно характеризуют репродуктивное поведение семей, чем, скажем, показатели фактической рождаемости. По тем же причинам (т.е. в силу малой изменчивости репродуктивных потребностей на протяжении жизни одного поко­ления) уменьшение среднего желаемого числа детей с переходом от стар­ших поколений женщин к младшим имеет прогностическое значение, указывает на вероятное снижение потребности в числе детей в недалеком будущем (через 10—15 лет), когда младшие ныне поколения женщин проживут репродуктивный период своей жизни и реализуют свои установки на число детей (обычно не полностью).

Наконец, среднее желаемое число детей указывает тот предел, до которого можно поднять уровень рождаемости с помощью привычных эконо­мических способов социальной поддержки семей: пособий, льгот и т.п. Попросту говоря, люди никогда не станут заводить детей, больше того числа, которое они хотят.

В то время как демостатистики, сделав первые важнейшие шаги в сторону изучения репродуктивного поведения, остановились на его границе, продвижение продолжили экономисты и социологи Центра по изучению народонаселения экономического факультета Московского университета им. М.В. Ломоносова. В 1976 г. под руководством сотрудника этого центра проф. Анатолия Ивановича Антонова были проведены два исследования репродуктивного поведения семьи, в Москве и в Вильнюсе (в Вильнюсе исследование проводил непосредственно литовский социолог Витаутас Баршис, бывший в то время аспирантом А.И. Антонова). Оба исследования отличались широкой программой, с использованием психологических методов измерения установок. Вильнюсское исследование отличалось еще и тем, что в нем впервые в нашей демографии изучались одновременно репродуктивные установки обоих супругов. Опрашивалось 212 брачных пар. Результаты оказались во многом неожиданными. До этого уже проводи­лись опросы мужчин, но одновременный опрос мужей и жен в одних и тех же браках был проведен впервые (в нашей стране и один из первых в мире). При опросах женщин и мужчин средние показатели предпочтений в отношении числа детей мало различаются по полу (числа детей по ответам мужчин в среднем обычно превышают аналогичные числа по ответам женщин, но не намного). В исследовании, получившем название «Вильнюс—76», обнаружилось, что многие репродуктивные предпочтения и установки мужей и жен не совпадают. Так, по идеальному числу детей совпали мнения лишь в 48% семей, по желаемому числу — в 41% семей. В це­лом же средние желаемые числа детей были еще довольно высокими — 3,07 по ответам мужей и 2,97 — по ответам жен[6].

Во втором из названных обследований, «Москва-76», было опрошено 259 замужних женщин с разным числом детей по анкете, содержавшей около 150 вопросов. Особенностью обоих обследований было то, что наряду с обычными прямыми вопросами, направленными на выявление репродуктивных установок, использовались и специальные тестовые методики для измерения силы и устойчивости репродуктивной установки на опреде­ленное число детей, разработанные А.И. Антоновым на основе общих принципов так называемого метода семантического дифференциала, предложенного в 1952 г. американским психологом Чарльзом Осгудом. Эти ме­тодики позволяют освободить ответы респондента от самоконтроля и, таким образом, лучше выявить подлинные психологические установки. С их помощью исследователям удалось показать, что наиболее сильная установка — на двух детей, в то время как на третьего и более ребенка установ­ки очень слабые. Большинство опрошенных женщин удовлетворило свои потребности в детях и больше детей рожать не намеревалось. Среди однодетных женщин испытывали потребность еще в одном ребенке 18% жен­щин, среди двухдетных — 5% и среди трехдетных — также 5%[7].

В 1978 г. тот же коллектив провел в Москве обследование 1319 замужних женщин с двумя детьми. Исследование, в котором использовались психологические методики, вновь показало слабую потребность москви­чек в трех и более детях. Лишь 7% опрошенных женщин высказали жела­ние иметь третьего ребенка[8]. Но все же среднее желаемое число детей было еще выше границы простого воспроизводства населения — 2,80, хотя сред­нее ожидаемое — только 2,08[9].

Заслуживает упоминания и ряд исследований репродуктивного поведения, проведенных Отделом демографии Института социологии РАН. Пер­вое из них было проведено в 1983—1984 гг. в одном из районов Москвы по программе, разработанной под руководством автора этих строк, в 1984 г. по той же программе были проведены исследования в Саратове и Уфе. Опрашивались супружеские пары, имеющие одного или двух детей, в которых возраст жены не превышал 35 лет. Вновь опрашивались одновременно мужья и жены по отдельным анкетам. В женской анкете насчитыва­лось 355 вопросов, в мужской — 304.

Всего было опрошено 212 супружеских пар в Москве, 304 — в Саратове и 373 — в Уфе (таблица 5.15). Во всех трех городах среднее желаемое чис­ло детей оказалось выше, чем идеальное число. Надо сказать, что такая раз­ница в этих показателях обнаруживается и по данным других социолого-демографических исследований. Удовлетворительных объяснений этому феномену никто из исследователей пока не попытался сделать. Воз­можно, приемлемым может быть предположение, сделанное выше, что респонденты понимают слово «идеальное» не как абстрактно наилучшее, а как наилучшее из возможного в реальных сегодняшних условиях. Это нор­мальная научная проблема, которую еще предстоит решать, разгадывать.

Таблица 5.15

Среднее идеальное, желаемое и ожидаемое число детей

(по материалам обследований, проведенных Отделом

демографии Института социологии РАН в 1984 г.[10])

Город	Среднее число детей
Идеальное	Желаемое	Ожидаемое
Женщины	Мужчины	Женщины	Мужчины	Женщины	Мужчины
Москва	2,25	2,37	2,32	2,59	1,74	1,91
Саратов	2,23	2,36	2,42	2,52	1,92	2,04
Уфа	2,47	2,52	2,59	2,76	2,13	2,25

К сожалению, уже более 10 лет исследования репродуктивного поведения не проводятся, всякая теоретическая работа в этой области фактически прекратилась, за исключением появления спорадических небольших работ отдельных ученых-одиночек. Остается надеяться лишь на то, что этот на­учный штиль — явление кратковременное.

5.16. Показатели репродуктивного поведения

в переписях населения

В нашей стране проведено немало исследований репродуктивного поведения. Однако все они — небольшие, локальные, не претендующие на охват всей территории страны или какой-либо социальной группы. Поэто­му очень важным достижением можно считать изучение дифференциаль­ной рождаемости и особенно репродуктивного поведения в переписях населения. В этом отношении наши переписи населения опередили большинство других стран. Первым экспериментом в этом отношении можно считать включение вопроса об ожидаемом числе детей в программу Всесоюзной микропереписи населения 1985 г. В разделе В «Сведения о рождениях» Бланка обследования (так назывался переписной лист) содержался один вопрос (обращенный к замужним женщинам в возрасте до 45 лет) в такой редакции: «Сколько всего детей собираетесь иметь?» К сожалению, большая часть итогов микропереписи 1985 г. фактически осталась неопубликованной. Лишь несколько статей и таблиц мало пригодных для научной работы, появились в журнале «Вестник статистики». В числе про­чих были опубликованы три таблицы, содержащие распределение опро­шенных женщин по ответам об ожидаемом ими числе детей, национально­сти и уровню образования[11]. Никаких распределений в сочетании с возрастом опубликовано не было (возрастная структура все еще относилась к числу военных секретов). В целом среднее ожидаемое число детей по ответам замужних русских женщин составило 1,95 ребенка (в расчете на одну женщину) и было самым низким среди других национальностей СССР, одноименных с названиями союзных республик (так называемые титульные национальности)[12]. Но главное все-таки не в том, что уровень рождаемости у русских — самый низкий в бывшем СССР (ниже, пожалуй, только у евреев), а в том, что он значительно ниже границы простого вос­производства населения (напомню, для этого необходимо 2,6 ребенка в среднем на одну брачную пару). У городских русских замужних женщин среднее ожидаемое число детей равнялось 1,86, у сельских — 2,27. Таким образом и у сельских женщин (даже у сельских!) репродуктивные планы уже в 1985 г. были значительно ниже границы простого воспроизводства населения. С переходом от старших возрастных групп к младшим ожидае­мые числа детей снижаются. Так, у сельских русских женщин в возрасте 40—44 года среднее ожидаемое число детей — 2,44, а в возрастной группе 18—19 лет — 2,08, т.е. на 0,36 ребенка меньше. Это означает, что в бли­жайшие четверть века можно ожидать снижения суммарного коэффициен­та рождаемости еще на 0,4 (по сравнению с уровнем 1985 г.).

Нашли свое отражение вопросы о предпочитаемом числе детей и во Всероссийской микропереписи населения 1994 г. Причем впервые в та­ком солидном статистическом обследовании, репрезентативном (представительном) для всей территории страны использовались одновремен­но ожидаемое и желаемое числа детей. Ожидаемому и желаемому числам детей были посвящены соответственно вопросы 26 и 27 раздела 6 перепис­ного листа в следующей редакции: вопрос 26 (об ожидаемом числе де­тей): «Сколько всего детей собираетесь иметь (включая уже имеющихся)?» Вопрос 27 (о желаемом числе детей): «Сколько всего детей хотели бы иметь?»

Последовательность расположения вопросов 26 и 27 в переписном листе представляется правильной (т.е. сначала следует вопрос об ожидаемом числе детей, а затем — о желаемом). Тем самым, думается, ослабляется возможное давление конкретной жизненной ситуации на мнение респондента, ему (ей) легче понять, что речь идет об идеальной ситуации.

Среднее желаемое число детей в целом по России составило 1,91 (в рас­чете на одну женщину в среднем без различия брачного состояния), среднее ожидаемое — 1,77 (таблица 5.16). Эти цифры показывают масштабы демографической катастрофы России. Во-первых, даже если представить невозможное — мгновенное создание самых благоприятных материаль­ных условий для миллионов российских семей, — то и тогда рождаемость могла бы повыситься всего лишь на 0, 1 5 ребенка (в расчете на 1 женщину в среднем без различия брачного состояния) и далеко не достигла бы спаси­тельной отметки 2,12. Во-вторых, разность между желаемым и ожидаемым числом детей — 0,15 ребенка — показывает довольно небольшое влияние внешних условий на реализацию репродуктивных потребностей населения (т.е. большинство семей и сегодня имеют детей столько, сколько хотят, другое дело, что хотят мало). В-третьих, та же маленькая разница между желаемым и ожидаемым числами детей показывает очень небольшие воз­можности традиционной социальной политики поднять уровень рождае­мости — всего на 0,15 ребенка.

Таблица 5.16

Желаемое и ожидаемое число детей у женщин России

 (по данным Всероссий­ской микропереписи населения 1994 г.)

Желаемое число детей	Ожидаемое число детей
Всего на 1000 женщин 18—44 лет	в том числе в возра­сте (лет)	Разность менаду возрастными группами	Всего на 1000 женщин 18 — 14 лет	в том числе в возра­сте (лет)	Разность между возрастными группами
20—24	35—39	20—24	35—39

Все население

1913

1739

2018

279

1767

1468

1945

477

Городское население

1816

1690

1897

207

1642

13

1796

398

г. Москва

1684

1622

1707

85

1474

1343

1553

210

Сельское население

2229

1913

2400

487

2169

1714

2412

698

С целью прогноза дальнейших вероятных изменений репродуктивных установок полезно рассмотреть различия среднего желаемого и ожидаемо­го чисел детей по возрастным группам женщин. Для этого в таблице 5.16 выделены две возрастные группы: 20 — 24 года и 35 — 39 лет (возрасты рож­дения первого и последнего ребенка у большинства современных россиянок) и показана разница в показателях между ними. Уменьшение величины репродуктивных установок с переходом от старших поколений к младшим указывает на вероятное дальнейшее снижение рождаемости в ближайшие 10—15 лет по мере того, как женщины младших репродуктивных возрас­тов будут реализовывать свои репродуктивные планы (в основном в возра­стах от 20 до 35 лет).

Аналогичная закономерность уменьшения от старших к младшим поколениям женщин может быть отмечена и в отношении средних ожидаемых чисел детей. Обращает на себя внимание тот факт, что межпоколен­ные разности ожидаемых чисел значительно больше, чем желаемых. Это говорит о том, что снижение рождаемости будет происходит за счет откла­дывания (или отказа) желанных рождений, хотя и потребность в числе де­тей тоже будет сокращаться.

Сравнение показателей городского и сельского населения показывает значительно более существенные изменения рождаемости в ближайшие годы у сельского населения, чем у городского. У городского населения желаемое число детей понизится примерно на 0,21 ребенка (в Москве — на 0,09), а у сельского — на 0,49 ребенка. Разница ожидаемых чисел еще больше: у городского населения — 0,40, в Москве — 0,21, у сельского населе­ния — 0,70 ребенка, естественно, если установки и планы россиянок не из­менятся (а измениться они могут в любую сторону, в зависимости от изменения условий жизни в стране и активности демографической политики)[13].

Таким образом, среднее желаемое число детей выполняет очень важную функцию: характеризует остроту и глубину проблемы малодетности и одновременно — возможности традиционной социальной политики в области повышения рождаемости. Именно поэтому оба названных индикато­ра репродуктивных установок имеют самостоятельную познавательную ценность, не могут заменить один другого, составляют диалектическое единство, а потому должны использоваться в опросах непременно совме­стно.

5.17. Теория демографического перехода и

интерпретация дифференциальной рождаемости

Теория (или концепция) демографического перехода используется в де­мографии для описания эволюции демографических процессов, исторической последовательности смены типов воспроизводства населения в резу­льтате эволюции общества. Согласно этой концепции, все страны и народы проходят в своей демографической истории через одни и те же этапы, каж­дому из которых соответствует определенный тип (режим) воспроизводст­ва населения.

До начала демографического перехода воспроизводство населения характеризуется высокими уровнями смертности и рождаемости (рис. 5.2.). Рождаемость едва превышает смертность, естественный прирост очень низкий или отсутствует, в отдельные исторические периоды мог быть отрицательным. Такой тип воспроизводства населения, называемый примитивным (ввиду очень слабого влияния со стороны общества на уровень смертности), или экстенсивным, существовал большую часть истории че­ловечества (в Европе до середины XVIII — конца XVIII в., во многих раз­вивающихся странах Азии, Африки и Латинской Америки — до недавнего времени). Высокая смертность была следствием условий жизни большин­ства населения, слабого развития медицины и здравоохранения, низкой са­нитарной культуры населения. Чтобы выжить, общества вырабатывали в течение тысячелетий социальные нормы, поощрявшие максимально высо­кую рождаемость. Эти нормы действовали прямо и косвенно в форме зако­нов, религиозных предписаний, народных обычаев и традиций. Такова первая фаза перехода.

С развитием индустрии и медицины, с улучшением условий жизни большинства населения начинается снижение уровня смертности. Уровень рождаемости, однако, какое-то время остается таким же, как до начала перехода, или даже возрастает вследствие сокращения уровня овдовения, по­вышения уровня брачности и удлинения сроков жизни в браке. Обычаи и традиции обладают большой инерционностью, изменяются медленно, в том числе и те из них, которые регулируют семейную жизнь и рождае­мость. Поэтому вторая фаза демографического перехода характеризуется снижением смертности и традиционно высокой (как в фазе до начала перехода) или возрастающей рождаемостью. Естественный прирост при этом иногда до размеров, получивших в некоторой части литературы наименование «демографического взрыва» (ненаучное словообразование, лю­бимое некоторыми журналистами и прочими любителями сенсаций).

Рис. 5.5. Схема демографического перехода

Третья фаза перехода характеризуется снижением уровня рождаемости, в то время как снижение уровня смертности замедляется по мере при­ближения к нулевой отметке (которой она никогда не сможет достичь). Со­ответственно сокращается и естественный прирост, приближаясь к нулевой отметке (которую, в отличие от смертности, он может достичь и даже пересечь).

Наконец, четвертая фаза (постпереходная) характеризуется стабилизацией рождаемости и смертности на низком уровне, близком или равном друг другу, отсюда—прекращением роста населения (мечта многих запад­ных ученых — нулевой прирост населения, панацея от всех экологических и политических неприятностей). По мнению же других ученых (к которым принадлежит и автор), «завершающий» этап демографического перехода характеризуется продолжением сокращения рождаемости, ростом коэф­фициента смертности вследствие старения возрастной структуры, отрица­тельным естественным приростом, т.е. депопуляцией.

Некоторые ученые предпочитают вместо демографического перехода использовать термин «демографическая революция», подчеркивая этим нарушение плавности демографического развития, качественный скачок при переходе от одного типа воспроизводства населения к другому.

Концепция демографического перехода была впервые разработана не демографом, а швейцарским криминологом, уроженцем Польши, доцен­том права Женевского университета Леоном Рабиновичем в книге «Проб­лема населения во Франции: Очерк социологии населения» (Париж, 1929). Именно он первым использовал понятие демографического перехода (кстати, и «демографической революции» также) и предложил оригинальную концепцию анализа демографической эволюции. Исходя из тезиса К. Маркса о том, что каждому способу производства присущи свои особен­ные законы населения, Л. Рабинович на большом историческом материале анализировал последовательность смены типов воспроизводства населе­ния следом за сменой способов производства. За промышленной револю­цией, как ее следствие, происходит и демографическая революция, которая проявляется в снижении смертности, росте урбанизации, изменении ре­продуктивных установок населения в сторону снижения рождаемости. Этот процесс, по мнению Л. Рабиновича, является универсальным для все­го индустриального мира, а не только для Франции. Если он продолжится, то в конце концов рост населения индустриальных стран прекратится со­всем, наступит стадия демографического регресса, депопуляция. Любо­пытно, что в год публикации книги Л. Рабиновичу было всего 23 года (но он уже был доцентом, автором второй монографии и целого ряда статей в научных журналах)[14].

В разработку теории демографического перехода (демографической ре­волюции) внесли вклад многие ученые после Л. Рабиновича: американцы Уоррен Томпсон (1930), Кингсли Дэвис (1949), француз Адольф Ландри (1934, 1945), англичанин Коррадо Блэккер (1947), голландец Дирк ван де Каа (1987) и др. Каждый из ученых вносил свое понимание. Поэтому она представляет собой, скорее, конгломерат различных концепций, нежели одну единую концепцию. В нашей стране оригинальную версию теории демографической революции (перехода) развил А. Г. Вишневский (1976).

Концепция демографического перехода заставляет изменить интерпретацию социальной дифференциации рождаемости. При традиционном ста­тистическом подходе корреляционная зависимость уровня рождаемости от условий жизни понимается как постоянная и неизменная. Концепция демо­графического перехода трактует эту зависимость как динамическую, меня­ющуюся в зависимости от фазы перехода. В первой фазе до начала перехо­да не только уровень рождаемости и смертности близки друг другу по величине, но и дифференциация семей по числу детей минимальна и носит скорее случайный, чем систематический, характер. В древние и средние века в структуре заболеваемости и смертности главную роль играли эпиде­мии, поражавшие всех без разбора — бедных и богатых, знатных и безрод­ных. Поэтому дифференциация по числу детей не могла быть большой.

Сокращение уровня смертности начинается с высших и образованных классов общества. Как уже говорилось, в результате увеличивается естест­венный прирост населения. Но он же означает и большее выживание детей, и тогда возрастает и дифференциация семей по числу детей.

На более поздней стадии, когда рождаемость и смертность вновь сближаются (но теперь на низком уровне), естественный прирост приближается к нулю, дифференциация семей по числу детей также приближается к ис­чезновению, приобретая одновременно случайный характер (т. е. и акаде­мик, и плотник с одинаковой вероятностью могут быть как однодетными, так и многодетными). Уже сегодня, к примеру, между Москвой и сельской местностью Московской области нет большой разницы в среднем желае­мом числе детей (по данным микропереписи 1994 г. соответственно 1,68 и 1,81 в расчете на одну женщину без различия брачного состояния). Отсюда следует важный вывод о том, что изучать дифференциальную рождае­мость в крупнейших городах с преобладанием населения малодетных на­циональностей (русские, украинцы, белорусы, евреи, татары, народы Бал­тии и др.) уже не имеет смысла. У всех в основном по одному ребенку, хотя дифференциация по параметрам условий жизни остается значительной.

5.18. Исторические причины развития массовой

малодетности семей

На основе проведенных к настоящему времени многочисленных исследований репродуктивного поведения в нашей стране и во многих других странах сложились определенные концепции, объясняющие причины раз­вития массовой малодетности. Эти причины обусловлены историческими изменениями функций семьи в обществе и изменением роли детей в семье.

В прошлых аграрных обществах семья была производственной ячейкой, отношения между членами семьи во многом определялись производ­ственными факторами. Дети имели значение для родителей как работники, помощники в хозяйстве, его наследники, воины-защитники хозяйства. Бо­льшое число детей способствовало благосостоянию семьи (рода, племени), росту авторитета родителей в общине. Семья выполняла, кроме того, важ­ную посредническую роль между ее членами и обществом.

После промышленной революции XVIII в., по мере развития индустриальной цивилизации, все вышеназванные роли постепенно переходят от семьи к другим социальным институтам. Происходит поляризация семей­ных и внесемейных интересов и способов жизнеобеспечения. Постепенно полезность детей для родителей снижается до 1—2. Это тот оптимум, кото­рый позволяет родителям сочетать удовлетворение потребности в родительстве с удовлетворением других потребностей (в труде с целью заработка, в социальном продвижении, в отдыхе и т.п., все в основном — вне семьи). Дети постепенно теряют свою экономическую полезность и начинают удовлетворять в основном лишь эмоциональные потребности родителей, для чего в большинстве случаев, очевидно, достаточно именно 1—2 детей.

В результате возникает противоречие между репродуктивными интересами семьи и общества. Общество не может длительно существовать (фи­зически) без довольно большой доли семей с тремя и более детьми, в то время как большинство семей уже не имеет потребности в таком их числе. Для преодоления этого противоречия недостаточно лишь мер «социальной поддержки» семей, экономической помощи отдельным семьям: пособий, льгот и т.п. Эти меры способны повысить рождаемость, но лишь до уровня желаемого числа детей в семье. Однако, если это желаемое число детей сократилось до величины, не достигающей даже уровня простого воспроизводства населения (как это и произошло уже в России), то одних экономи­ческих мер поддержки становится недостаточно. Необходимо так изменить всю культуру, весь образ жизни, чтобы полезность детей для родителей в количественном аспекте повысилась до общественно необходимого уровня. Только в этом случае совпадут репродуктивные интересы се­мьи и общества.

В свете теории демографического перехода по-иному выглядит пресло­вутый «парадокс» обратной связи между условиями жизни и рождаемо­стью. Конечно, никакого парадокса тут нет. Хорошие условия жизни сами по себе не могут подавлять потребность в числе детей. Здесь «здравый на­родный инстинкт» нас не подводит. Однако в новой системе ценностей ин­дустриальной цивилизации, которая является неизбежным результатом развития промышленности и универсальной индустриализации всех сто­рон образа жизни, при которой все больше социальных ценностей носит внесемейный характер, функционирует вне семьи и помимо нее, когда рост доходов, уровня образования, социальное возвышение и престиж, в общем, — улучшение всех сторон жизни — является результатом все большего участия во внесемейной деятельности, и удовлетворение бытовых потребностей также все больше осуществляется во внесемейной сфере.

Обратная корреляция между рождаемостью и условиями жизни статистически отражает неравномерность перехода семей разной социальной принадлежности к ценностям новой индустриальной цивилизации. Снача­ла к новым социальным ценностям и нормам (в том числе и нормам детности) переходят наиболее образованные и, главное, ранее других социаль­ных групп утратившие связь с сельскохозяйственным укладом жизни слои интеллигенции. В результате появляется заметная дифференциация в рож­даемости (вернее, в числе детей). Затем нормы малодетности усваиваются рабочим классом, также начиная с его относительно высокооплачиваемой и образованной верхушки. Наконец, по мере индустриализации сельского хозяйства и урбанизации деревенского быта (пресловутое «сближение го­рода и деревни») нормы малодетности закономерно распространяются и среди крестьян. Рождаемость снова нивелируется, но уже на минимальном уровне (мини-рождаемость, по выражению Б.Ц. Урланиса).

5.19. Демографические и социальные

последствия длительного сохранения массовой

малодетности российского общества

Собственно говоря, если демографические последствия малодетности достаточно прозрачны, то другие ее социальные последствия никто в на­шем обществоведении никогда не просчитывал и даже не обсуждал. Такая перспектива долгое время считалась совершенно невозможной. Поэтому начало депопуляции было подобно снежной буре посреди безоблачного лета.

Попробуем представить возможные последствия малодетности российского общества.

1. Даже если рождаемость далее не будет снижаться, что вряд ли можно всерьез предполагать при нынешнем состоянии демографического образова­ния в стране и отсутствии общественного движения за спасение российской нации от вымирания, депопуляция будет продолжаться неопределенно долго (сколько — можно посчитать), может быть, до полного исчезновения России с политической карты мира. Однако гибель страны может произойти и рань­ше, когда численность населения сократится настолько, что она ослабеет и кто-либо из крупных соседей присоединит ее к себе.

К этому надо добавить сильное постарение возрастной структуры населения, которое неизбежно сопутствует депопуляции и взаимодействует с ней. Конечно, на определенном этапе роста средней продолжительности жизни постарение все равно происходит, но речь может идти о разных масштабах и темпах постарения населения в зависимости от соотношения смертности и рождаемости.

2. Соответственно будет происходить постарение совокупной рабочей силы в стране. Уже обсуждается законопроект об увеличении возраста выхода на пенсию на 5 лет и для мужчин, и для женщин. При всех оговорках и успокаивающих заверениях авторов законопроекта можно не сомневаться, что в нашем обществе, при многовековом отсутствии традиций и обычаев уважения человеческой личности, при относительно низкой продолжительности жизни, плохом здоровье людей, возможно, большинства населе­ния, ужасающе низкой заработной плате, не дающей возможности боль­шинству граждан вкладывать достаточно средств в свое здоровье и т.д., последствия такого нововведения могут только осложнить демографическую катастрофу.

3. Низкая рождаемость и относительно высокая смертность, суженное замещение поколений и их качественное ухудшение могут привести к обострению проблемы воспроизводства трудовых ресурсов и военно-призыв­ного контингента. Это проблема уже сегодняшнего дня, хотя не многие по­нимают демографическое происхождение этой проблемы. Это проблема не только нашей страны, но и других стран с низкой рождаемостью, при­чем стран со значительно более высокой производительностью труда, чем у нас. В свое время в дискуссиях по вопросам нашего демографического будущего некоторые политэкономисты доказывали, будто малодетность можно компенсировать ростом производительности труда и сокращением потребности народного хозяйства в рабочей силе. Так вот, и Великобрита­ния, и Германия, и Франция, и страны Скандинавии, не говоря уж о США, вынуждены привлекать иностранную рабочую силу, так называемых «гастарбайтеров» для компенсации нехватки аборигенных работников. В резу­льтате в этих странах обостряются межэтнические отношения, доходящие до серьезных конфликтов с разрушительными последствиями.

Во многих странах (и в нашей тоже) становится «модным» привлекать женщин к службе в армии, причем не только в частях обслуживания, но и в строевых, пехотных и прочих. Случайно ли, что женские боевые войска формируются именно в странах с низкой рождаемостью? Трудности же нашего военного ведомства по выполнению плана ежегодного набора призывников хорошо известны из средств массовой информации.

Перечень этот, конечно, можно было бы продолжать, но, повторюсь, в основном он опирается пока лишь на предположения. Во всяком случае, эти предположения должны стать предметом обсуждения и исследований, возможно, с помощью моделирования.

5.20. Социальная и демографическая политики:

взаимосвязь и различия целей

Государство во многих областях общественной жизни проводит свою политику или, можно сказать, множество различных политик, каждая из которых преследует определенную ограниченную цель и в соответствии с этой целью имеет наименование (политика в области занятости, заработ­ной платы, доходов, образования, жилищная политика, национальная, культурная, оборонная, социальная и т.д.). Наименование политики указывает (прокламирует) ее цели. Таким образом, это вовсе не пустая формальность, не схоластика. Провозглашение целей данной политики налагает определенную ответственность на органы управления за достижение этих целей и за результаты (включая побочные). Таким образом опре­деляется эффективность политики — путем сопоставления результатов именно с целями.

Пожалуй, невозможно назвать мероприятия государства или общественный процессы, которые бы совершенно не отражались на демографи­ческой ситуации. Но это вовсе не дает оснований числить любое мероприя­тие государства по разряду демографической политики. Между тем существует уже давняя традиция, в частности, в отношении рождаемости. После каждого постановления правительства, содержащего какие-либо меры по материальной поддержке семей с детьми, эти меры причисляются даже некоторыми авторитетными учеными-демографами к мерам демогра­фической политики. От них ожидают повышения рождаемости. Хорошо известна, однако, кратковременность действия и демографическая безрезультативность подобных мер — как по опыту бывших восточноевропей­ских стран, так и по опыту нашего отечества. И эта безрезультативность за­кономерна, поскольку и не предполагалась в качестве цели.

В связи с этим необходимо различать социальную и демографическую политики. В частности, социальная политика имеет своей целью регулирование условий жизни, организацию помощи нуждающимся и т.п.[15].

Демографическая политика, в соответствии с предметом демографии, имеет своей целью управление демографическими процессами их ре­гулирование[16].

Конечно, меры социальной политики, направленные на улучшение материальных условий жизни семей и отдельных людей, могут сближаться с задачами демографической политики, создавая благоприятные условия для реализации имеющихся демографических, в частности репродуктив­ных, потребностей. Но возможности только мер социальной политики воздействовать на изменение потребностей невелики.

По данным всех исследований репродуктивных установок, проведенных в нашей стране и за рубежом, показатель среднего желаемого числа де­тей в семье выше показателя среднего ожидаемого (реально планируемого) числа детей, что свидетельствует о неполной удовлетворенности потреб­ности в числе детей, которую испытывает множество семей (можно даже сказать, какая это часть семей. Но, по разным исследованиям, часть эта оценивается различно. Анализ результатов исследований увел бы нас в сторону от основной темы. Поэтому я позволю себе не рассматривать этот аспект).

Положительная разность между желаемым и ожидаемым числами детей указывает на возможность некоторого повышения рождаемости, которого можно достичь с помощью традиционных мер социальной политики: пособий, льгот и т.п. Одновременно малая величина этой разности, всего 0,15 ребенка, показывает соответственно незначительность влияния мате­риальных помех на реализацию существующей потребности в детях. Все-таки и в нынешних переходных социальных условиях большинство семей имеют число детей в соответствии (или почти в соответствии) с по­требностями в них. Отсюда можно сделать вывод о малых возможностях традиционной демографической (вернее, социальной) политики поднять  рождаемость с помощью привычных способов: пособий и льгот. Довести рождаемость удалось бы лишь до среднего желаемого числа детей, которое поданным микропереписи 1994 г., как известно, составляет 1,91 ребенка и не достигает необходимой хотя бы для простого воспроизводства населе­ния величины 2,12 (а поскольку мы уже в процессе депопуляции, то для вы­хода из него показатель рождаемости должен значительно превышать зна­чение 2,12).

Для того чтобы выйти из зоны демографической катастрофы, необходимо поднять уровень рождаемости значительно выше величины 2,12 в расчете на одну женщину без различия брачного состояния или выше 2,6 в расчете на один эффективный брак. А для этого нужно повлиять на репродуктивные потребности миллионов российских семей, поднять среднее желаемое число детей примерно до величины 2,8—3,0 ребенка, для чего следует популяризировать семью с 3—4-мя детьми, не забывая при этом выказывать все знаки внимания и уважения к семье многодетной (с 5-ю и более детьми).

Исходя из вышесказанного, политика, призванная повлиять на репродуктивное поведение населения в сторону повышения уровня рождаемо­сти, складывается из двух направлений: 1) регулирование условий жизни с целью содействия семьям в удовлетворении существующих у них потреб­ностей в числе детей, и 2) регулирование условий жизни таким образом, чтобы повысить потребность в числе детей до уровня, позволяющего на­шему обществу избежать демографической катастрофы.

Первое направление полностью сливается с задачами традиционной со­циальной политики. Они вовсе не должны ограничиваться системами пособий и льгот. Напротив, необходима такая социальная политика, при которой бы неуклонно снижался удельный вес семей, нуждающихся в государственной благотворительности. Иными словами, необходимо увеличивать в обществе удельный вес семей, способных жить на собственные доходы, от наемного труда и коммерческой деятельности.

Второе направление пронаталистской (т.е. направленной на повышение рождаемости) политики государства и деятельности общественных ор­ганизаций заключается в укреплении семьи как социального института, повышении преимуществ и привлекательности семейной жизни, полезно­сти детей для родителей. Более конкретных мер по укреплению института семьи и повышению потребности семьи в числе детей пока назвать не представляется возможным, поскольку никаких научных наработок в этой области еще нет.

Тема 6

Смертность, средняя ожидаемая продолжительность жизни, самосохранительное поведение

Смертность определяется так же, как и рождаемость, — это частота случаев смерти в социальной среде. Измеряется системой показателей, из которых самый простой — общий коэффициент смертности. О его недостатках уже говорилось в главе 4 (главный из которых — зависимость от половозрастной структуры населения). Лучше всего вовсе не пользоваться общим коэффициентом смертности. А если по каким-либо причинам все же возникает необходимость в этом показателе, желательно устранить или уменьшить влияние на его величину структурных факторов с помощью ин­дексного метода или методов стандартизации коэффициентов (которые рассматриваются далее в этой главе).

6.1. Возрастные коэффициенты смертности

Показатели эти, которые рассчитываются раздельно для мужского и женского полов[17], являются наилучшими для анализа состояния и тенден­ций уровня смертности. Они рассчитываются по однолетним или пятилет­ним возрастным группам. Однолетние коэффициенты, конечно, дают наилучшие возможности для подробного анализа, и поэтому профессиона­льные демографы стараются пользоваться именно ими. Но, во-первых, пользоваться однолетними показателями смертности затруднительно, потому что их очень много (обычно их ограничивают возрастами до 85 лет, но и 84 коэффициента — это не мало). Во-вторых, при использовании однолет­них коэффициентов в дело вмешивается возрастная аккумуляция. Поэтомy, если не требуется высокая точность расчетов показателей смертности (такая точность требуется, скажем, при построении математических моде­лей смертности), то в большинстве случаев для анализа тенденций уровня смертности вполне можно обойтись и пятилетними коэффициентами. Рас­считываются они по формуле:

                                  (6.1)

где т_х — возрастной коэффициент смертности; М_х — число умерших в возрасте «х» в календарный период (обычно за год); _х —   численность населе­ния в возрасте «х» в середине расчетного периода (обычно среднегодовая).

Выражаются возрастные коэффициенты смертности, как и большинство других демографических коэффициентов, в промилле (‰).

6.2. Коэффициент младенческой смертности

Этим коэффициентом измеряется уровень смертности детей в возрасте до 1 года. В прежние годы именовался коэффициентом детской смертно­сти. Теперь различают младенческий — 0 лет — и детский — до 15 лет — возрасты и соответственно младенческую и детскую смертность (в возрас­те до 1 года и до 15 лет). Коэффициент младенческой смертности выделя­ется среди других показателей смертности как своей величиной (вероят­ность смерти на первом году жизни примерно такая же, как у людей, достигших 55 лет), так и методами расчета и своим социальным значением. Наряду с показателем средней ожидаемой продолжительности жизни ко­эффициент младенческой смертности служит важной характеристикой условий жизни и культурного уровня населения.

Методы расчета коэффициента младенческой смертности отличаются от методов расчета всех других возрастных коэффициентов. Поскольку уровень смертности детей первого года жизни резко меняется на протяжении года, вычислить среднегодовую их численность представляется за­труднительным. Поэтому поступают проще: вместо коэффициента вычисляют вероятность смерти на первом году жизни путем соотнесения случаев смерти детей в возрасте до года не со среднегодовой их численностью, а с общим числом родившихся (однако по старой традиции именуют эту веро­ятность коэффициентом). Используются в основном три метода расчета коэффициента младенческой смертности, в зависимости от характера ис­ходных данных и требований к точности расчета.

Дети, умершие в возрасте до года в расчетном году «t», принадлежат к двум смежным поколениям родившихся. Часть из них родилась в том же году «t» , в котором они и умерли. Другая часть родилась в предыдущем году «t — 7». Это можно наглядно показать на диаграмме, называемой демографической сеткой. Не будем задерживаться на методологических подробностях построения демографической сетки и пользования ею. Ограни­чимся лишь описанием сетки в той части, которая необходима нам сейчас для демонстрации соотношения умерших на первом году жизни и родив­шихся в двух смежных календарных годах.

Демографическая сетка представляет собой систему квадратов (см. рис. 6.1). Горизонтальные линии отсекают годы возраста, вертикальные — годы календарных лет. Число родившихся в календарном году «t» условно изображается в виде точек на оси   0  между вертикальными   осями   «t» и   «t +1», или, иначе говоря, между началом расчетного года и его концом (началом следующего календарного года). По диагоналям от точек на оси 0, симво­лизирующих даты рождения, слева направо и снизу вверх проводятся пря­мые линии, именуемые линиями жизни. В случае смерти человека линия жизни обрывается, заканчивается точкой смерти. Вот все, что нам пока достаточно знать о демографической сетке.

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

Рис. 6.1

Если имеются данные о распределении детей, умерших в возрасте до года, по годам своего рождения (или, иначе говоря, по поколениям), то каждая совокупность умерших детей в возрасте 0 лет соотносится с соответствующим ей числом родившихся. Расчет выглядит в виде следующей формулы:

                           (6.2)

где  — коэффициент младенческой смертности в расчетном году «t»; и   — число детей, умерших в возрасте до года из числа родившихся соответственно в расчетном году «t» и предыдущем году «t—1»; N^t и N^t-1 — — число родившихся соответственно в расчетном году «t» и предыду­щем году «t—1».

Для применения этой формулы необходимы данные о распределении умерших детей в возрасте до года по поколениям родившихся. Использует­ся же она в тех случаях, когда требуются особенно точные показатели младенческой смертности с большим числом знаков после запятой десятичной дроби. Обычно эта необходимость возникает при построении таблиц смер­тности (о которых речь пойдет ниже).

Зачастую данных о распределении умерших детей в возрасте до года по поколениям родившихся не оказывается в публикациях, да и необходимости в очень точных измерениях показателей младенческой смертности тоже, как правило, нет. Тогда достаточно бывает воспользоваться методом приближенной оценки уровня младенческой смертности, основанном на эмпирической формуле, которую предложил в начале 1920-х гг. немецкий демограф и математик Йоханнес Ратс (1854—1933):

                                   (6.3)

где все условные обозначения — те же, что и в предыдущей формуле.

И наконец, простейшая формула, называемая грубым методом, которой, однако, можно пользоваться при определенных условиях. Условия эти — по­стоянство уровня рождаемости в двух смежных годах, один из которых — расчетный, т.е. тот, за который определяется уровень младенческой смертно­сти, а второй — предшествующий ему. Достаточно просто заглянуть в демо­графический ежегодник и сравнить показатели рождаемости за указанные годы. Если они одинаковы или мало различаются, можно смело пользоваться «грубым» методом. Он выражается следующей формулой:

                            (6.4)

где все условные обозначения известны. Таким образом при этом методе достаточно просто разделить число детей, умерших в расчетном году «t» в возрасте «0» лет, на число родившихся в том же году. Но, повторим, это можно делать только в случае, когда общие коэффициенты рождаемости в расчетном и предшествующем ему годах одинаковы или близки по величине. В случае же существенных различий коэффициентов рождаемости сле­дует использовать формулу Ратса.

Пример расчета. В 1992 г. в России родилось 1 587,6 тыс. детей, в 1993 г. — 1 379,0 тыс., умерло в возрасте менее 1 года соответственно 29,2 и 27,9 тыс. детей. Требуется определить уровень младенческой смертности в 1993 г. грубым методом и методом Ратса.

Решение:

1) грубым методом:       ‰;

2) по методу Ратса:

‰

Как видим, во втором варианте расчета (по методу Ратса) уровень младенческой смертности в нашей стране в 1993 г. был на самом деле значите­льно ниже, почти на целую промилле (это существенная разница!), чем об этом свидетельствует показатель, рассчитанный грубым методом.

За последнее десятилетие уровень младенческой смертности в России снизился очень мало, с 20,9‰ в 1984 г. до 17,2‰  в 1997 г.[18] Это не очень высокий уровень, если сравнивать его с аналогичным показателем в нашей же стране лет 30—40 назад (когда он был равен 30—40‰). Но если сравнивать российский показатель младенческой смертности с аналогичными показа­телями, которые наблюдаются сегодня в других странах, то он оказывается одним из самых высоких среди экономически развитых стран, в большин­стве которых уровень младенческой смертности более чем вдвое ниже, чем в России (т.е. не превышает 8,0‰). В то же время этот уровень почти ста­билизировался, хотя резервы для его дальнейшего снижения еще далеко не исчерпаны. В какой-то степени такой показатель младенческой смертности объясняется переходом нашей статистики с конца 1992 г. на междуна­родные принципы учета живо- и мертворождений. До этого времени в рос­сийской (а ранее — в советской) статистике живорожденными считались дети, родившиеся при сроке беременности 28 недель и более, с массой тела при рождении 1000 г. и более (или, если масса неизвестна, длиной тела 35 см и более и сделавшие после появления на свет хотя бы один самостояте­льный вздох). Дети, родившиеся ранее указанного срока беременности, с массой тела менее 1000 г., учитывались в качестве живорожденных, только если они прожили более 7 суток. Критерии живорождения, установленные Всемирной организацией здравоохранения, были иными. По ним живо­рожденным признается ребенок, если после появления на свет (независимо от сроков беременности) он дышит или проявляет другие признаки жизни, такие, как сердцебиение, пульсация пуповины или произвольные движе­ния мускулатуры. По оценкам экспертов, переход на критерии живорожде­ния, рекомендованные ВОЗ, может привести к росту величины коэффици­ента младенческой смертности в России на 25—35%[19]. И если этого пока не случилось, то можно предполагать, что снижение уровня младенческой смертности было на самом деле более существенным, чем об этом мож­но судить по динамике публикуемых коэффициентов, но это снижение от­части компенсировалось противоположной динамикой — повышением ко­эффициента за счет смены критериев живорождения. Кроме того, смена критериев — процесс, очевидно растянутый во времени, и многие стати­стические и медицинские учреждения не торопятся «испортить» свои учетные данные плохими показателями. Так что видимая на поверхности явлений «стагнация», или медленное снижение коэффициента младенче­ской смертности, — т.е. тот факт, что коэффициент не растет, — говорит о том, что он наверняка снижается.

В таблице 6.1 показана структура уровня младенческой смертности в России по основным классам причин смерти и ее изменение за последние 10 лет. При некотором снижении общей величины уровня младенческой смертности за данный период, можно видеть, что это снижение происхо­дит за счет снижения смертности от инфекционных и паразитарных болез­ней и болезней органов дыхания. В то же время возрос уровень смертности и удельный вес случаев смерти (в общей структуре уровня смертности) от таких классов причин смерти, как врожденные аномалии, несчастные случаи, отравления и травмы и особенно—состояния, возникающие в перина­тальном периоде[20]. При этом на три класса причин смерти — от врожден­ных аномалий, от состояний, возникающих в перинатальный период, и от несчастных случаев, отравлений и травм — приходится в сумме 72,0% (три четверти!) всех случаев смерти на первом году жизни. А ведь это причины смерти, обусловленные главным образом поведением и образом жизни ма­терей.

Таблица 6.1

Структура уровня младенческой смертности в

России по основным классам причин смерти

	Умершие в возрасте до 1 года в расчете на 10 000 родившихся	То же в процентах к общей величине коэффициента
1985	1990	1997	1985	1990	1997
Всего умерших в возрасте до 1 года, в том числе от:	207,2	174,0	171,5	100,0	100,0	100,0
инфекционных и парази­тарных болезней	24,0	13,4	10,8	11,6	7,7	6,3
болезней  органов дыхания	48,2	24,7	22,6	23,3	14,2	13,2
врожденных аномалий	36,7	37,0	42,0	17,7	21,3	24,5
состояний, возникающих в перинатальном периоде	77,7	80,1	72,4	37,5	46,0	42,2
несчастных  случаев,  от­равлений и травм	9,0	7,1	10,0	4,3	4,1	5,8
Всех прочих причин	11,6	11,7	13,7	5,6	6,7	8,0

6.3. Применение индексного метода в анализе

динамики общего коэффициента смертности

Возрастные коэффициенты смертности, как уже отмечалось, дают наилучшие возможности для анализа уровня смертности. Но у них есть недо­статок, такой же как у всех других возрастных коэффициентов: их много, с ними трудно работать. Нужен один, обобщающий показатель. Но такого показателя смертности, аналогичного суммарному коэффициенту рождае­мости, нет (в определенной степени эту роль выполняет показатель сред­ней ожидаемой продолжительности жизни, но для его получения нужно строить довольно трудоемкие таблицы смертности).

В известной степени можно компенсировать трудности анализа возрастных коэффициентов смертности, повышая аналитические возможности общего коэффициента смертности с помощью индексного метода и мето­дов стандартизации коэффициентов. Для применения этих методов обра­тимся к общему коэффициенту смертности и представим его в такой фор­ме, чтобы можно было видеть его внутреннюю структуру.

                                               (6.5)

Первая дробь в правой части формулы есть уже известное отношение годового общего числа умерших М к среднегодовой численности населе­ния. Числитель этой дроби — М — можно представить как сумму произве­дений возрастных коэффициентов смертности т_x на численности населе­ния каждой соответствующей возрастной группы Р_х, т.е. . В знаменателе этой дроби общую численность населения Р можно представить как сумму численностей населения всех возрастных групп, т.е. åP_x. Для расчета удобнее численность населения каждой возрастной группы использовать не в абсолютном, а в относительном выражении, в долях единицы или в процентах (приняв соответственно общую численность населе­ния за 1 или за 100. В долях единицы рассчитывать удобнее всего, тогда знаменатель третьей дроби, равный единице, можно опустить).

Сравнение двух общих коэффициентов смертности теперь можно пред­ставить таким образом:

                          (6.7)

Индексный метод в данном случае можно применить, если известны все структурные элементы сравниваемых совокупностей, т.е. возрастные коэф­фициенты смертности т_x, и возрастные структуры сравниваемых населений (удельный вес возрастных групп в общей численности населения w_x). Правые верхние индексы 0 и 1 обозначают сравниваемые совокупности населения (либо на начало и конец изучаемого периода времени, если анализируется ди­намика уровня смертности, либо между собой, если анализируются различия смертности двух групп населения в статике). Итак, рассмотрим случай, когда все структурные элементы коэффициента смертности нам известны и возможно использовать индексный метод. 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:

               (6.7)

В правой части нашего уравнения оказались два индекса-дроби. Первая из них характеризует изменение (или отличие) общего коэффициента смертности за счет различий именно смертности (повозрастной интенсив­ности смертности) при неизменной возрастной структуре (доли каждой возрастной группы в составе общей численности населения одинаковы в числителе и знаменателе). Второй индекс характеризует изменение (либо отличие) общего коэффициента смертности за счет изменения (или отли­чия) возрастной структуры населения. Отметим также, что сумма произве­дений возрастных коэффициентов смертности на доли соответствующих возрастных групп в численности населения () есть не что иное, как общий коэффициент смертности, и произведем соответствующие замены в знаменателе первой дроби и в числителе второй. Теперь система индексов получает законченный вид.

Для примера проанализируем динамику уровня смертности населения России за время между серединами 1990 и 1995 гг. (таблица 6.2). Все исходные данные заимствованы из Демографического ежегодника России.

Подставив в формулу числовые значения, получим:

В результате окончательно получаем:

,

где J^m — индекс динамики общего коэффициента смертности; J^mx — ин­декс изменения общего коэффициента смертности за счет интенсивности смертности; J^wx — индекс изменения общего коэффициента смертности за счет изменения возрастной структуры населения.

Общий вывод в итоге следующий. За период 1990—1995 гг. общий коэффициент смертности населения в России повысился на 33,9%, в том чис­ле на 26,5% — за счет действительного роста смертности и на 5,9% — за счет изменения (постарения) возрастной структуры населения. Таким образом, если нас интересует динамика уровня смертности, а не показателя (и чаще всего это именно так), то уровень смертности в России за рассматри­ваемый период времени повысился на 28%, а не на 34, как об этом можно судить по величине общего коэффициента смертности. Разница сущест­венная, и ею, вероятно, не стоит пренебрегать.

6.4. Методы стандартизации коэффициентов

Для применения индексного метода требуются данные о структурных элементах, от которых зависит величина общего коэффициента. К сожалению, необходимые данные не всегда имеются. В таком случае можно испо­льзовать так называемые методы стандартизации коэффициентов. В зави­симости от характера исходных данных, которыми располагает аналитик, используются обычно два метода стандартизации коэффициентов: прямой и косвенный.

Таблица 6.2

Расчет факторов изменения уровня смертности в

России в 1990—1995 гг.

Возрастные группы (лет)	Доля каждой возрастной группы в общей численности населения на середину 1990 г. (в долях единицы, )	Возрастные коэффициенты смертности (в промилле, )
0—4	0,0745	4,1	0,3055
5—9	0,0818	0,6	0,0491
10—14	0,0780	0,5	0,0390
15—19	0,0688	1,6	0,1101
20—24	0,0618	2,7	0,1669
25—29	0,0754	3,4	0,2564
30—34	0,0844	4,6	0,3882
35—39	0,0778	6,3	0,4901
40—44	0,0629	8,9	0,5598
45 —49	0,0607	12,3	0,7466
50—54	0,0687	17,1	1,1748
55—59	0,0506	21,4	1,0828
60—64	0,0574	29,7	1,7048
65—69	0,0346	39,2	1,3563
70—74	0,0217	51,3	1,1132
75—79	0,0222	78,2	1,7360
80—84	0,0123	123,2	1,5154
85 и старше	0,0064	214,4	1,3722
Итого	1,0000		14,1672

6.4.1. Прямой метод стандартизации

Если в распоряжении исследователя имеются возрастные коэффициенты смертности, но неизвестны данные о возрастной структуре сравнивае­мых населений, то индексный метод применить невозможно. В таком слу­чае можно использовать прямой метод стандартизации. В принципе этот метод очень схож с индексным методом. Разница лишь в том, что неизвест­ные данные о фактической возрастной структуре населений (как правило, отличной друг от друга) заменяются произвольно выбранной структурой другого населения (одного для всех сравниваемых населений). Таким пу­тем влияние различий возрастной структуры на величины общих коэффи­циентов устраняется (элиминируется), они искусственно (условно) приво­дятся к одинаковой возрастной структуре, которая принимается за стандарт (слово «стандарт» в данном случае, так же как и «стандартиза­ция», вряд ли можно признать удачным наименованием, но это уже очень старая всемирная традиция, и к ней привыкли все специалисты).

Вернемся снова к формуле общего коэффициента смертности в ее структурном выражении: т = т_xw_x,  где все условные обозначения те же, что и в предыдущем разделе (об индексном методе). Предположим, что мы хотим сравнить два или более общих коэффициента смертности и при этом установить, в какой степени различия между этими коэффициентами (в динамике или в статике) обусловлены различиями в уровнях смертности и в какой — различиями возрастных структур сравниваемых населений (или населения, если выясняется изменение уровня смертности одного и того же населения в динамике). При этом напомню, что по условию ни одна из возрастных структур нам не известна. Формула, приведенная в начале это­го абзаца, примет следующий вид: m^СТ = m_xw_x⁰, где т^СТ — стандартизован­ный общий коэффициент смертности; т_х, — фактические возрастные коэффициенты смертности; w_х⁰ — возрастная структура населения, принятого за стандарт (или, как говорят, «стандарт-населения»).

Рассмотрим теперь применение прямого метода стандартизации коэффициентов смертности на том же примере, который использовался для де­монстрации индексного метода в предыдущем параметре. Делаю это для того, чтобы можно было сравнить результаты применения разных методов для одной и той же цели (таблица 6.3).

Таблица 6.3

Стандартизация динамики общих коэффициентов смертности населения Рос­сии за 1990—1995 гг. прямым методом

Возрастные группы (лет)	Возрастные коэффициенты смертности mx, ‰	Возрастная структура населения Украины по переписи 1989 г., принятая за стандарт wx0, в долях единицы	mxwx0
1990	1995	1990	1995
0—4	3,9	4,1	0,0737	0,2874	0,3022
5—9	0,5	0,6	0,0718	0,0359	0,0431
10—14	0,4	0,5	0,0703	0,0281	0,0352
15—19	1,1	1,6	0,0690	0,0759	0,1104
20—24	1,7	2,7	0,0652	0,1108	0,1760
25—29	2,1	3,4	0,0769	0,1615	0,2615
30—34	2,7	4,6	0,0758	0,1819	0,3487
35—39	3,6	6,3	0,0727	0,2617	0,4580
40—44	5,0	8,9	0,0526	0,2630	0,4681
45 — 49	7,6	12,3	0,0626	0,4758	0,7700
50—54	10,3	17,1	0,0720	0,7416	1,2312
55—59	15,2	21,4	0,0574	0,8725	1,2284
60—64	22,0	29,7	0,0628	1,3816	1,8652
65—69	29,6	39,2	0,0393	1,1633	1,5406
70—74	45,7	51,3	0,0275	1,2568	1,4108
75—79	71,6	78,2	0,0277	1,9833	2,1661
80—84	114,4	123,2	0,0150	1,7160	1,8480
85 и старше	201,8	214,4	0,0077	1,5539	1,6509
Итого	11,2	15,0	1,0000	12,5510	15,9144

Теперь вычислим индексы динамики общих коэффициентов смертности в России за 1990 — 1995 гг. Индекс динамики фактических общих коэф­фициентов уже известен из предыдущего раздела. Он равен:

Индекс динамики стандартизованных коэффициентов смертности будет иным:

Хотя по условию задачи нам не известна возрастная структура на начало и конец изучаемого периода, мы можем узнать ее влияние на динамику общего коэффициента смертности. Для этого вспомним взаимосвязь трех индексов динамики общего коэффициента смертности из предыдущего раздела: J^m = J^mx x J^wx, т.е. индекс динамики фактических общих коэффи­циентов смертности равен произведению двух индексов, первый из кото­рых характеризует изменение величины общего коэффициента смертности за счет действительного изменения смертности, а второй индекс — измене­ние той же величины общего коэффициента смертности за счет изменения возрастной структуры населения. Таким образом, по двум известным элементам вышеприведенного уравнения взаимосвязи трех индексов нетруд­но определить третий индекс:

. Отсюда: 1,339/1,268 = 1,056.

Окончательный вывод: уровень смертности населения в России увеличился за 1990—1995 гг. на 26,8% (а не на 33,9%, как свидетельствует изме­нение общего коэффициента смертности), а еще 5,6% роста — результат изменения (постарения) возрастной структуры населения. Полученные прямым методом стандартизации коэффициентов результаты несколько отличаются от аналогичных результатов, полученных с помощью индекс­ного метода. Это результат грубости расчетов, их приблизительности. Но все же различия невелики.

6.4.2. Косвенный метод стандартизации

Если в распоряжении исследователя имеются данные о возрастной структуре сравниваемых совокупностей населения, но неизвестны возрастные коэффициенты смертности и нет исходных данных для их расчета, то можно произвести стандартизацию коэффициентов косвенным мето­дом. В этом случае за стандарт принимаются возрастные коэффициенты какого-либо населения, которые можно найти в статистических справочниках.

При этом методе стандартизация производится косвенно, т.е. мы задаемся вопросом, каким было бы общее число умерших, если бы возрастные коэффициенты смертности во всех сравниваемых группах были бы одинаковыми и именно такими как в стандарт-населении (т.е. в населении, принятом за стандарт). Это рассуждение можно выразить в виде формулы: M = åМ_х = åP_x m_x, или, если эту формулу пересказать словами, она означа­ет, что общее число умерших  M равно сумме умерших во всех возрастных группах åМ_x, которая, в свою очередь, может быть представлена в виде суммы произведений численности населения каждой возрастной группы на соответствующий ей возрастной коэффициент смертности. По условию нам известны возрастные структуры сравниваемых групп населения, но неизвестны их возрастные коэффициенты смертности. Поэтому заменяем неизвестные возрастные фактические коэффициенты смертности произво­льно подобранными (из справочника, относящимися к любому населению, о котором мы все же априори знаем, что его повозрастная смертность не слишком отличается от смертности в сравниваемых населениях). Исполь­зуя возрастные коэффициенты смертности населения, принятого за стан­дарт, получаем так называемые условные числа умерших, т. е. числа умерших, какими они были бы при условии, что повозрастная смертность во всех сравниваемых группах населения одинакова и такая, как в населении, принятом за стандарт. В виде формулы это можно изобразить таким обра­зом: М⁰ = åP_x х т_х⁰, где M⁰ ¾ условное число умерших, Р_х — фактические возрастные структуры сравниваемых населений, и т_х⁰ ¾ возрастные коэф­фициенты смертности населения, принятые за стандарт. Сравнивая за­тем фактическое число умерших в каждом населении с соответствующим этому населению условным числом умерших, получаем индекс, показыва­ющий, насколько фактическая повозрастная смертность в сравниваемом населении (или группе населения) отличается от смертности стандарт-на­селения. Умножая этот индекс на общий коэффициент смертности стан­дарт-населения (т⁰), получаем в итоге стандартизованный коэффициент смертности для каждого сравниваемого населения. Окончательно наши рассуждения удобно выразить следующей формулой:

                                      (6.8)

где т^CТ — стандартизованный общий коэффициент смертности; Р_х — возрастные группы сравниваемого населения; М — общее число умерших в сравниваемом населении; т_х⁰ — возрастные коэффициенты смертности населения, принятого за стандарт, и т⁰ — общий коэффициент смертности населения, принятого за стандарт.

Но расчет самих стандартизованных коэффициентов смертности для проведения сравнений уровней смертности на самом деле вовсе не обязателен. Это, скорее всего, лишь дань привычке, уступка нашему желанию уви­деть коэффициенты смертности в привычном виде. Однако эта привычка не безобидна, так как заставляет некоторых аналитиков трактовать величи­ну стандартизованного коэффициента аналогично фактической. В этом случае нередко рассуждают так: «Фактические коэффициенты измеряют процесс неправильно, потому что их величина зависит от особенностей возрастной структуры. А стандартизованные коэффициенты (их величина) отражают уровень демографического процесса правильно, потому что они свободны от влияния возрастной структуры». Между тем величина стан­дартизованного коэффициента вовсе не характеризует уровень смертно­сти. Сама по себе она — условна, самостоятельного значения не имеет ни­какого (ведь она во многом зависит от особенностей возрастной структуры стандарт-населения).

Поэтому вполне можно ограничиться расчетом индексов, выражающих соотношение фактических и условных чисел умерших, с последующим сравнением между собой уже этих индексов. Представим это рассуждение в виде формулы:

J^mСТ                       (6.9)

где все условные обозначения известны из предыдущей формулы. От подобного упрощения расчет станет только точнее (за счет сокращения коли­чества округлений).

В качестве примера сравним уровни смертности мужского и женского населения России в 1995 г.[21] (таблица 6.4). Общие коэффициенты смертно­сти мужского и женского населения России в 1995 г. составили соответст­венно 16,9 и 13,3‰. Отсюда определяем, что уровень смертности мужчин выше, чем женщин, на 16,9/13,3 = 1,271, т.е. на 27,1%. Это немало, но с та­кой разницей можно было бы согласиться. Однако мы догадываемся, что именно в силу более высокой продолжительности жизни женщин по срав­нению с мужчинами их возрастная структура в среднем старше аналогич­ной структуры мужского населения. Стандартизация коэффициентов смертности позволяет устранить (элиминировать) влияние различий возра­стной структуры мужского и женского населения на величину общих ко­эффициентов смертности, так сказать, уравнять их в этом отношении. Окончательный расчет по формуле будет таким:

J^mСТ ₌ 1197048 / 779467 х 1428193 / 1055541 = 1,536 х 1,353 = 2,078

Результат расчета показывает, что на самом деле смертность мужчин выше, чем смертность женщин, не на 27%, а в 2,1 раза. Это уже явно ничем не оправданная и нетерпимая разница в продолжительности жизни, имеющая далеко идущие и многообразные демографические и другие социаль­ные последствия.

В заключение этого раздела хочу обратить внимание на два очень важных обстоятельства, связанных с использованием методов стандартизации коэффициентов.

Во-первых, не существует какого-либо формализованного способа выбора (подбора) стандарт-населения. Это делается на основе опыта. Подбирается население — его параметры (возрастная структура при прямом ме­тоде стандартизации — или возрастные коэффициенты смертности — при косвенном методе), — о котором априори известно, что оно по этим параметрам схоже с теми населениями, уровни демографических процессов ко­торых (любых, не обязательно только смертности) сравниваются между собой. Если сравниваются населения с резко различающимися возрастны­ми структурами, то параметры стандарт-населения выбираются таким об­разом, чтобы они были средними между параметрами сравниваемых насе­лений (предполагаемых или известных за другие годы и т.п.).

Таблица 6.4

Стандартизация общих коэффициентов смертности мужского и

женского на­селения России в 1995 г. косвенным методом

Воз­растные группы (лет)	Численность населения на середину 1995 г. (тыс. человек) Рх	Возрастные коэффициенты смертности стандарт-населения в промилле mx0	Условное число умерших Рх  х  тх
Мужчины	Женщины	Мужчины	Женщины
0¾4	3892	3693	4,1	15957	15141
5—9	5856	5606	0,6	3514	3364
10—14	6059	5861	0,5	3030	2931
15—19	5525	5367	1,6	8840	8587
20—24	5275	5042	2,7	8440	8067
25—29	4896	4632	3,4	16646	15749
30—34	5728	5641	4,6	26349	25949
35—39	6396	6477	6,3	40295	40805
40¾44	5838	6081	8,9	51958	54121
45—49	4755	5134	12,3	58487	63148
50—54	2462	2888	17,1	42100	49385
55—59	4308	5460	21,4	92191	116844
60—64	2861	3965	29,7	84972	117761
65—69	2906	4764	39,2	113915	186749
70—74	1279	3298	51,3	65613	169187
75—79	600	1808	78,2	46920	141386
80—84	436	1629	123,2	53715	200693
85 и старше	217	974	214,4	46525	208826
Всего	69289	78320	15,0	779467	1428193

Во-вторых, считаю необходимым повторно предупредить читателя о том, что сама по себе величина стандартизованных коэффициентов носит условный характер, зависит от выбранного стандарта (стандарт-населе­ния), поэтому она не имеет никакого самостоятельного значения. Име­ет значение только разница между стандартизованными коэффициента­ми, которая в идеале остается неизменной при любом стандарте (небольшая разница в результатах может быть следствием грубости расче­та, округлений цифр либо не очень удачного выбора стандарт-населения, если оно по своим характеристикам очень сильно отличается от сравнивае­мых населений).

6.5. Вероятностные таблицы смертности (чаще

       называемые просто таблицами смертности)

Это самый совершенный инструмент для анализа состояния и тенденций уровня смертности. Они 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.

Показатели (колонки) таблиц смертности:

l_x — числа доживающих до возраста «х» лет;

d_x — числа умирающих в возрасте «х» лет (т.е. в возрастном интервале от «х» до «х + 1»);

q_x — вероятность умереть в возрасте «х» (т.е. в возрастном интервале от «х» до «х + 1»);

р_х — вероятность для доживших до возраста «х» дожить и до следующе­го года возраста «х + 1»;

L_x — числа живущих в возрасте «x» (в возрастном интервале от «х» до «х + 1»;

Т_х — числа живущих в возрасте «х» лет и старше (число человеко-лет предстоящей жизни для данного поколения);

е₀ — средняя ожидаемая продолжительность жизни для новорожденных;

е_х — средняя ожидаемая продолжительность жизни для достигших возраста «х».

В таблицах смертности принимают первоначальную численность поколения (число родившихся, основание или корень таблицы смертности) не­изменной во времени и равной единице и прослеживают, как с переходом от возраста к возрасту, от 0 до предельного возраста (100 лет или 100 с небольшим) первоначальная совокупность поколения родившихся убывает в результате смерти от 1 до 0.

Отсюда следует, что в таблицах смертности все числа, кроме числа родившихся, равного 1, меньше 1, т. е. дроби. Чтобы избежать большого количества дробных чисел, число родившихся (основание таблицы) в практических расчетах принимают равным 100000 или 10000, в зависимости от желаемой значности (точности) расчетов. Но не менее 10000.

Различают таблицы полные и краткие. В полных таблицах возрастные интервалы равны одному году, в кратких — пяти годам. Целесообразно рассмотреть взаимосвязи показателей таблиц смертности на примере полных таблиц. В них с переходом от возраста «х» к возрасту «х + 1» число до­живающих l_x будет последовательно уменьшаться на величину числа умирающих в возрасте «х», т.е. d_x. Математически эта связь выглядит следующим образом:

L_x+1 = l_x – d_x                                       (6.5.1)

Если проследить эту последовательность (порядок) вымирания поколения, начиная с основания таблицы смертности, то она будет выглядеть следу­ющим образом: l₀ = 1 или 10000 или чаще 100000 – d₀  = l₁ – d₁ = l₂ – d₂  = l₃   и т.д. В общем виде эту последовательность можно записать так: l_x+1  =  l_x – d_x (для полных таблиц) и l_х+п = l_x – d_x+n,  где п — длина возрастного интервала.

Каждый родившийся рано или поздно умирает, и в конечном счете чис­ло умерших (из каждого поколения, численность которых мы определили заранее) составит l₀, т. е. число родившихся, или

где w –1 — предельный возраст, до которого доживает последний человек из поколения родившихся.

Формула (6.5.1) может быть использована в различных перестановках, к примеру:

l_x =  l_x+1 +  d_x;   d_x = l_x – l_x+1,   и    т.д.

Вероятность смерти в возрасте «х» (в возрастном интервале от «х» до «х+1») ¾ q_x — определяется в соответствии с правилами теории вероятностей как отношение числа умирающих в возрасте «х» – d_x к числу дожива­ющих до этого возраста, т.е. l_z. В виде формулы эта связь выглядит так:

                                     (6.5.2)

Из формулы хорошо видно, что вероятность смерти q_x можно интерпре­тировать и как долю умирающих в возрасте «х» из числа доживающих до начала возрастного интервала «х».

Напротив, вероятность дожития до возраста «х + 1» — р_х для тех, кто до­жил до возраста «х» (до начала возрастного интервала «х»), будет определяться как отношение числа доживающих до возраста «х + 1» к числу до­живших до возраста «х» (до начала возрастного интервала «х»). Запишем эту связь в виде формулы:

                       (6.5.3)

Отсюда можно так же, как и в предыдущей формуле, видеть, что вероятность дожития есть не что иное, как доля переживающих возраст «х» из числа доживающих до его начала.

Формулы (6.5.2) и (6.5.3) так же, как и (6.5.1), используются в виде различных преобразований, например: l_x+1 = l_xр_х;   d_x = l_xq_xb   и  т. д.

Поскольку мы рассматриваем смертность, то в пределах одного возрастного интервала возможна только единственная альтернатива: либо пере­жить этот интервал и благополучно отметить следующий день рождения, либо, увы, не дожить до него. Иначе говоря, сумма вероятностей дожития до следующего возраста либо умереть, не дожив до него, равна единице, что можно изобразить в виде формулы:

q_x + р_х = 1.                       (6.5.4)

Эта простейшая формула оказывается, однако, очень полезной, так как, зная одну из двух вероятностей, всегда легко найти вторую (вычитанием из единицы).

Начав прослеживать закономерное уменьшение чисел доживающих с основания таблицы смертности, замечаем вскоре, что: l₁  =  l₀p₀.

Если основание таблицы l₀ = 1, то, естественно, l₀ в формуле можно опу­стить, и она примет вид: l₁  = р₀.

Далее, следуя той же логике: l₂ = l₁p₁. Подставим вместо l₁  его значение из предыдущей формулы (l₁ = р₀). Получим: l₂ = р₀ p₁. Затем: l₃  = l₂р₂ = p₀p₁p₂  и  т.д. Отсюда, кстати, видно, что число доживающих — нечто иное, как произведение вероятностей дожития, или, иначе говоря, оно само — тоже вероятность, вероятность для новорожденного дожить до возраста «х». В обобщенном виде эту связь можно записать и так:

l_x = p₀p₁p₃  x  ………. x  p_x-1.     (6.5.5)

Поскольку в практических расчетах основание таблицы смертности принимается равным не 1, а 10000 и чаще всего 100000, то l₀ опускать не приходится и формула (6.5.5) выражается в следующем виде:

l_x = l₀p₀p₁p₂p₃  x ………. x   p_x-1. 

Здесь, пожалуй, самое время сказать, что в таблицах смертности нет ни одного доживающего или умирающего. Вообще — ни одного человека. Одна смерть в чистом виде. Одни вероятности и доли. В этом их большое преимущество перед другими измерителями уровня смертности, посколь­ку при отсутствии человека нет и зависимости показателей таблиц смерт­ности от возрастной структуры населения. Наименования «числа дожива­ющих», «числа умирающих» — опять же условные наименования, не более того.

Рис. 6.2. Вероятность умереть q_x для мужского и женского населения СССР, 1986—1987 гг.

Последовательность изменений чисел доживающих l_x графически представляет собой линию дожития, характеризующую порядок вымирания поколения. Чем ниже уровень смертности, чем большая доля ро­дившихся (поколения) доживает до старших возрастов, тем более выпуклой формы будет кривая дожития (см. рис.6.4).

Числа живущих. В таблицах смертности числа доживающих показывают долю остающихся в живых к началу каждого следующего года возра­ста, то есть к возрасту «x» лет остается в живых часть поколения l_x, к возра­сту «х + 1» — часть l_x+1,  и  т.д.

Однако на самом деле при переходе от одного возраста к следующему численность поколения убывает непрерывно, поэтому число живущих в возрасте «х» есть некоторая средняя величина между значениями чисел доживающих l_x и l_x+1. Если разбить каждый год возраста на предельно малые промежутки времени и с помощью дифференциального исчисления определить средние величины живущих в каждом таком мельчайшем интерва­ле, то изменение чисел живущих определяется путем интегрирования та­ких средних. В реальности интегрирование заменяется суммированием.

	dx

 

   

Рис. 6.3. Число умирающих d_x мужчин и женщин СССР,

1986—1987 гг.

На практике обычно мы не располагаем значениями чисел доживающих l_x, для более дробных возрастных интервалов, чем год. Поэтому для средних возрастов, в которых число доживающих изменяется почти пря­молинейно, число живущих рассчитывается как обычная средняя арифме­тическая величина из двух чисел доживающих, на начало и конец возраст­ного интервала, т. е.:

                           (6.5.6)

На тех же участках кривой дожития, где ее кривизна значительна, число живущих определяют по формуле, учитывающей эту кривизну:

                                   (6.5.7)

где d_x — число умирающих в таблицах смертности; т_х — возрастные коэффициенты смертности того же населения, для которого строились таблицы смертности.

Обычно по формуле (6.5.7) рассчитывают число живущих для всех уча­стков кривой дожития, кроме самых первых детских возрастов, для которых используются специальные формулы (мы познакомимся с ними позд­нее, при построении краткой таблицы смертности).

Средняя ожидаемая продолжительность жизни. Число живущих можно трактовать также и как число человеко-лет, прожитых всем поколением родившихся в интервале возраста «x». Тогда, следовательно,

Рис. 6.4. Линии дожития l_x мужского и женского населения СССР, 1926—1927, 1958—1959, 1986—1987 гг.

поколе­ние родившихся l₀ проживет на первом году жизни (т.е. в возрасте 0 лет) L₀  лет, на 2-м году — L_i   лет, на 3-м — l₂  лет  и т.д.,  а всего:

          (6.5.8)

где Т₀ — число человеко-лет, которое предстоит прожить данному поколению родившихся.

Если эту сумму человеко-лет разделить на первоначальную численность поколения, т.е. на число родившихся l₀, то получим очень важный социальный показатель, который называется показателем средней ожидае­мой продолжительности жизни.

Средняя ожидаемая продолжительность предстоящей жизни[22] — это число лет, которое проживет один человек в среднем из данного поколения родившихся при условии, что на всем протяжении жизни это­го поколения смертность в каждой возрастной группе будет оставать­ся неизменной на уровне расчетного периода.

Продолжительность предстоящей жизни рассчитывается для новорожденных (или иначе говорят — ожидаемая продолжительность жизни при рождении) и для достигших некоторого возраста «х».

В виде формул расчет обеих средних можно представить следующим образом.

Для новорожденных:

                        (6.5.9)

Поскольку при расчете средней продолжительности предстоящей жизни для новорожденных основание таблицы смертности l₀ = 1, его можно опустить, и окончательно этот показатель выражается в виде суммы чисел живущих в жизненном интервале от рождения поколения до его полного исчезновения.

Для людей, достигших определенного возраста «x», расчет отличается лишь тем, что число доживающих до возраста «х», в знаменателе дроби уже меньше 1 и его опускать нельзя.

                                     (6.5.10)

6.6. Расчет кратких таблиц смертности

Для анализа состояния и тенденций уровня смертности чаще всего бывает достаточным использование кратких таблиц смертности, т.е. по пяти­летним возрастным интервалам. Для их построения необходимо распола­гать пятилетними возрастными коэффициентами смертности или данными для расчета таких коэффициентов. Обычно достаточно рассчитать лишь одну колонку таблиц, l_x , q_x или p_x , а все остальные колонки, кроме L_x , рас­считываются на основе взаимосвязей показателей таблиц смертности, представленных выше.

Для перехода от возрастных коэффициентов смертности т_х к вероятностям смерти q_x используется обычно одна из двух формул:

                                        (6.5.11)

                                           (6.5.12)

где q_x — вероятность смерти в возрасте «х»; т_х — возрастной коэффициент смертности; n — длина возрастного интервала.

Все остальные формулы показаны выше.

Построим для примера краткие таблицы смертности мужского населения России за 1995 г. и рассмотрим алгоритм расчета (см. таблицу 6.5).

1 . Из двух методов расчета по формулам (6.5.10) и (6.5.1 1) выберем вто­рой метод — по показательной функции, потому, что она лучше, чем пер­вая, учитывает кривизну изменения чисел доживающих l_x. При этом вмес­то колонки вероятностей смерти q_x будем рассчитывать колонку ее дополнения до единицы, т.е. вероятность дожития до следующего возраста, p_x. Таким путем мы избежим большого числа вычитаний из единицы.

2. Но сначала нужно возрастные коэффициенты смертности разделить на 1000 (т.е. перевести их из промилле в доли единицы) и перемножить на длину соответствующих возрастных интервалов. Для первого возрастного интервала 0 лет множитель будет равен 1, для второго — 1 — 4 года — 4, для остальных интервалов — 5.

3. Затем, возводя основание натурального логарифма «е» в отрицательную степень, равную произведению возрастного коэффициента смертно­сти на длину возрастного интервала, находим значения колонки вероятно­стей дожития p_x (колонка 3 в таблице 6.5).

4. Следующая колонка — чисел доживающих «l_x». Первое значение числа доживающих для возраста 0 лет — основание таблицы смертности 100000 (константа, которую всегда нужно помнить). Умножив 100000 на число доживающих p₀, получаем число доживающих l₁, умножив l₁ на p₁, получаем l₂, и так — все значения колонки чисел доживающих до возраста «85 лет и старше».

5. Затем рассчитываем значения колонки d_x как разность между соседними числами доживающих, т.е. 100000 – l₀ = d₀; l₁ – l₂ = d₁, и   т.д.

6. Далее рассчитываем числа живущих. Для всех возрастных интервалов, кроме первых двух ранних детских, числа живущих рассчитываются по формуле L_x = dx / т_х.  Для первых двух возрастных интервалов — 0 и1—4 — числа живущих определяются иначе ввиду резкой кривизны изменения линии дожития на этом участке. Так число живущих в возрасте 0 лет определяется уравнением L₀ ⁼ l₀  - 2 / 3d_x . Число живущих в следующем детском возрастном интервале 1—4 года определяется из следующего уравнения ₄L₁  = 1,704l₁ + 2,533l₅ - 0,237l₁₀. Число живущих в так называемом открытом возрастном интервале — 85 лет и старше — определяется по формуле L₈₅₊ = l₈₅ / m₈₅₊.  Поскольку все дожившие до 85 лет раньше или по­зже умрут после этого возраста, d₈₅₊ = l₈₅.

Таблица 6.5

Расчет таблиц смертности мужского населения

России в 1995 году

Возрастные группы (лет)	тх (в долях единицы)			lx	dx
А	1	2	3	4	5
0	0,0205	0,0205	0,97971	100000	2029
1 — 4	0,0012	0,0048	0,99521	97971	469
5—9	0,0007	0,0035	0,99651	97502	341
10—14	0,0007	0,0035	0,99651	97,161	339
15—19	0,0024	0,0120	0,98807	96822	1155
20—24	0,0043	0,0215	0,97873	95667	2035
25—29	0,0054	0,0270	0,97336	93632	2494
30—34	0,0074	0,0370	0,96368	91138	3310
35—39	0,0100	0,0500	0,95123	87828	4283
40—44	0,0141	0,0705	0,93193	83545	5687
45—49	0,0193	0,0965	0,90801	77858	7162
50—54	0,0273	0,1365	0,87241	70696	9021
55—59	0,0340	0,170	0,84366	61675	9642
60—64	0,0471	0,2355	0,79018	52033	10917
65—69	0,0613	0,3065	0,73602	41116	10854
70—74	0,0779	0,3895	0,67740	30262	9763
75—79	0,1091	0,5455	0,57955	20499	8619
80—84	0,1555	0,7775	0,45955	11880	6420
85 и старше	0,2252			5460

Таблицы 6.5 (продолжение)

Возрастные группы (лет)	Lx	Tx	ex	exоф	Разность ех – ехоф
А	6	7	8	9	10
0	98647	5817496	58,17	58,27	-0,10
1—4	390888	5718849	58,37	58,49	-0,12
5—9	487143	5327961	54,64	54,78	-0,14
10—14	484286	4840818	49,82	49,97	-0,15
15—19	481250	4356532	45,00	45,12	-0,12
20—24	473256	3875282	40,51	40,64	-0,13
25—29	461852	3402026	36,33	36,48	-0,15
30—34	447297	2940174	32,26	32,40	-0,14
35—39	428300	2492877	28,38	28,51	-0,13
40—44	403333	2064577	24,71	24,85	-0,14
45—49	371088	1661244	21,34	21,47	-0,13
50—54	330440	1290156	18,25	18,43	-0,18
55—59	283588	959716	15,56	15,70	-0,14
60—64	231783	676128	12,99	13,13	-0,14
65—69	177064	444345	10,81	10,79	+0,02
70—74	125327	267281	8,83	8,74	+0,09
75—79	79001	141954	6,92	6,96	-0,04
80—84	41286	62953	5,30	5,47	-0,17
85 и старше	21667	21667	3,97	4,23	-0,26

7. Значения колонки чисел живущих в возрастах старше «x» - Т_х  — получаются суммированием чисел живущих  L_x с последовательным наращиванием суммы от конца ряда к началу.

8. Теперь путем деления чисел живущих в возрасте «х» лет и старше — T_x — на соответствующие числа доживающих — l_x — определяется сред­няя ожидаемая продолжительность предстоящей жизни — е_x (колонка 8).

9. В колонке 9 показаны значения средней продолжительности жизни для всех возрастов, рассчитанные Госкомстатом России, а в колонке 10 — разность между значениями средней продолжительности жизни, рассчитанными нами по кратким таблицам смертности и сотрудниками госстати­стики — по полным таблицам. Как видим, разница невелика, можно даже сказать — несущественна.

6.7. Уровень средней ожидаемой продолжительности

       жизни в России и его динамика

По данным Госкомстата России, средняя продолжительность жизни в стране в 1997 г. составила у мужчин 60,89 года, у женщин — 72,75 года. После резкого падения этого показателя в первой половине 90-х гг. — у мужчин почти на 6,2 года, у женщин — на 3,1 года, — в последние два года продолжительность жизни начала увеличиваться, и довольно быстро. Только затри года, 1995—1997, она увеличилась на 3,3 года у мужчин и на 1,6 года у женщин. Возможно, это не кратковременное колебание волны, а начало новой тенденции, свидетельство преодоления нашим народом шокового состояния и адаптации его к новым экономическим и социальным реалиям жизни. Но все же средняя продолжительность жизни нашего населения остается относительно низкой по сравнению с большинством эконо­мически развитых стран и даже ряда развивающихся (см. таблицу 6.6).

В 1995 г. из 196 стран, по которым ООН рассчитывает среднюю продол­жительность жизни (или получает данные из стран), Россия занимала 140-е место по продолжительности жизни мужчин и 100-е место — по продолжительности жизни женщин. Такое отставание нельзя оправдать никакими «объективными» причинами.

Таблица 6.6

Средняя ожидаемая продолжительность предстоящей жизни

населения (для новорожденных) в России и отдельных странах мира в 1997 году

Страны	Коэффициент младенческой смертности, ‰	Средняя продолжительность жизни  e0	Разность (лет)
Мужчины	Женщины
Россия	17,2	60,89	72,75	11,86
Япония	4,1	76,80	83,16	6,36
Швеция	3,9	76,42	81,89	5,47
Израиль	8,3	76,34	80,18	3,84
Франция	5,8	74,44	82,53	8,09
Великобритания	6,0	74,40	79,78	6,68
Германия	5,3	73,64	80,16	6,52
Коста-Рика	13,32	73,41	78,36	4,95
Тайвань	6,7	73,28	79,30	6,02
Куба	8,0	73,17	77,97	4,80
США	6,6	72,25	79,49	6,74
Чили	10,8	71,69	78,22	6,53
Аргентина	19,7	70,67	78,12	7,45
Южная Корея	8,0	70,01	77,69	7,68
Китай	47,6	68,07	70,64	2,57
Вьетнам	37,2	65,03	69,86	4,83
Индия	65,5	61,68	63,18	1,50
Украина	21,9	59,93	71,91	11,98

6.8. Средняя интервальная продолжительность

предстоящей жизни

Средняя продолжительность жизни для новорожденных и для достигших любого возраста «х» является наилучшим показателем для характери­стики уровня и динамики смертности. Ее главным достоинством является независимость от возрастной структуры населения. Однако и у нее есть не­достаток. Она зависит от возрастной структуры самой смертности. К при­меру, в 1997 г. средняя продолжительность жизни мужского населения в Латвии и Узбекистане была почти одинаковой, соответственно, 60,8 и 60,7 года. Но одновременно уровень младенческой смертности в Узбекистане почти в 4 раза превышал аналогичный уровень в Латвии (соответственно, 70,5 и 17,7). В то же время по таблицам смертности известно, что в стар­ших возрастных группах уровень смертности в Узбекистане значительно ниже, чем в Латвии. То есть хотя средняя продолжительность жизни для новорожденных в целом мало различается в Латвии и Узбекистане, ее величина в разных возрастных группах может сильно различаться. Кроме того, величина средней продолжительности жизни для новорожденных в немалой степени зависит от того, как статистики определяют число живущих в самых старших возрастах. Поэтому представляется полезным рас­считывать так называемую интервальную продолжительность предсто­ящей жизни, т.е. продолжительность жизни в ограниченном снизу и сверху возрастном интервале. Такая продолжительность жизни зависит только от распределения чисел живущих в исследуемом возрастном интерва­ле и не подвержена влиянию никаких других структурных факторов. Поэ­тому возможности сопоставимости такого показателя значительно лучше, чем обычной средней продолжительности жизни для новорожденных или для достигших некоторого возраста «x».

Рассчитывается интервальная продолжительность жизни довольно просто, в двух вариантах: 1) для новорожденных и 2) для достигших некоторого возраста «х».

Сначала посмотрим формулу в общем виде, для любого интервала:

                                                  (6.8.1)

где _x+nе_х — средняя ожидаемая продолжительность предстоящей жизни в интервале «x+n»; Т_х — число человеко-лет предстоящей жизни поколения в возрасте «х» и старше; Т_х+п — число человеко-лет предстоящей жизни поколения в возрасте «x+n» и старше; п — длина возрастного интервала (может быть любым по произволу исследователя).

Иногда публикуются только три колонки таблиц смертности: l_x, q_x, и е_х, по которым невозможно рассчитать колонки L_x и Т_х. Тогда можно определить Т_х из соотношения  e_x = T_s / l_x,  преобразовав его так: Т_x  = l_x е_х.

Теперь рассмотрим два вида формул интервальной продолжительности жизни, о которых говорилось выше, для новорожденных и для достигших возраста «x». Отличие первой формулы от второй состоит лишь в знаменателе дроби формулы (6.8.1). При расчете интервальной продолжительно­сти жизни для новорожденных в знаменателе показателя любых выделен­ных интервалов находится одно и то же число l₀ — основание таблицы. Поэтому показатели интервальной продолжительности жизни любых вы­деленных возрастных интервалов могут суммироваться и в итоге дают об­щую среднюю продолжительность жизни. Показатели же интервальной продолжительности жизни для достигших определенного возраста подоб­ным свойством не обладают, поскольку у них в знаменателе дроби разные числа доживающих, числа доживающих до начала каждого возрастного интервала (с увеличением возраста эти числа последовательно уменьша­ются). Посмотрим, как работает показатель средней интервальной продол­жительности предстоящей жизни на примерах, выделив ряд возрастных интервалов.

Рассмотрим для примера динамику средней продолжительности жизни мужского населения СССР за десятилетие 1958—1970 гг. (см. таблицу 6.7).

Таблица 6.7

Средняя ожидаемая продолжительность жизни

мужского населения СССР в отдельных возрастных интервалах

в 1958—1959 и 1969—1970 гг.

Годы	Всего ex	в том числе в возрастных интервалах (лет)
0—14	15—29	30—44	45—59	60—74	75 и ст.

Для новорожденных

1958—1959	64,4	14,1	13,7	13,1	11,7	8,3	3,5
1969—1970	64,4	14,4	14,2	13,3	11,7	8,0	2,8
Разность	0,0	+0,3	+0,5	+0,2	0,0	-0,3	-0,7

Для достигших начала каждого возрастного интервала

1958—1959	64,4	14,1	14,8	14,6	13,9	12,0	8,9
1969—1970	64,4	14,4	14,8	14,5	13,8	11,7	8,0
Разность	0,0	+0,3	0,0	-0,1	-0,1	-0,3	-0,9

За указанное десятилетие средняя ожидаемая продолжительность предстоящей жизни для новорожденных мужчин в СССР вроде бы не изменилась. Как и 10 лет назад, она составляла 64,4 года (другое дело, хорошо ли это. Хорошо было бы, если бы она устойчиво росла). Однако дифферен­циация общей величины средней продолжительности жизни по возраст­ным интервалам обнаруживает противоречивую и не совсем благоприят­ную динамику средней продолжительности жизни. В младших возрастах она выросла, в старших — сократилась. Ее стабильность, вернее, стагна­ция, которая тоже признак негативный, оказывается на поверку иллюзор­ной, результатом двух противоположных процессов. В последующие годы сокращение средней продолжительности жизни постепенно передвигалось от старших возрастов к младшим, пока не охватило все возрастные группы. Если бы специалисты и властные структуры вовремя разглядели неблаго­приятные симптомы снижения продолжительности жизни нашего народа, можно было бы своевременно начать разрабатывать меры социальной по­литики, направленные на преодоление нежелательных тенденций. Но время было упущено. Не только из-за безразличного отношения властей предержащих к этой стороне нашей жизни, но и по демографической не­грамотности всего общества (правда, одно с другим тесно связано. Демо­графическая неграмотность и порождает равнодушие к демографической проблеме. Ее просто не замечают).

6.9. Показатели смертности по причинам смерти

Изучение структуры уровня смертности по причинам смерти — необходимое условие в исследовании факторов смертности. Причины смерти связаны с условиями жизни и труда людей, с их образом жизни. Изучая структуру смертности по причинам смерти можно установить роль тех или иных природных и социальных факторов, объективных и субъективных, зависящих и не зависящих от воли отдельного человека.

Для характеристики уровня смертности по причинам смерти используются два основных типа показателей: общие и возрастные коэффициенты. Общий коэффициент смертности по причинам смерти рассчитывается как отношение числа умерших от определенной причины смерти к средней для данного периода времени (обычно год) численности населения. Поскольку сумма чисел умерших от отдельных причин смерти, естественно, равняет­ся общему числу умерших (от всех причин) и в знаменателе дроби при рас­чете общих коэффициентов смертности от отдельных причин смерти нахо­дится одна и та же численность населения, коэффициенты смертности по причинам смерти можно складывать. В итоге эта сумма равна общему ко­эффициенту смертности.

Ввиду того, что общие коэффициенты смертности, дифференцированные по множеству причин смерти, представляют собой очень малые числа, их выражают не в промилле, а в процентимилле (°/оооо), т.е. в расчете на сто тысяч человек. К сожалению, общие коэффициенты смертности по причинам смерти страдают теми же недостатками, что и не дифференцирован­ные общие коэффициенты, т.е. зависят от различий возрастной структуры населения. Поэтому их необходимо стандартизовать, чтобы избавить от влияния особенностей возрастной структуры. В последние годы Госком­стат России в своих демографических ежегодниках начал регулярно пуб­ликовать стандартизованные общие коэффициенты смертности по причи­нам смерти, которыми и надлежит пользоваться.

Изменения структуры уровня смертности по причинам смерти в нашей стране за последние 30 лет показаны в таблице 6.8. Показатели в таблице стандартизованы по возрастной структуре населения Госкомстатом Рос­сии (прямым методом), так что они сопоставимы и по полу, и в динамике.

Таблица 6.8

Структура смертности по причинам смерти в России (стандартизованные ко­эффициенты смертности по основным

классам причин смерти и их удельный вес в процентах к общему коэффициенту, записанному в процентимилле)

Основные классы причин смерти	Коэффициенты (на 100 000 жителей соответствующего пола)	Удельный вес умерших от данного класса причин смерти в общем числе умерших (в процентах)
1965	1985	1995	1965	1990	1995

Мужчины

Всего   умерших   от всех причин	1473,2	1807,9	2199,0	100,0	100,0	100,0
в том числе от:
болезней      системы кровообращения	648,5	950,7	1051,8	44,0	52,6	47,8
Новообразований	292,3	299,5	309,1	19,9	16,6	14,1
несчастных   случаев, отравлений и травм	180,0	239,6	394,7	12,2	13,2	18,0
болезней органов, ды­хания	136,0	157,3	142,2	9,2	8,7	6,5
болезней органов пищеварения	42,1	50,7	68,8	2,9	2,8	3,1
инфекционных и паразитарных болезней	69,7	30,5	38,0	4,7	1,7	1,7
всех прочих	104,6	79,6	194,4	7,1	4,4	8,8

Женщины

Всего   умерших   от всех причин	889,4	966,3	1060,9	100,0	100,0	100,0
в том числе от:
болезней системы кровообращения	504,4	634,0	633,2	56,7	65,6	59,7
Новообразований	160,8	136,9	142,3	18,1	14,2	13,4
несчастных  случаев, отравлений, и травм	41,4	60,8	93,6	4,7	6,3	8,8
болезней органов ды­хания	63,5	55,2	37,5	7,1	5,7	3,5
болезней органов пищеварения	21,7	22,5	30,7	2,4	2,3	2,9
инфекционных и паразитарных болезней	21,9	9,0	8,4	2,5	0,9	0,8
всех прочих	75,7	47,9	115,2	8,5	5,0	10,9

Если проследить динамику общего коэффициента смертности по Демо­графическому ежегоднику[23], где представлены сплошные динамические ряды коэффициентов смертности по причинам смерти, откуда и заимствованы данные таблицы 6.8, то можно увидеть, что уровень смертности в стране в 1965—1984 гг. Медленно увеличивался и у мужчин, и у женщин, затем немного снизился на короткое время в 1985—1987 гг., что в опреде­ленной степени связано с печально знаменитой лихой лигачевской антиал­когольной кампанией[24], а затем снова стал расти. В первой половине 1990-х гг. этот рост резко увеличился. И вновь, так же как и после антиалкоголь­ной кампании 1985 года, только с обратным знаком, это повышение — во­все не прямой результат социально-экономических реформ в нашей стране самих по себе (как это изображают коммунисты и их сторонники), а резу­льтат «адаптационного синдрома», психологической растерянности боль­шинства народа, оказавшегося в непривычной и неожиданной ситуации. В 1995—1997 гг. смертность начала снижаться. Думается, это начало новой, положительной тенденции, в которой государственные меры играют опре­деленную, но, возможно, не главную роль. Народ спасает себя сам.

Но вернемся к таблице 6.8 и рассмотрим изменение структуры смертно­сти по причинам смерти. Обращает на себя внимание то, что 80% всей смертности у мужчин и 82% у женщин приходится всего на три класса при­чин смерти из 17[25]. Это болезни системы кровообращения, новообразования, несчастные случаи, отравления и травмы. Следует заметить, что все эти причины в большой степени носят «поведенческий» характер, обу­словлены в значительной степени образом жизни людей, отношением лю­дей к своему здоровью, их самосохранительным поведением (о нем чуть позже). Здоровье и продолжительность жизни все в большей степени по сравнению с прошлыми эпохами начинает зависеть от воли и усилий самого человека, отдельной личности. Поэтому возрастает роль общественных наук, в частности социологии и психологии, особенно социальной психо­логии, в борьбе за увеличение средней продолжительности жизни народа. Чтобы оценить остроту проблемы уровня смертности    и    продолжитель­ности   жизни   населения   в   нашей   стране,

Таблица 6.9

Стандартизованные по возрасту показатели смертности

по причинам смерти в России и США в 1992 г.

(число умерших на 100 000 жителей)[26]

Причины смерти	Мужчины	Женщины
Россия	США	Индекс Россия США	Россия	США	Индекс Россия США
Число умерших от всех причин	1803,7	998,8	1,806	918,5	612,5	1,500
В том числе от:
болезней сердца	481,5	325,7	1,478	257,2	191,5	1,343
поражений сосудов мозга	288,3	51,2	5,631	225,3	45,4	4,963
злокачественных новообразований	309,4	248,9	1,243	138,3	163,5	0,846
В том числе от:
новообразований органов ды­хания	116,6	87,1	1,339	11,7	39,1	0,299
новообразований      молочной железы	—	—	—	21,0	30,6	0,686
пневмонии и гриппа	15,8	32,4	0,488	4,2	20,0	0,210
Хронических болезней печени и цирроза	25,8	15,1	1,709	13,9	6,4	2,172
дорожных и недорожных мототранспортных несчастных случаев	40,8	22,1	1,846	10,5	9,6	1,094
самоубийств и самоповреждений	55,8	19,9	2,804	10,9	4,6	2,370
убийств и повреждений, преднаме­ренно нанесенных другими лицами	36,4	15,3	2,379	9,7	4,0	2,425
Других внешних причин	159,2	24,9	6,394	36,8	9,6	3,833
всех прочих причин	390,7	243,3	1,606	211,7	157,9	1,341

представляется полезным сравнить показатели смертности по причинам смерти (конечно же, стандартизован­ные по возрасту) нашей страны с аналогичными показателями какой-нибудь другой страны, хотя бы такой, как США, в которой эти показатели да­леко не самые лучшие в мире. Но лучше, чем у нас (см. таблицу 6.9).

В целом уровень смертности в 1992 г. (думается, что данные таблицы 6.9 не перестали быть актуальными за «давностью» лет) в России был выше, чем в США в 1,8 раза у мужчин и в полтора раза — у женщин. От большинства причин уровень смертности в России также намного выше, чем в США. Особенно значительна разница в смертности от сосудистых поражений мозга. Наши мужчины умирают от этой причины в 5,6 раза чаще, чем американцы, женщины — в 5,0 раз. От болезней сердца наши мужчины умирают чаще, чем в США в 1,5 раза, женщины — в 1,3 раза, от хронических болезней печени и цирроза — соответственно в 1,7 и 2,2 раза (ка­кую-то роль здесь играют и злоупотребления алкоголем), от само­убийств — в 2,8 и 2,4 раза, от убийств — одинаково в 2,4 раза и у мужчин, и у женщин, от несчастных случаев, связанных с мототранспортом — в 1,8, но «всего» на 9,4% выше у женщин.

В то же время по некоторым причинам смерти наши данные выглядят более благополучно, чем американские. Так, смертность мужчин от пневмонии и гриппа у нас ниже, чем в США вдвое, а женщин — даже в 5 раз (что, вероятно, свидетельствует о способностях нашей массовой медицины эффективно бороться с эпидемиями). Смертность наших женщин от рака молочной железы ниже, чем в США, на треть, что также, возможно, является результатом профилактических мероприятий нашей медицины. Смерт­ность от злокачественных новообразований органов дыхания у наших мужчин выше, чем в США в 1,4 раза, но у женщин, напротив, ниже втрое, чем в США. Объяснений этому последнему замечательному феномену мне пока не удалось найти.

Наилучшую характеристику смертности дают возрастные коэффициенты смертности по причинам смерти. В принципе они рассчитываются так же, как и общие коэффициенты, но в пределах каждой отдельной возра­стной группы.

На базе возрастных коэффициентов смертности по причинам смерти строятся вероятностные таблицы смертности по причинам смерти, кото­рые используются как для анализа состояния и динамики уровня смертно­сти и продолжительности жизни, так и для ее прогноза. Таблицы смертно­сти по причинам смерти позволяют получить представление о том, насколько средняя продолжительность предстоящей жизни изменяется в результате изменения уровня смертности от определенной причины смер­ти или класса причин.

6.10. Социальный прогресс и изменение структуры

уровня смертности по причинам смерти

В течение тысячелетий человечество страдало и умирало от эпидемиче­ских Инфекционных заболеваний — чумы, холеры, оспы и других, опусто­шавших иногда целые страны. После промышленной революции, с нача­лом второй фазы демографического перехода улучшаются экономические и санитарные условия жизни населения, начинается снижение уровня смертности и одновременно изменяется ее структура по причинам смерти. Массовые инфекционные заболевания отступают, их доля в структуре смертности снижается до минимума, а их место занимают неинфекцион­ные хронические болезни, несчастные случаи и травмы. Возрастает роль профилактики здоровья, санитарных аспектов условий жизни и труда, воз­можности каждого отдельного человека сохранить свое здоровье или хотя бы отдалить приближение смерти. Отсюда возрастает роль социальных наук в изучении поведенческих аспектов смертности и продолжительно­сти жизни, в выработке рекомендаций по развитию здорового образа жиз­ни.

6.11. Факторы уровня смертности и средней

продолжительности жизни

На уровень смертности и продолжительности жизни населения оказывает влияние множество природных и социальных факторов. При этом нужно подчеркнуть, что природные факторы со времени возникновения человеческого общества, производства и культуры не доминируют над человечеством, так сказать, в «чистом виде», они опосредуются, изменяются социальными условиями. Человечество давно уже живет в природно-социальной среде, И его судьба во все большей степени зависит от его выбора.

Все основные факторы представляется целесообразным, с известной степенью условности, объединить в четыре группы (перечисленные в порядке их значимости: 1) уровень жизни народа; 2) эффективность служб здравоохранения; 3) санитарная культура общества; 4) экологическая сре­да.

1. Уровень жизни народа. Уровень жизни представляется мне главным фактором улучшения здоровья населения, снижения уровня смертно­сти и роста средней продолжительности жизни, потому что именно он со­здает условия (пространство) для развития всех остальных факторов роста общей и санитарной культуры, заботы о здоровье, для улучшения окружа­ющей среды и т.д. Бедность всему этому никак не способствует. Между тем подавляющее большинство нашего населения — бедное по современ­ным («западным») стандартам уровня жизни. К сожалению, мы толком не знаем, какой у нас уровень жизни и какими показателями его следует изме­рять. Советская социальная статистика для этой цели совершенно не при­годна, она насквозь лжива, и к тому же была почти полностью засекрече­на[27]. Однако по многим фрагментарным данным все же можно составить некоторое представление о том, что уровень жизни в нашей стране на про­тяжении десятков лет был крайне низким, на грани лишь простого воспро­изводства личности человека и его рабочей силы или даже ниже. Развитие же личности происходило во многом за счет отказа от самого необходимо­го, в том числе от отдыха, от приобретения эффективных медикаментов и платных услуг здравоохранения, от качественного питания и проч.

Одним из наиболее совершенных комплексных показателей, с помощью которого оценивается на международном уровне уровень и качество жизни, является так называемый «индекс развития человеческого потенци­ала» (или «индекс человеческого развития»), который представляет собой среднюю арифметическую величину из показателя валового внутреннего продукта на душу населения, уровня образования населения и средней продолжительности предстоящей жизни. Что касается душевого валового внутреннего продукта, то этот показатель может давать неправильное представление об уровне жизни, если не раскрываются статьи его расхо­дов. В советских, да и в постсоветских условиях сверхсекретности значите­льная часть внутреннего продукта тратится государством на огромные во­енные расходы, которые, однако, частично распределяются в бюджете по «мирным» статьям. То есть в наш уровень жизни могут входить и расходы на пушки вместо масла, и финансирование космических исследований, и т. п. Тем не менее, согласно данным Второго российского доклада (1996 г.), посвященного оценке уровня жизни в нашей стране и представленного в ООН, Россия по этому показателю в 1993 г. заняла 57-е место среди 174 стран мира[28], по которым этот индекс рассчитывается. В 1995 г. наша стра­на среди тех же 174 стран мира отодвинулась уже на 119 место[29]. Если учесть, что в мире насчитывается примерно 35 экономически развитых стран, то даже с учетом, вероятнее всего, завышенной оценки уровня жиз­ни, даваемой индексом ИРЧП, наша страна находится далеко за чертой, отделяющей экономически развитые страны от «развивающихся» (точнее, отсталых). Дополнительно к этому можно сравнить уровень жизни в Рос­сии и США по величине среднедушевого дохода в 1995 году. В США он оказывается выше, чем в России, в почти в 15 раз[30].

2. Эффективность здравоохранения. Если заглянуть в отечественный статистический справочник, увидим, что развитие нашего здравоохране­ния во все годы советской власти характеризовалось в основном показате­лями численности врачей и больничных коек, а также распределением их по специальностям и назначению. Вероятно, наше здравоохранение — единственная отрасль народного хозяйства или, во всяком случае, одна из немногих, деятельность которой оценивается не результатами, а затратами труда. По численности врачей и больничных коек мы давно уже «впереди планеты всей». Однако относительно низкий уровень и неблагоприятная динамика средней продолжительности жизни свидетельствуют о неэффективности здравоохранения. И это неудивительно, поскольку наше здраво­охранение — в прямом смысле бедное, десятилетиями оно содержится на голодном финансовом пайке у государства. Во всех экономически разви­тых странах на здравоохранение расходуются значительные средства из государственного бюджета, которые постоянно возрастают. Так, уже к 1990 г. в большинстве экономически развитых стран расходы на здравоох­ранение превышали 8% от валового внутреннего продукта. В России же в это время они составляли всего 3,3%[31]. Причем примерно на таком же уров­не эти расходы были и в бывшем СССР.

Составной частью проблемы низкого финансирования здравоохранения является очень низкая заработная плата занятых в этой отрасли. По данным за 1996 г. среднемесячная заработная плата работников здравоох­ранения, физической культуры и социального обеспечения (трудно объяс­нить обоснованность такого смешения) составляла 77% от аналогичной зарплаты в среднем по экономике страны. Ниже, чем в здравоохранении, заработная плата лишь у занятых в образовании, культуре и искусстве[32]. Тоже, кстати, чрезвычайно показательный симптом отношения нашего го­сударства к самым жизненно важным для него, для государства, отраслям народного хозяйства. Вряд ли можно всерьез ожидать большого стремле­ния врача к постоянному повышению своей квалификации при такой «нижайшей из низших» зарплате.

Вероятно, не меньшее значение, чем финансовое обеспечение здравоохранения, имеют его взаимоотношения с пациентом. В этом отношении организация нашего здравоохранения вряд ли значительно изменилась за последние 100 лет. По-прежнему она носит безличностный характер, т.е. врач в лечебном процессе не учитывает индивидуальности пациента, осо­бенностей его личности, рассматривает его как неодушевленный организм (растение). Такой подход в большой степени был оправданным в эпохи до начала демографического перехода, когда в структуре уровня смертности по причинам смерти преобладали инфекционные эпидемии, поражавшие людей без различия их социальных и индивидуальных свойств. Но теперь он совершенно неэффективен.

В постпереходный период, когда в структуре смертности по причинам смерти происходят кардинальные изменения, когда начинают преобладать хронические, в значительной степени индивидуализированные заболева­ния, медицина, вернее, здравоохранение также должно меняться в сторону большего учета характера пациента и особенностей его уникальной судь­бы. Требуется установление более долговременных, более личностных взаимоотношений между врачом и пациентом. Для этого необходимо разорвать крепостную приписку населения к районным поликлиникам, дать возможность гражданам выбирать для себя врача, которому они могли бы доверять. Введенная в нашей стране несколько лет назад система обязательного медицинского страхования, казалось бы, вполне может обеспечить возможность подобного выбора, а заодно и объективной оценки врачебной квалификации. Но, по всей видимости, такой функции эта система не вы­полняет. Она вновь являет собой бюрократическую процедуру. Лишь доба­вила гражданам заботы по периодическому переоформлению страховых полисов и необходимости не забывать брать их с собой, направляясь на прием к врачу.

В последние годы, по мере развития рыночных отношений в стране, расширяется платная кооперативная и частная медицина, которая в целом лучше относится к человеку, чем медицина казенная. Но... у наших людей в массе своей нет достаточных денег для того, чтобы пользоваться благами платной медицины. Виной тому нищенская заработная плата. Государство должно вернуть хотя бы часть денег, изымаемых из заработной платы трудящихся на «бесплатное» здравоохранение с тем, чтобы люди сами могли ими распорядиться.

3. Санитарная культура. Одним из важнейших социальных последствий изменения структуры смертности по причинам смерти является расту­щее значение санитарной культуры как одного из важнейших факторов поддержания здоровья и роста продолжительности жизни населения.

Коммунистический режим вопреки его внешне действительно прекрасным лозунгам оказался на деле антигуманным и бесчеловечным по отношению к большинству народа. Строительство нового общества осуществлялось многие десятилетия штурмовыми методами, на пределе напряжения сил. От людей требовалась самоотверженность и самоотречение ради осуществления идеи, отказ от жизни сегодняшней во имя жизни завтрашней, жизни для будущих поколений. В пропагандистском искусстве прославлялись нарушения норм техники безопасности, сверхурочный труд — все для того, чтобы сократить сроки производства, увеличить выра­ботку. Результатами были низкое качество продукции, высокий травма­тизм и поломки оборудования, гибель людей и утрата здоровья. Была реа­льно создана новая трудовая этика, в которой жизнь человека ценилась ниже машины. Подвиг из исключительного поступка был возведен в норму жизни, за соблюдение которой многие люди и платили своей жизнью, а некоторые — жизнью других. И многое из этой этики продолжает и сегодня укорачивать нашу жизнь. Как верно замечает известный российский демограф Владимир Михайлович Школьников, «российскому обществу и со­ветского, и постсоветского периода была (и остается до сих пор) свойственна глубоко деформированная система ценностей, в которой ценности здоровья и жизни отдельного человека занимают слишком незначительное место, чтобы они способны были мобилизовать необходимые экономиче­ские ресурсы и социальную энергию на свою защиту»[33].

Низкая культура потребления алкоголя, массовое курение, в том числе распространенное среди женщин и подростков, огромное число искусственных абортов вместо современных средств контрацепции, повсеместная грубость в отношениях между людьми, сквернословие, разнузданность мо­лодежи, пропаганда секса, насилия и жестокости средствами массовой ин­формации — все это важнейшие факторы, разрушающие здоровье нации и не способствующие росту средней продолжительности жизни (а также укреплению семьи и росту рождаемости).

4. Качество окружающей среды. Здесь тоже немало проблем, которые теперь уже достаточно хорошо известны (хотя почти каждый день мы узнаем о новых, вернее, старых экологических бедах, но долгое время тщатель­но скрываемых). Почти все они — следствие гипертрофированной военной экономики советского государства, в которой вопросам охраны окружаю­щей среды уделялось мало внимания (как и здравоохранению, жизненному уровню народа и всем остальным жизненно важным аспектам). По данным сети мониторинга загрязнения воздуха в городах Российской Федерации, функционирующего уже около трех десятилетий, загрязнение атмосферы промышленными отходами наблюдается почти во всех крупнейших про­мышленных городах России (различается лишь степень загрязнения, кото­рая, однако, всюду превышает предельно допустимые концентрации — ПДК). Концентрации вредных веществ в атмосфере превышают допусти­мые пределы в 5 раз в 150 городах России, в 10 раз — в 86 городах[34]. По дан­ным экологов, около половины населения России продолжают использо­вать для питья воду, не соответствующую гигиеническим требованиям по широкому спектру показателей качества воды. Почти все водоемы вблизи городов в той или иной степени загрязнены промышленными отходами в опасной для жизни и здоровья людей концентрации. Централизованным водоснабжением до сих пор пользуются лишь 68% сельских жителей Рос­сии (47% населенных пунктов)[35].

Можно привести еще немало других данных, свидетельствующих о плохом состоянии окружающей среды в России, но, думается, и этих достаточно, чтобы иметь представление о том «вкладе», который экология вно­сит в нашу смертность.

6.12. Самосохранительное поведение

Возрастающая роль поведенческих аспектов в борьбе за продолжитель­ность жизни нашла свое выражение и в исследовании факторов смертности и здоровья населения социологическими методами. По аналогии с опреде­лением репродуктивного поведения Самосохранительное поведение определяется как система действий и установок личности, направлен­ных на сохранение здоровья и продление жизни.

Впервые в нашей стране пилотажные исследования самосохранительного поведения начала проводить небольшая группа социологов и демо­графов под руководством проф. А.И. Антонова, сначала в Центре по изуче­нию проблем народонаселения (на экономическом факультете МГУ им. М.В. Ломоносова) в 1980—1983 гг., затем в Институте социологии АН СССР, в 1984—86 гг. (соответственно в другом составе исследовательской группы). Исследования проводились в Вильнюсе, Шауляе, Львове, Черно­вцах и других городах СССР. Всего было опрошено около 1500 человек, мужчин и женщин, среди которых люди моложе 30 лет составили 61%, а старше 50 лет — 13%. Более половины всех опрошенных составляли люди умственного труда. В качестве основных характеристик психологических установок к длительности жизни исследователи использовали фактически те же три показателя предпочтений, что и при изучении репродуктивного поведения, естественно в преломлении к актуальному предмету исследования: среднее идеальное, желаемое и ожидаемое число лет жизни. Ответы респондентов на вопрос об идеальной продолжительности жизни: «Како­ва, по вашему мнению, наилучшая продолжительность жизни?» — интерп­ретировались исследователями как характеристика представлений опра­шиваемых о наилучших сроках жизни людей вообще, каких-то других людей, а не их лично. Ответы о желаемой продолжительности жизни: «Если бы у вас была возможность выбора, то какое число лет жизни вы предпочли бы для себя при самых благоприятных условиях?» — трактова­лись как потребность в длительности жизни, желание жить. Наконец, ответ на вопрос об ожидаемой продолжительности жизни: «Как вы думаете, до какого примерно возраста вам удастся дожить?» — интерпретировался в качестве характеристики представлений респондентов о сроках жизни, ко­торых можно достичь в реальных обстоятельствах их жизни[36]. Все индика­торы предпочтений и ожиданий в отношении продолжительности жизни сопоставлялись с различными характеристиками респондентов. Было об­наружено, что мужчины в целом более пессимистично, чем женщины, оце­нивают свое здоровье. Как «хорошее» его оценили лишь 30% опрошенных мужчин в сравнении с 48% женщин, а доля тех, кто оценил свое здоровье как «плохое», среди мужчин оказалась в 2,5 раза больше, чем среди жен­щин. При этом из всех факторов, в наибольшей степени влияющих на здо­ровье, у мужчин на первом месте оказались «условия жизни» (41%), а важ­ность «усилий самого человека» в достижении хорошего здоровья отметили лишь 29%. У женщин такие мнения составили соответственно 28 и 39%[37]. Таким образом, женщины проявили более активную позицию по отношению к сохранению здоровья.

Исследования также выявили значительную часть людей, по мнению которых не стоит стремиться жить как можно дольше. Эта часть не так уж мала, по данным упомянутых исследований она составляет около 25%. Такая позиция мотивируется боязнью остаться беспомощным и одиноким в старости и болезни. Различие жизненных позиций нашло свое отражение и в показателях предпочтения лет жизни. У «пессимистов» (если можно их так, исключительно условно, назвать) желаемая продолжительность жизни (сколько лет хотелось бы прожить при самых благоприятных условиях) составила 68,6 года сравнительно с 81,1 года по ответам «оптимистов», кото­рые хотят жить дольше с тем, чтобы как можно больше в жизни испытать и как можно дольше не расставаться со своими близкими. Ожидаемая про­должительность жизни (до какого возраста вам удастся дожить) у первых составила 61,6 года, у вторых — 69,4 года. Внимание к сохранению своего здоровья также отражается в самосохранительных установках. Заботящие­ся о своем здоровье ожидают прожить 79 лет, не заботящиеся — 71 год[38].

К сожалению, исследования самосохранительного поведения были прерваны очень скоро после своего начала. Они не получили поддержки ни со стороны руководства учреждений, в которых проводились, ни со сторо­ны научного сообщества. Возможно, и сам А.И. Антонов утратил интерес к этой теме. Между тем ее вовсе нельзя считать исчерпанной или не представляющей научного интереса. По мнению того же А.И. Антонова, «оста­ются до сих пор неразработанными вопросы структуры самосохранитель­ного поведения личности, взаимосвязи ее элементов, классификации основных результатов такого поведения (позитивных и негативных с точки зрения здоровья), вопросы взаимосвязи результатов самосохранительного поведения индивидов с состоянием здоровья, заболеваемости и продолжи­тельности жизни различных групп населения, народонаселения страны в целом. Сегодня можно лишь говорить о постановке этой проблемы в рам­ках социологической демографии и социологии здоровья, поскольку в от­дельных дисциплинах, и прежде всего в психологии, имеются разрознен­ные попытки по измерению субъективной продолжительности жизни, т.е. того числа лет, которое собирается, надеется прожить опрашиваемый че­ловек»[39]. Остается надеяться, или даже, пожалуй, можно быть уверенным, что эта тема исследований еще найдет своих энтузиастов.

Тема 7

Естественный рост

и воспроизводство населения

Рост и воспроизводство населения определяются соотношением между числами родившихся и умерших или, иначе говоря, между уровнями рождаемости и смертности. Слово «естественный», как уже говорилось ранее, в данном случае носит условный характер, призвано обозначить именно это соотношение между рождаемостью и смертностью в отличие от изме­нений численности населения за счет миграционных процессов. Между ро­стом и воспроизводством населения существует сходство и взаимодействие. Но есть между этими понятиями и существенное различие. В частности, численность населения может еще долгое время продолжать расти, в то время как воспроизводство населения уже стало суженным (т.е. каждое последующее поколение численно меньше предыдущего). Такое положение объясняется тем, что возрастная структура несет в себе некоторый потенциал демографического роста.

Напротив, численность населения может продолжать убывать и при ре­жиме расширенного его воспроизводства (если доля репродуктивной части населения станет слишком малой по сравнению с долей пожилой его части. Тогда число родившихся даже при очень высоком уровне рождаемости не смогло бы компенсировать большое число умерших). И это объясняется все тем же потенциалом роста населения, который несет в себе возрастная струк­тура населения, но уже с отрицательным знаком (в алгебраическом смысле).

7.1. Общий коэффициент естественного прироста

Рост населения (или прирост, что фактически то же самое) характеризу­ется рядом показателей, самый простой из которых — уже известный из главы 4 общий коэффициент естественного прироста. Напомню, что этот коэффициент представляет собой отношение величины естественного прироста населения к его средней (чаще всего—среднегодовой) численности. Напомню также, что естественный прирост представляет собой разность между числом родившихся и умерших в одном и том же периоде времени (обычно в календарном году) или разность между общими коэффициента­ми рождаемости и смертности.

Коэффициент естественного прироста обладает всеми теми же достоинствами и недостатками, что и другие общие коэффициенты. Главный его недостаток — зависимость величины коэффициента и его динамики от особенностей возрастной структуры населения и ее изменений. Следует за­метить, что эта зависимость коэффициента естественного прироста от воз­растной структуры даже гораздо значительнее, чем других общих коэффи­циентов. Она как бы удваивается одновременным влиянием возрастной структуры на уровни рождаемости и смертности в противоположных на­правлениях. В самом деле, скажем, в относительно молодом населении, с высоким удельным весом молодежи от 20 до 35 лет (когда рождают первых и вторых детей, вероятность рождения которых и сегодня еще достаточно высока, а вероятность смерти в этих возрастах, напротив, невелика) даже при умеренном уровне рождаемости будет наблюдаться относительно высокое число рождений (за счет большого числа и удельного веса в общей численности населения молодых супружеских пар) и одновременно — по той же самой причине, вследствие молодой возрастной структуры — отно­сительно меньшее число смертей. Отсюда соответственно большей будет и разность между числом рождений и смертей, т.е. естественный прирост и коэффициент естественного прироста. Напротив, при сокращении уровня рождаемости и в результате этого сокращения — старении возрастной структуры — будет увеличиваться число умерших (при этом уровень смер­тности в каждой возрастной группе может оставаться неизменным или даже снижаться), и в конечном итоге будет сокращаться естественный при­рост населения и коэффициент естественного прироста. Именно последнее и происходит в нашей стране, так же как и в других экономически разви­тых странах с низкой рождаемостью.

Зависимость величины общего коэффициента естественного прироста от возрастной структуры населения необходимо учитывать в сравнитель­ном анализе при сопоставлении таких коэффициентов по странам или территориям с населениями, отличными друг от друга по характеру своего де­мографического развития и соответственно — по характеру своей возрастной структуры.

Одним из способов устранения этого недостатка, приведения сравнива­емых коэффициентов естественного прироста к сопоставимому виду, мо­гут служить уже известные читателю индексный метод и методы стандар­тизации общих коэффициентов. Рамки данного учебника не позволяют рассмотреть эти методы здесь (но с ними можно познакомиться в справоч­никах по статистике и в иной научной литературе[40]).

Другим способом повысить качество измерения уровня динамики насе­ления состоит в том, чтобы от естественного прироста перейти к исчисле­нию показателей воспроизводства населения. Достоинство этих показате­лей состоит в их независимости от структуры населения, прежде всего от половозрастной.

7.2. Показатели воспроизводства населения

Таких показателей несколько, из них два — брутто- и нетто-коэффициенты воспроизводства населения. В отличие от коэффициента естест­венного прироста эти показатели характеризуют изменение численности населения не за год, а за период времени, в течение которого родительское поколение замещается поколением своих детей. Поскольку замещение по­колений характеризуется соотношением уровней рождаемости и смертно­сти, а последняя существенно различается у мужского и женского полов, показатели воспроизводства населения рассчитываются раздельно для каждого пола, чаще для женского. Обычно при этом не принимается во внимание внешняя миграция населения, т.е. рассматривается так называемое закрытое население (условно не подверженное внешней миграции)[41].

Брутто-коэффициент воспроизводства населения рассчитывается так же, как суммарный коэффициент рождаемости, но в отличие от последнего, в расчете учитываются только девочки. В виде формулы расчет можно представить следующим образом:

                                  (7.2.1)

где r₁ — брутто-коэффициент воспроизводства населения; СКР — суммарный коэффициент рождаемости; d — доля девочек среди новорожден­ных.

Таким образом, брутто-коэффициент воспроизводства населения показывает число девочек, которое рожает в среднем одна женщина за всю свою жизнь. При этом предполагается, что никто из женщин и их дочерей не умирает до конца репродуктивного периода жизни (условно — до 50 лет). Очевидно, допущение об отсутствии смертности слишком нереально, чтобы брутто-коэффициент представлял какую-либо полезность для испо­льзования в аналитической работе. И действительно, в последние годы этот показатель фактически не используется. Если же учесть влияние смер­тности на степень воспроизводства населения, то переходим к нетто-коэффициенту населения[42]. Рассчитывается он по следующей формуле:

                                  (7.2.2)

где R₀ — нетто-коэффициент воспроизводства населения; F_x — возрастные коэффициенты рождаемости; ^FL_x — числа живущих женщин из таблиц смертности, которые и служат поправкой на смертность (или на дожитие до определенного возраста, что в данном случае одно и то же); l₀ — «ко­рень» таблицы смертности, равный 100000 или 10000, в зависимости от ее разрядности; d — доля девочек среди новорожденных; п — длина возрастного интервала (обычно либо 1, либо 5).

Традиционно коэффициент рассчитывается в среднем на одну женщину, поэтому в формуле присутствует множитель 0,001. Но возможен расчет и в среднем на 1000 женщин. Это, опять же, как и в случае с наименования­ми показателей воспроизводства населения, дело произвольного выбора пользователя.

Нетто-коэффициент воспроизводства населения характеризует замещение поколения матерей поколением их дочерей, но часто трактуется как показатель замещения поколений во всем населении (обоих полов вместе). Если этот коэффициент равен 1,0, это означает, что соотношение уровней рождаемости и смертности обеспечивает простое воспроизводство населе­ния через периоды времени, равные среднему возрасту матерей при рожде­нии дочерей. Этот средний возраст слабо варьирует прямо пропорциональ­но высоте уровня рождаемости в пределах между 25 и 30-ю годами. Если нетто-коэффициент больше или меньше 1,0, это означает соответственно расширенное воспроизводство населения (поколение детей численно боль­ше родительского) или суженное (поколение детей с учетом их дожития до среднего возраста родителей численно меньше родительского).

Средний возраст матерей при рождении дочерей (точнее говоря — при рождении дочерей, доживающих, в свою очередь, по меньшей мере до возраста своих матерей в момент их рождения. Но это условие так длинно произносится, что почти все, даже самые строгие специалисты, его опускают), называемый также длиной женского поколения, приближенно рассчиты­вается по формуле:

                      (7.2.3)

где Т — длина женского поколения (средний возраст матерей при рожде­нии дочерей); F_x — возрастные коэффициенты рождаемости; ^FL_x — числа живущих женщин из таблиц смертности; d — доля девочек среди новорожденных; х — возраст в начале возрастного интервала; п — длина возрастно­го интервала в годах.

Поскольку в приведенной выше формуле показатели длины возрастного интервала (п) и доли девочек среди новорожденных (d) входят в состав и числителя, и знаменателя дроби, их, очевидно, можно было бы сократить. Но практически оказывается, делать этого не нужно (без нужды увеличива­ется число граф в расчетной таблице).

Легко заметить, что в знаменателе выше приведенной формулы находится выражение нетто-коэффициента воспроизводства населения, а в це­лом формула выражает среднюю арифметическую величину из средних возрастов для каждого пятилетнего возрастного интервала, взвешенных по долям новорожденных девочек, доживающих до возраста своих матерей в момент их рождения.

Пример расчета нетто-коэффициента воспроизводства женского населения России за 1996 г. и среднего возраста матерей при рождении дочерей приведен в таблице 7.1.

Рассмотрим алгоритм расчета по его этапам:

1) выписываются из Демографического ежегодника России (М., 1997. С. 215) в графу 1 таблицы 7.1 возрастные коэффициенты рождаемости, при этом они преобразуются из промилле в доли единицы (путем деления каждого на 1000);

2) умножая каждый из возрастных коэффициентов рождаемости на долю девочек среди новорожденных (полагая ее при этом одинаковой во всех возрастных группах матерей), получаем возрастные коэффициенты рождаемости девочек, которые записываются в графу 2;

3) по таблицам смертности населения России за 1996 г. (См. Демографический ежегодник России. М., 1997. С. 250) определяются числа живу­щих в каждой возрастной группе как средняя арифметическая величина из двух смежных чисел доживающих, т.е.:

где ^FL_x — число живущих женщин, рассчитываемое по таблицам смертности; l_x и l_х+5 — числа доживающих до возрастов х и х+5 из тех же таблиц смертности.

Полученные таким способом числа живущих делятся на корень таблицы смертности l₀ (в данном случае он равен 100000) и заносятся в графу 3 таблицы 7.1;

5) возрастные коэффициенты рождаемости девочек из графы 2 перемно­жаются построчно на числа живущих женщин из графы 3 (т.е. таким образом вносится поправка на их дожитие до возраста матерей, в котором те родили данных дочерей). Результаты умножения записываются в графу 4;

6) показатели граф 1, 2, и 4 суммируются по вертикали, и суммы умножаются на 5 (на длину возрастных интервалов). В итоге получают в графе 1 суммарный коэффициент рождаемости СКР = 1,2805, или округленно 1,281; в графе 2 брутто-коэффициент воспроизводства населения, равный 0,625, а в графе 4 — нетто-коэффициент воспроизводства населения R₀ = 0,60535, или округленно 0,605.

Естественно, интересно сравнить полученные результаты с официальны­ми публикациями Госкомстата России, которые рассчитываются наиточней­шим образом на основе однолетних возрастных коэффициентов. Оказалось, что рассчитанный нами суммарный коэффициент рождаемости по России за 1996 год точно совпал по величине с рассчитанным Госкомстатом России — 1,281. Величина нетто-коэффициента разошлась с расчетами Госкомстата всего на 0,002. Такое расхождение можно считать несущественным.

Вернемся к таблице 7.1 и определим теперь средний возраст матерей при рождении дочерей — длину женского поколения. Для этого нужно:

7) перемножить построчно данные графы 4 на показатели возрастов в середине каждого пятилетнего возрастного интервала (в графе 5), и результаты этого умножения запишем в графу 6. После суммирования получен­ных произведений и умножения суммы на 5, получаем числитель дроби (15,1237), разделив который на нетто-коэффициент воспроизводства насе­ления (0,60535), получим показатель длины женского поколения в России 1996 года, равный 24,98 года (или с округлением — 25 лет).

Нетто-коэффициент воспроизводства населения дает возможность оценить состояние фактически существующего в каждый данный момент вре­мени режима воспроизводства населения (соотношения уровней рождаемости и смертности в их отвлечении от воздействия половозрастной структуры населения) с позиций его вероятного дальнейшего развития. Он характеризует не сегодняшнюю демографическую ситуацию, но ее предельное состояние в некотором будущем, если данный режим воспроизвод­ства будет оставаться неизменным. Иначе говоря, нетто-коэффициент яв­ляется инструментом оценки ситуации и прогноза ее будущих тенденций.

Таблица 7.1

Расчет нетто-коэффициента воспроизводства населения

России за 1996 г. и среднего возраста матерей при

рождении дочерей

Возрастные груп­пы (лет)	Fx/ 1000	Гр. 1 х х 0,488		(гр. 2 х гр. 3)	х + 0,5n	(х + 0,5п) х
А	1	2	3	4	5	6
15—19	0,0397	0,0194	0,97626	0,01894	17,5	0,33145
20—24	0,1064	0,0519	0,97189	0,05044	22,5	1,13490
25—29	0,0665	0,0325	0,96651	0,03141	27,5	0,86378
30—34	0,0303	0,0148	0,95983	0,01421	32,5	0,46183
35—39	0,0108	0,0053	0,95075	0,00504	37,5	0,18900
40—44	0,0023	0,0011	0,93762	0,00103	42,5	0,04378
45—49	0,0001	0,0000	0,91797	0,00000	47,5	0,00000
å =	0,2561	0,1250		0,12107		3,02474
x 5	1,2805	0,6250		0,60535		15,1237

На основе нетто-коэффициента и длины женского поколения можно определить так называемый истинный коэффициент естественного прироста населения, который характеризует прирост населения за каждый год, но, так же как и нетто-коэффициент, не зависит от особенностей возрастной структуры населения. Истинный коэффициент естественного приро­ста населения приближенно определяется по формуле, предложенной аме­риканским демографом Энсли Коулом в 1955 г.:

                          (7.2.4)

где r — истинный коэффициент естественного прироста населения; R₀ — нетто-коэффициент воспроизводства населения; Т — длина женского поколения (средний возраст матерей при рождении дочерей).

Определим для примера этот коэффициент для России 1996 года по данным таблицы 7.1.

 -(минус) 20,1 ‰.

Фактический коэффициент естественного прироста населения России в 1996 году был равен —5,3‰. Отсюда можно видеть, какую роль продолжает играть в росте нашего населения его возрастная структура и какой будет ежегодная убыль нашего населения, когда возрастная структура окончательно утратит свой потенциал демографического роста.

В 1996 г. интересный и простой метод для оценки воспроизводства населения был предложен российским демографом В.Н. Архангельским. Метод заключается в определении гипотетического уровня рождаемости, необходимого для обеспечения нулевого естественного прироста населе­ния в условиях реально имеющего место уровня смертности и реальной же возрастной структуры населения. Гипотетический уровень рождаемости в данном случае выражается суммарным коэффициентом рождаемости[43].

Предложенный метод проще показать на конкретном примере. Как изве­стно, естественный прирост равен нулю в случае равенства чисел родивших­ся и умерших (и соответственно, общих коэффициентов рождаемости и смер­тности). В 1996 году общий коэффициент смертности в России составил 14,2. Следовательно, для обеспечения нулевого прироста общий коэффициент рождаемости должен был бы быть таким же, т.е. 14,2. На самом же деле его величина в том же 1996 г. равнялась всего 8,9, или в 1,6 раза меньше. Поско­льку возрастная структура в данном случае принимается такой, какая она есть на самом деле, получается, что для того, чтобы общий коэффициент рождаемости равнялся общему коэффициенту смертности, нужно увеличить возрастные коэффициенты рождаемости и, в итоге, суммарный коэффициент рождаемости также в 1,6 раза по сравнению с фактическим.

Фактический суммарный коэффициент рождаемости в России в 1996 г. составил 1,281 ребенка (в расчете на одну женщину). Отсюда можем определить величину суммарного коэффициента рождаемости, который при нынешнем уровне смертности и нынешней возрастной структуре населе­ния мог бы обеспечить нулевой прирост населения нашей страны. Эта ве­личина должна составлять для условий 1996 г. 2,05. Не очень большая ве­личина, которая указывает на положительное (для условий 1996 г.) влияние возрастной структуры населения. Кстати, это положительное вли­яние возрастной структуры указывает и на подходящее время для активи­зации пронаталистской (т.е. направленной на стимулирование рождаемо­сти) демографической политики. Эффект мог бы быть достигнут с меньшими затратами.

Хотя описанный метод В.Н. Архангельского очень прост, он достаточно хорошо раскрывает масштабы задачи, которая стоит перед всем нашим обществом по преодолению демографического кризиса.

7.3. Соотношение уровней рождаемости

и смертности в динамике воспроизводства населения

Среди отечественных специалистов сегодня дискутируется вопрос о роли рождаемости и смертности в воспроизводстве населения страны последних лет. Какая проблема острее: низкая рождаемость или относительно высокая смертность? Какую проблему надо решать в первую очередь? Между тем от­вет на этот вопрос нетрудно, как мне представляется, получить с помощью уже известного нам индексного метода. Вернемся вновь к нетто-коэффициенту воспроизводства населения. Он является наилучшим показателем вос­производства населения именно потому, что складывается как соотношение лишь двух компонентов рождаемости и смертности. Другие факторы, преж­де всего возрастная структура населения, в формуле его расчета не присутст­вует. Отсюда с помощью простой системы индексов можно показать, в какой степени изменение величины нетто-коэффициента за какой-либо период вре­мени обусловлено изменением рождаемости, а в какой — смертности.

Рассмотрим изменение нетто-коэффициента воспроизводства населения России за период с 1986—1987 гг. по 1996 г. включительно. Выбор дан­ного периода обусловлен следующими обстоятельствами. Увеличиваясь с конца 1970-х гг., нетто-коэффициент достиг к 1986—1987 гг. максимума (1,038), а затем стал снижаться, достигнув в 1996 г. величины 0,603.

Построим систему индексов, характеризующих компоненты изменения нетто-коэффициента воспроизводства населения России за период с 1986—1987 по 1996 г., используя его стандартную формулу (7.2.2).

              (7.3.1)

Для расчета оказывается достаточным посчитать лишь один элемент уравнения (7.3.1), который представляет собой нетто-коэффициент при уровне возрастной рождаемости 1996 г. и смертности 1986—1987 гг. (т.е. при предположении о неизменности уровня смертности в десятилетии 1986—1996 гг.).

Обращаясь вновь к системе индексов (в правой крайней части уравнения 7.3.1), отметим, что первый из двух индексов характеризует изменение величины нетто-коэффициента за счет изменения рождаемости, второй — за счет изменения смертности.

Результаты расчетов представлены в таблице 7.2. При принятой нами гипотезе о неизменном уровне смертности 1986—1987 гг. и фактической рождаемости 1996 г. нетто-коэффициент воспроизводства населения составил бы в 1996 г. 0,606. Фактически же (т.е. при фактической смертности 1996 г.) он был равен 0,603. Уже из этой, прямо скажем, ничтожной разни­цы можно сделать вывод о роли повышения смертности в анализируемом нами десятилетии. Но доведем наш расчет до конца.

Таблица 7.2

Расчеты нетто-коэффициента воспроизводства

населения России при уровне рождаемости 1996 года и

различных гипотезах об уровне смертности

Возрастные группы (лет)	Возрастные коэффициенты рождаемости в 1996 г. Fx1996 / 1000	Пятилетние суммы чисел живущих женщин из таблиц смертности при различной величине средней ожидаемой продолжительности жизни при рождении	Fх  x  FLх
74,6 года (1986—1987 гг.)[44]	80,0 лет (типовые таблицы)[45]	гр. I x гp. 2	гр. I x гp. 3
А	1	2	3	4	5
15—19	0,0397	4,87499	4,97300	0,19354	0,19743
20—24	0,1064	4,86093	4,97066	0,51720	0,52888
25—29	0,0665	4,84498	4,96733	0,32219	0,33033
30—34	0,0303	4,82473	4,96272	0,14619	0,15037
35—39	0,0108	4,79593	4,95567	0,05180	0,05352
40—44	0,0023	4,75416	4,94329	0,01093	0,01137
45—49	0,0001	4,68913	4,91897	0,00047	0,00049
Итого				1,24232	1,27239
x 0,488	R0 =			0,60625	0,62093

Подставим известные и рассчитанные величины нетто-коэффициентов в систему индексов (7.3.1):

Вычитая полученные индексы из 1, и переведя результаты в проценты, определяем изменение нетто-коэффициента в структурном выражении:

-41,9% = -41,6% - 0,5%.

После корректировки получаем: -41,9% = - 41,4% - 0,5%.

Окончательный вывод: за рассматриваемый период 1986—1996 гг. нетто-коэффициент воспроизводства населения России сократился в целом на 41,9%, в том числе на 41,4% — за счет снижения рождаемости и на 0,5% — за счет роста смертности. Если принять общее снижение нетто-коэффициента за 100%, то 98,8% этого снижения обусловлено падением рож­даемости и лишь 1,2% — ростом смертности.

Теперь предположим, что средняя ожидаемая продолжительность жизни российских женщин вдруг поднялась бы до уже достигнутой в целом ряде передовых в этом отношении стран — до 80 лет (это уровень, достигнутый в странах Скандинавии, во Франции, превзойденный в Японии), но уровень рождаемости остался бы на уровне 1996 г. Тогда величина нетто-коэффициента составила бы 0,621 (графа 5 таблицы 7.2.), т.е. увеличи­лась бы всего на 3,0% по сравнению с фактической в 1996 г.

Из этого простого расчета можно видеть, что роль сегодняшней, не очень благополучной, смертности в нашей стране в изменениях воспроизводства населения весьма невелика. Этим я вовсе не хочу принизить значе­ние борьбы со смертью. Нет, конечно, социальное, экономическое, полити­ческое и проч. Значение этой борьбы бесспорно. Но демографическое значение оказывается ничтожным. Сегодня главным фактором, от которо­го всецело зависит демографическое будущее нашей страны, является рож­даемость.

Тема 8

Демографическое прогнозирование

Демографические прогнозы лежат в основе любого социального прогнозирования и планирования. В самом деле, что бы мы ни планировали на перспективу: развитие производства конкретных товаров или услуг, социа­льной структуры общества, включая ее структуру по размерам и составу семей, любые социальные процессы — во всех случаях, очевидно, нам прежде всего нужно будет узнать число и состав будущих участников этих социальных процессов по полу и возрасту, поскольку эти «параметры» лю­дей оказывают сильное влияние на характер и интенсивность их деятельности и, соответственно, на характер и интенсивность социальных процес­сов.

8.1. Прогнозирование общей численности населения

Как уже говорилось ранее, численность населения — наименее интересный показатель, во всяком случае для демографов. Как правило, он яв­ляется лишь пассивным итогом изменения структуры населения по самым различным параметрам. Вместе с тем прогноз общей численности населе­ния может представлять некоторый интерес, главным образом для оценки отдаленных последствий демографической ситуации, сложившейся к на­чалу прогнозного периода (т.е. периода, на который делается прогноз). Чаще всего в основу такого прогноза закладывается гипотеза о неизменном наблюдаемом или предполагаемом коэффициенте прироста населения. В таком случае численность населения изменяется в геометрической прогрессии по формуле:

                           (8.1)

где P_t — общая численность населения в конце прогнозного периода;   Р₀ — общая численность населения в начале прогнозного периода;   k — предполагаемый коэффициент прироста населения в прогнозном  периоде;   t — ве­личина прогнозного периода; е — основание натуральных логарифмов.

Для расчета достаточно использовать простейший калькулятор, желательно, имеющий функцию возведения в степень. Для примера определим, какой может оказаться численность населения России, скажем, через 30 лет, в начале 2027 г., при предположении, что наблюдавшийся в 1997 г. ко­эффициент общего прироста населения (-0,26%) останется неизменным на всем протяжении прогнозных лет (предположение безусловно нереальное, оно необходимо нам лишь для иллюстрации современного положения, его возможных перспектив). Численность населения нашей страны в начале 1997 г. составила 147502,4 тыс. человек. Подставим соответствующие дан­ные в формулу 8.1 и в результате получим:

P₂₀₂₇ = 147502,4 х e^-0,26x30 = 147502,4 x 0,92496 = 136 434,4 тыс. чел.

Можно ограничить прогноз расчетом процента, на который изменится прогнозируемая численность населения, т.е. возвести в степень е^-26х30, в результате чего получим уменьшение численности населения России за ближайшие 30 лет на 7,5% (1 - 0,92496), при условии, что принятый для прогноза параметр демографического развития — коэффициент общего прироста населения, равный в 1997 г. (-0,26%), останется неизменным на протяжении предстоящих 30 лет (предположение явно маловероятное).

Общий прирост населения, как нам уже известно, представляет собой сумму естественного и миграционного приростов. В 1997 г. общий при­рост населения России (-0,26%) был результатом суммирования отрицате­льного естественного прироста (-0,52%) и положительного миграционно­го прироста (0,26%), Вполне очевидно, что миграционный приток в нашу страну довольно быстро иссякнет. Он в основном состоит из русских, которые покидают бывшие союзные республики. Но, во-первых, число потен­циальных иммигрантов не бесконечно. Во-вторых, не все русские покинут независимые страны, бывшие союзные республики, которые для многих из них являются родиной и для которых они являются коренными жителями. Тем более, что Россия не очень гостеприимно встречает иммигрантов, в том числе и русских. Можно оценить вероятный объем притока иммигран­тов, но сейчас мы не будем этого делать.

Представляет интерес оценка численности населения нашей страны через 30 лет при гипотезе об отсутствии миграционного прироста. То есть вопрос можно сформулировать следующим образом: какой могла бы быть численность населения России к 2027 году, если бы она изменялась только за счет ныне наблюдаемого естественного прироста (-0,52%)? Формула расчета — та же (8. 1).

P₂₀₂₇ = 147502,4  х  е^-0,0052x30 = 147 502,4 x 0,8556 = 126 197,0 тыс. чел.

Однако коэффициент естественного прироста, как показано в предыдущей главе этого пособия, является алгебраической суммой режима воспро­изводства населения и его возрастной структуры. Влияние последней — преходяще, инерционно и имеет тенденцию постепенно приходить в соот­ветствие с режимом воспроизводства населения (который определяется со­отношением уровней рождаемости и смертности). Поэтому интересно оце­нить с помощью прогноза, какие последствия может иметь длительное сохранение нынешнего режима воспроизводства населения при предположении об отсутствии влияния возрастной структуры и миграции населе­ния. В этом случае численность населения изменялась бы в соответствии с «истинным» коэффициентом естественного прироста, составившим в 1996 г. (-20,1%о), и к 2027 г. она уменьшилась бы почти на половину (на 45,3%) и составила бы 80 708,5 тыс. человек.

Р₂₀₂₇  = 147 502,4 х е^-0,0201x30  =  80 708,5 тыс. человек.

Конечно, на самом деле такой прогноз нереален. Но лишь потому, что какой-то запас демографического потенциала роста в нашей возрастной структуре еще сохраняется. И миграционный прирост также какое-то вре­мя будет отчасти компенсировать «естественную» убыль нашего населе­ния.

С помощью той же формулы 8.1 можно, преобразовав ее, оценить каче­ство гипотез, примененных в прогнозах, выполненных другими исследова­телями. Например, по одному из вариантов прогноза численности населе­ния России, выполненному Госкомстатом РФ в 1997 г., численность населения убывает со 146 737 тыс. чел. в конце 1997 г. до 141 01 7 тыс. чел. в конце 2010 г.[46] Представляет интерес определить, какой среднегодовой темп общего прироста населения предполагается в этом варианте прогно­за. Легко преобразовать формулу 8.1 для решения данной задачи:

 

или -3,1%о или -0,31%

Отсюда можно видеть, что Госкомстат РФ заложил в прогноз до 2010 года несколько более высокие темпы убыли населения России по сравне­нию с теми, которые были зафиксированы в 1997 г. (-0,26%).

В отличие от вышеприведенного иллюстративного прогноза на практике прогнозы выполняются не с неизменным, а меняющимся в прогнозном периоде режимом воспроизводства населения. Об этом поговорим в конце данной главы.

8.2. Прогнозирование половозрастной

структуры населения

Как уже говорилось выше, прогноз общей численности населения имеет весьма ограниченное значение и мало информативен. Значительно большее значение, особенно для экономического и социального планирования, имеет прогноз будущего состава населения, в первую очередь по полу и возрасту. Технически такой прогноз несложен. Он производится методом так называе­мой «возрастной передвижки» (или «передвижки возрастов»). Метод состоит в том, что исходная численность и структура населения «передвигается» в будущее, уменьшаясь при этом за счет умерших (и уехавших) и пополняясь за счет родившихся (и приехавших). Следовательно, для прогноза исходны­ми данными служат численность и структура населения (обычно по переписи населения) и гипотезы относительно тенденций воспроизводства и миграции населения в прогнозном периоде. Передвижка осуществляется по времен­ным шагам, равным длине возрастной группы населения с таким расчетом, чтобы с каждым шагом прогноза оставшаяся в живых численность возраст­ной группы переходила в следующий (старший) возрастной интервал. Для этого численность каждой возрастной группы исходного населения (т.е. населения в начале прогнозного периода) умножается на коэффициент дожития до следующего возрастного интервала, который представляет собой соотношение двух смежных групп чисел живущих L_x из таблиц смертности, при­званных характеризовать предположительные тенденции смертности в про­гнозном периоде. Для каждого шага, в свою очередь, определяется гипотетическое число родившихся, которое добавляется в младшую возрастную группу (с поправкой на вероятность дожития новорожденных до конца первого возрастного интервала). На каждом следующем шаге прогноза вся расчетная процедура повторяется. Математически она выглядит следующим образом:

                      (8.2)

где Р_х+п — прогнозируемая численность населения в возрасте «x+n»; Р_х — исходная численность населения в возрасте «x»; п — длина возрастного интервала (и одновременно — длина прогнозного шага); L_х и L_х+n — числа живущих из таблиц смертности для двух смежных возрастных групп; МП_х — миграционный прирост соответствующего пола и возраста с положительным или отрицательным знаком.

Прогнозы делаются обычно в нескольких вариантах, один из кото­рых — при гипотезе неизменного режима воспроизводства населения, и ряд вариантов — при различных гипотезах о вероятных изменениях уров­ней рождаемости и смертности. В варианте с гипотезой о постоянстве ре­жима воспроизводства населения на всем протяжении прогнозного перио­да коэффициенты дожития и рождаемости неизменны для всего прогнозного периода. Очевидно, такой прогноз не может претендовать на предсказание будущей численности и состава населения (поскольку демо­графические процессы непрерывно меняются). Цель такого варианта про­гноза — оценить возможные последствия длительного сохранения факти­ческой демографической ситуации, на основе которой делается прогноз. И в этом качестве такой вариант прогноза совершенно необходим. Но наряду с ним необходимы и другие варианты прогнозов — при гипотезах о вероят­ных тенденциях демографических изменений.

Рассмотрим применение метода передвижки возрастов на примере про­гноза численности и половозрастной структуры населения России на 30 лет вперед, до 2027 г. Поскольку это — пример учебный, ограничимся вариантом прогноза при гипотезе неизменного режима воспроизводства населения. Исходная численность и половозрастная структура населения приняты на начало 1997 г.[47], правда, в десятилетних группировках (в целях экономии места. В практическом прогнозе такое огрубление возрастных группировок было бы неприемлемым. Обычно прогнозы выполняются в однолетней возрастной группировке либо в пятилетней).

Коэффициенты рождаемости приняты за 1996 г. (последний год, за который к моменту подготовки книги к печати имелись публикации о рожда­емости)[48]. То есть мы хотим посмотреть, как изменится население, если сло­жившийся уровень рождаемости больше не будет меняться (предположение, скорее всего, маловероятное). В отношении же смертно­сти принимаем более оптимистическую, чем в отношении рождаемости, гипотезу о ее снижении в течение прогнозного периода (такая гипотеза представляется, в отличие от рождаемости, вполне реальной). В соответствии с такой гипотезой воспользуемся типовыми таблицами смертности Э. Коула и П. Демени и позаимствуем из них числа живущих[49]. И для мужчин, и для женщин примем модель таблиц «Запад», уровень смертности для мужчин — № 21 (средняя ожидаемая продолжительность жизни для новорожденных 66,03 года), для женщин — № 24 (средняя ожидаемая про­должительность жизни для новорожденных 77,50 года). Возможно, показа­тели средней продолжительности жизни, избранные нами для прогноза, — чересчур оптимистичны. Однако для точности прогноза это обстоятельст­во не имеет большого значения, поскольку современная, в общем-то низ­кая, смертность мало влияет на уровень воспроизводства населения. По­следний почти всецело определяется рождаемостью. Результаты расчета представлены в таблицах 8.1 и 8.2.

Таблица 8.1

Иллюстративный прогноз численности и

половозрастной структуры населе­ния России до

2027 года методом возрастной передвижки

Возрастные группы (лет)	10Lx	Lx+n / Lx	Численность населения на начало года, тыс. человек
1997	2007	2017	2027
1	2	3	4	5	6	7

Мужчины

0—9	951130	0,98888	9151	8612	8079	6205
10—19	940555	0,98435	11753	9049	8516	7989
20—29	925838	0,97848	10294	11569	8908	8383
30—39	905916	0,96433	11816	10072	11320	8716
40—49	873603	0,92019	10889	10184	9713	10916
50—59	803879	0,81836	6635	10020	9372	8938
60—69	657866	0,61758	5762	5430	8200	7669
70—79	406286	0,33939	2097	3558	3353	5064
80—89	128276	0,07470	574	712	1208	1138
90—99	9582	0,00313	54	43	53	90
100 и ст.	30	0	2	0	0	0
Всего			69029	69249	68722	65108

Женщины

0—9	990075	0,99860	8717	8545	8015	6157
10—19	988688	0,99774	11394	8705	8533	8004
20—29	986449	0,99571	9791	11368	8685	8514
30—39	982221	0,98990	11827	9749	11319	8648
40—49	972299	0,97132	11567	11708	9651	11205
50—59	944416	0,92127	8193	11235	11372	9374
60—69	870062	0,76762	8639	7548	10351	10476
70—79	667877	0,52092	5462	6631	5794	7945
80—89	306030	0,13572	2255	2845	3454	3018
90—99	41535	0,00833	258	306	386	469
100 и ст.	346	0	5	2	3	3
Всего			78108	78643	77563	73813
Итого			147137	147892	146285	138921
в том числе население 60 лет и старше — тысяч человек,	25108	27075	32802	35872
процентов от общей численности	17,1	18,3	22,4	25,8

Расчет производится по следующим этапам:

1. Для передвижки десятилетних возрастных групп на десять лет вперед (и соответственно — в следующую десятилетнюю возрастную группу) не­обходимо определить коэффициенты дожития L_х+n / L_x. Поскольку возраст­ные группы приняты нами десятилетние, коэффициенты дожития также основаны на соотношении десятилетних сумм чисел живущих. Такие сум­мы можно получить либо прямым суммированием чисел живущих (в типо­вых таблицах Коула и Демени они приводятся в пятилетних группировках), либо гораздо проще — как разности между показателями тех же таблиц Т_х — суммами чисел живущих L_x в возрастах «х» и старше. Коэффи­циенты дожития записываются в графу 3 таблицы 8.1.

2. Численность населения каждой возрастной группы перемножается на соответствующий коэффициент дожития (в таблице 8.1, напротив, коэффициент дожития умножается на численность населения, т.е. гр. 3 на гр. 4, но от такой перестановки, получившейся для удобства расчета, суть дела, конечно же, не меняется), а результат умножения записывается в гра­фу 5 строкой ниже. Это и будет возрастная передвижка населения каждой возрастной группы на 10 лет вперед и соответственно в группу на 10 лет старше.

3. После передвижки всех возрастных групп на 10 лет вперед и старше, необходимо определить число родившихся за 10 будущих лет и, с корректировкой на смертность в течение этих ближайших 10 лет, — численность возрастной группы 0—9 лет. Для этого среднеарифметическую числен­ность женщин каждой возрастной 10-летней группы на начало 1997 и 2007 гг. нужно умножить на соответствующие по возрасту коэффициенты рож­даемости. Коэффициенты для этого выбираются прогнозистами произво­льно в соответствии с их предположениями о наиболее вероятных измене­ниях (или постоянстве) тенденций уровня рождаемости в прогнозном периоде (никаких способов определить эти тенденции «математически» не существует). Таким путем определяется предположительное число родившихся у женщин каждой возрастной группы. Суммированием их определя­ется общее число родившихся в предстоящие 10 лет.

Таблица 8.2

Иллюстративный прогноз числа рождений

в России в 1998—2026 гг.

Возрастные группы (лет)	Fх в долях единицы	10Fх	Среднее число женщин, тыс. человек	Гипотетическое число рожденных детей, тыс.
1997— 2006	2007— 2016	2017— 2026	1997— 2006	2007— 2016	2017— 2026
10—19	0,0272	0,272	10050	8619	8269	2734	2344	2249
20—29	0,1122	1,122	10580	10027	8600	11871	11250	9649
30—39	0,0264	0,264	10788	10534	9984	2848	2781	2636
40—49	0,0020	0,020	11638	10680	10428	233	214	209
Всего						17686	16589	12743
в том числе:
мальчиков						9055	8494	6524
девочек						8631	8095	6219
из них живых к концу десяти­летия:
мальчиков						8612	8079	6205
девочек						8545	8015	6157

4. Поскольку не все родившиеся доживут до конца десятилетия, необходимо ввести поправку на смертность и определить будущую численность населения в возрастной группе 0—9 лет. Поправкой служит средне­годовое число живущих L_x в зависимости от избранной возрастной группировки из таблиц смертности, т. е. при пятилетней группировке — сумма чисел живущих в возрастах от 0 до 4 лет включительно, деленная на 5, при десятилетней группировке — соответственно сумма чисел живущих lx в возрастах 0—9 лет, деленная на 10. Полученный результат записывает­ся в пустующую ячейку 0—9 лет со сдвигом в будущее на 10 лет. На следующем шаге вся процедура повторяется. Весь процесс, естественно, ускоря­ется в зависимости от используемой вычислительной техники.

Хотя представленный здесь в таблицах 8.1 и 8.2 прогноз носит учеб­но-иллюстративный характер, его результаты, как мне кажется, не лишены практического интереса. При сохранении нынешнего уровня рождаемости и значительного снижения смертности общая численность населения Рос­сии к 2027 г. сократится со 147 137 тыс. до 138921 тыс. человек, или на 8,2 млн. человек, или на 5,6%. При этом за первое десятилетие численность населения даже возрастет на 0,5%, а затем в следующие 20 лет сократится на 6,1%. Обращает на себя внимание, что уже после 2007 г. депопуляционный процесс в нашей стране заметно ускорится (при принятом нами предположении о сохранении неизменной нынешней демографической ситуации и даже ее некотором улучшении за счет снижения смертности). Это можно видеть и при анализе будущей возрастной структуры населения.

В начале 1997 г. доля жителей в возрасте 60 лет и старше в общей численности населения (так называемый индекс демографической старости) в целом по стране составляла 17,1%. По нашему прогнозу можно ожидать, что к 2007 г. этот индекс возрастет до 18,3% (т. е. всего на 1,2 процентных пункта), но к 2017 г. он увеличится уже до 22,4%, или на 4,1 пункта, а к 2027 г. — до 25,8%, или на 3,4 пункта. Соответственно у мужской части населения этот процент составит к 2027 г. 21,4%, у женской — 29,7%. Конеч­но, если прогноз осуществится в соответствии с принятыми нами условия­ми. Скорее всего, действительность окажется значительно хуже. Средняя ожидаемая продолжительность жизни вряд ли достигнет величины, зало­женной нами в прогноз, а рождаемость, наоборот, скорее всего, еще пони­зится. Пользуясь показанной стандартной методикой, любознательный чи­татель может просчитать любые иные варианты демографического развития.

8.3. Разработка гипотез о вероятных изменениях

демографических тенденций в прогнозном периоде

История демографических прогнозов насчитывает уже не одну сотню лет. Немало ученых — представителей разных наук — пытались отыскать некие «объективные законы роста населения»: биологические, математические, экономические и т.д. Эти «законы» пытались выводить из наблю­дений над закономерностями размножения животных и насекомых или эк­спериментируя с математическими моделями. Все эти попытки оказались безуспешными. Никакого автоматизма в росте населения (кроме его инер­ции) не существует. Он определяется законами социального поведения лю­дей, которое, в свою очередь, управляется законами общественной жизни. Поэтому лишь познание законов развития общества, взаимосвязи экономи­ческих, психологических, культурно-этнических и прочих социальных факторов, определяющих в определенные периоды времени демографиче­ские установки, планы, решения и действия тысяч и миллионов людей мо­жет приблизить прогнозистов к верному предвидению будущего демогра­фического развития.

Если некоторое предположение о вероятных тенденциях уровней брачности, рождаемости и смертности, миграции населения сформулировано, остальное — дело уже известной незамысловатой арифметики (передвиж­ки возрастов). Для определения будущих изменений рождаемости исполь­зуются результаты исследований репродуктивных установок, о которых говорилось в главе 5. Там же мною было высказано предположение, осно­ванное на итогах Всероссийской микропереписи населения 1994 г. о веро­ятном продолжении снижения уровня рождаемости.

Для определения вероятных будущих тенденций смертности суммируются экспертные оценки возможного снижения (или роста) смертности от конкретных причин (или классов причин) смерти. На основе этих оценок строятся гипотетические таблицы смертности, по которым затем рассчи­тываются необходимые для прогноза коэффициенты дожития. Но можно поступить и проще. Можно использовать таблицы смертности по ка­ким-либо странам, достигшим больших успехов в снижении смертности, чем наша страна, задавшись сроками, в которые мы могли бы достичь тех же успехов. Можно также использовать типовые таблицы смертности Коула и Демени, заимствовав из них соответствующие показатели. Так посту­пил, в частности, автор настоящей книги. Существуют (на Западе) и типо­вые таблицы смертности по причинам смерти. Вероятно, возможны и другие подходы. Важно при этом помнить, что точность прогноза опреде­ляется почти исключительно качеством гипотезы о тенденциях демогра­фического развития, а не сложностью математических формул.

Заключение

Ни один учебник, из известных мне, в том числе и зарубежных, не охва­тывает всех проблем или методов демографии. Не является исключением и настоящий учебник. Все же я надеюсь, что в нем нашли отражение основ­ные и наиболее острые проблемы нашей демографической ситуации, ожи­дающие грамотного вмешательства со стороны всех общественных наук. Многое из того, что осталось за пределами данной книги, читатель может найти в литературе, список который, также далеко не полный, приводится ниже.

Я думаю, что шансы демографического спасения нашей страны сегодня равны с шансами ее гибели. Все будет зависеть от того, как скоро наше об­щество осознает грозящую ему опасность демографического вырождения и объединится в усилиях по укреплению института семьи, повышению де­мографического потенциала. Времени остается мало, но, думаю, еще не поздно. Решающим условием для преодоления гибельных тенденций на­шего демографического развития будет, несомненно, всеобщее демогра­фическое образование страны.

Тысячи лет выдающиеся мыслители ломали голову в поисках так называемого смысла жизни, над вопросом: зачем мы приходим в этот мир? Де­мографы, я думаю, дают на этот вопрос простой и наилучший ответ: жизнь нужна лишь затем, чтобы прожить ее как можно лучше и передать эстафету жизни следующим поколениям.

Рекомендуемая литература

Демографический энциклопедический словарь. — М., 1985.

Народонаселение: энциклопедический словарь. — М., 1994.

Современная демография. Под ред. А.Я. Кваши и В.А. Ионцева. — М., 1995.

Население мира: демографический справочник. /Сост. В.А. Борисов. — М., 1989.

Всесоюзная перепись населения 1989 года. — М., 1987.

Антонов А.И. Социология рождаемости. — М., 1980.

Антонов А.И., Борисов В.А. Кризис семьи и пути его преодоления. /Препринт научного доклада. — М., 1990.

Антонов А.И., Медков В.М. Социология семьи. — М., 1996.

Архангельский В.Н. Воспроизводство населения России. — М., 1998.

Бедный М.С. Демографические факторы здоровья. — М., 1984.

Бедный М.С. Мальчик или девочка? (Медико-демографический анализ). Изд. 2-е, перераб. и дополн. — М., 1987.

Бестужев-Лада И.В. Нормативное социальное прогнозирование: возможные пути реализации целей общества. — М., 1987.

Белова В.А., Дарский Л.Е. Статистика мнений в изучении рождаемости. — М., 1972.

Бойко В.В. Рождаемость: социально-психологические аспекты. — М., 1985.

Борисов В.А. Перспективы рождаемости. — М., 1976.

Борисов В.А., Синельников А.Б. Брачность и рождаемость в России: демогра­фический анализ. — М., 1995.

Волков А.Г. Семья — объект демографии. — М., 1986.

Волков А.Г. Семья глазами демографа. — М., 1989.

Вопросы воспроизводства населения и демографической политики. /Отв. ред. В.А. Борисов. — М., 1982.

Воспроизводство населения и демографическая политика в СССР. /Отв. ред. Л.Л. Рыбаковский. — М., 1987.

Говако В.И. Студенческая семья. — М., 1988.

Городская и сельская семья. /Рук. авт. кол. В.М. Медков. — М., 1987.

Демографы думают, спорят, советуют. /Ред.-сост. Г.П. Киселева. — М., 1981.

Детность семьи: вчера, сегодня, завтра. /Ред.-сост. А.И. Антонов. — М., 1986.

Жизнедеятельность семьи: тенденции и проблемы. /Отв. ред. А.И. Антонов. — М., 1990.

Клупт М.А. Летопись жизни. — М., 1988.

Козлов В.И. Этническая демография. — М., 1977.

Котрикадзе Б.В., Синельников А.Б. Рождаемость в Грузинской ССР: тенденции и пути регулирования. — Тбилиси, 1990.

Меньшутин В.П. Помощь молодой семье (заметки психолога). — М., 1987.

Новосельский С.А. Смертность и продолжительность жизни в России. — Петрог­рад, 1916.

Переведенцев В.И. Молодая семья сегодня. — М., 1987.

Переведенцев В.И. Какие мы? Сколько нас? — М., 1989.

Рождаемость: известное и неизвестное. /Ред.-сост. П.П. Звидриньш. — М., 1983.

Рождаемость: социологические и демографические аспекты. /Отв. ред. В.А. Борисов. — М., 1988.

Семья и дети. /Под ред. А.И. Антонова. — М., 1982.

Семья и семейная политика в Псковской области. /Под ред. Н.В. Васильевой и В.Н. Архангельского. — Псков, 1994.

Синельников А.Б. Брачность и рождаемость в СССР. — М., 1989.

Сови А. Общая теория населения. Тт. 1—2. — М., 1977.

Социально-демографический портрет студента. /Рук. авт. кол. И.И. Елисеева. — М., 1986.

Томилин С.А. Демография и социальная гигиена. — М., 1973.

Урланис Б.Ц. Рост населения в Европе. — М., 1941.

Урланис Б.Ц. История одного поколения (социально-демографический очерк). — М., 1968.

Урланис Б.Ц. Проблемы динамики населения СССР. — М., 1974.

Урланис Б.Ц. Народонаселение: исследования, публицистика. — М., 1976.

Урланис Б.Ц. Эволюция продолжительности жизни. — М., 1978.

Урланис Б.Ц. Избранное. — М., 1985.

Харчев А.Г., Мацковский М.С. Современная семья и ее проблемы (социаль­но-демографическое исследование). — М., 1978.

Шелестов Д.К. Историческая демография. — М., 1987.

Шнейдерман Н.А. Откровенный разговор: рождаемость и меры ее регулирова­ния. — М., 1991.

Эченике В.Х. США: Демография и бизнес. Научно-аналитический обзор. — М., 1993.

Приложение

Программа курса «Демография»

Тема 1. Предмет, задачи и методы демографии

Население как объект изучения многих наук: демографии, политической экономии, социологии, психологии, этнографии, истории, медицины и др. Специфическое понятие населения в демографии. Население и обще­ство.

Предмет демографии: воспроизводство населения в его обществен­но-исторической обусловленности (или, иначе говоря, закономерности и законы воспроизводства населения). Воспроизводство населения как непрерывная смена поколений.

Демографические явления и процессы: рождаемость, смертность, брачность, разводимость, изменения половозрастной структуры населения. Два вида движения населения: естественное и механическое (миграция).

Задачи демографии: 1) изучение тенденций и факторов демографических процессов; 2) разработка демографических прогнозов; 3) разработка мер демографической политики.

Взаимосвязи демографических процессов со всеми другими общественными процессами. Демография как самостоятельная общественная наука, ее взаимосвязи с другими науками: политической экономией, стати­стикой, социологией, социальной психологией, историей, этнографией, математикой, социальной гигиеной, медицинской социологией др.

Методы демографии: статистические, математические, социологические. Отраслевая дифференциация внутри демографии, или демография как система демографических наук (научных отраслей). Отрасли демогра­фии: статистика населения (демографическая статистика), экономическая, математическая, историческая, этническая, медицинская, социологиче­ская.

Предмет социологической демографии — демографическое поведение семьи, личности, социальных групп.

Тема 2.  Источники информации о населении и

демографических процессах

Виды источников информации: переписи населения, текущий статистический учет, списки и регистры населения, выборочные и специальные обследования.

Переписи населения, их цели и основные принципы проведения, краткая история переписей населения в мире и в нашей стране.

Категории населения, учитываемого при переписях: наличное и постоянное. Дата переписи и момент счета населения («критический момент»). Использование выборочного метода при переписях населения.

Программа переписи населения, ее основные разделы и вопросы. Программа Всесоюзной переписи населения 1989 г., проект Всероссийской программы переписи населения 1999 г., их отличительные особенности. Микропереписи населения 1985 и 1994 гг., их особенности. Публикация итогов переписей населения.

Текущий статистический учет естественного движения населения, его программа и организация. Публикации статистических данных о движе­нии населения.

Выборочные и специальные демографические обследования. Изучение общественного мнения как источник демографической информации.

Тема 3. Численность и структура населения

Численность населения — моментный показатель. Значение учета адми­нистративно-территориальных границ и момента времени в сравнитель­ном анализе изменений численности населения.

Численность населения земного шара, частей света, крупнейших стран мира. Основные тенденции ее изменения в последние четыре десятилетия.

Структура населения по полу и возрасту. Показатели соотношения полов. Возрастные группы и контингенты. Половозрастные пирамиды, их построение и анализ. Взаимосвязь половозрастной структуры населения и демографических процессов. Половозрастная пирамида как летопись истории жизни народа на протяжении целого столетия. Влияние изменений половозрастной структуры населения на другие социальные структуры и процессы. Тенденции изменения половозрастной структуры населения в мире, России и других странах.

Демографическое старение населения: понятие, показатели, причины, демографические и социально-экономические последствия.

Структура населения по брачному и семейному состоянию. Показатели реального и условного поколений. Показатели брачного состояния. Анализ тенденций брачной структуры населения по материалам переписи.

Понятие семьи в демографии. Семья и домохозяйство. Изучение семьи в переписях населения. Тенденции и факторы изменения размеров и соста­ва семей в Российской Федерации и других странах.

Тема 4. Показатели естественного движения населения

Абсолютные и относительные показатели: целесообразность и границы применения. Средняя численность населения (среднее население). Общие и частные коэффициенты, их достоинства и недостатки. Повышение ана­литических возможностей общих коэффициентов движения населения с помощью индексного метода и методов стандартизации коэффициентов.

Тема 5. Рождаемость и репродуктивное поведение

Демографическое понятие рождаемости. Рождаемость и плодовитость. Плодовитость как фактор рождаемости. Общие и частные коэффициенты. Возрастные коэффициенты. Брачная и внебрачная рождаемость. Показате­ли рождаемости по очередности рождения детей у матери. Разложение коэффициента рождаемости по структурным и поведенческим компонентам. Индекс гипотетического минимума естественной рождаемости (ГМЕР) для определения роли поведенческих и структурных факторов в их совме­стном воздействии на фактический уровень рождаемости.

Тенденции уровня рождаемости в мире, в бывшем СССР, Российской Федерации, других странах, регионах, социальных и этнических группах населения. Демографический переход и демографическая революция. Факторы рождаемости. Методы изучения факторов рождаемости: статистические и социологические. Краткая история исследований факторов рождаемости в нашей стране.

Репродуктивное поведение, его понятие и структура. Репродуктивные ценности, потребности, установки, мотивы, нормы. Снижение рождаемо­сти до уровня массовой малодетности как результат изменения структуры социальных ценностей и норм в индустриальной культуре. Исследования репродуктивного поведения в нашей стране и за рубежом. Концепции, объясняющие причины массовой малодетности в современном индустриальном обществе.

Тема 6.   Смертность, средняя ожидаемая продолжительность

жизни, самосохранительное поведение

Демографическое понятие смертности. Основные показатели: общий и возрастные коэффициенты, коэффициенты по причинам смерти. Младенческая смертность: методы расчета, социальное значение показателей. Ве­роятностные таблицы смертности (дожития): основные показатели, их взаимосвязь, построение таблиц, практическое использование.

Средняя ожидаемая продолжительность жизни: понятие, методы расче­та, социальное значение показателя. Средняя ожидаемая продолжитель­ность жизни для новорожденных и для людей, достигших определенного возраста. Интервальная ожидаемая продолжительность жизни. Модальная продолжительность жизни.

Тенденции и факторы уровня смертности и средней продолжительности жизни в мире, в СССР, России и других странах. Региональные, этни­ческие, классовые и половые различия в продолжительности жизни, их факторы. Социальный прогресс и изменения структуры смертности по причинам смерти. Факторы и перспективы дальнейшего роста средней продолжительности жизни.

Самосохранительное поведение, его понятие и структура. Самосохранительное поведение как фактор продолжительности жизни. Целесооб­разность изучения самосохранительного поведения в исследованиях фак­торов продолжительности жизни. Исследования самосохранительного поведения в нашей стране и за рубежом.

Тема 7.  Естественный рост и воспроизводство населения

Рост и воспроизводство населения: связь и различие понятий. Коэффициент естественного прироста населения, его познавательное значение. Связь естественного прироста населения с его половозрастной структурой. Темпы роста и прироста населения. Определение суммарного коэффици­ента рождаемости, необходимого для обеспечения нулевого прироста на­селения.

Показатели воспроизводства населения: брутто- и нетто-коэффициенты, истинный коэффициент естественного прироста. Длина поколения. Прогностический характер показателей воспроизводства населения.

Демографический переход от экстенсивного к интенсивному типу воспроизводства населения как результат социального прогресса. Тенденции воспроизводства населения в мире, в СССР, России и других странах.

Тема 8. Демографическое прогнозирование

Роль демографических прогнозов в экономическом и социальном планировании. Взаимосвязь демографического и социально-экономического прогнозирования. Значение научного обоснования гипотез о наиболее вероятных будущих тенденциях демографических процессов для достоверности прогноза.

Простейшие методы прогноза общей численности населения и познавательное значение таких прогнозов. Прогнозирование половозрастной структуры населения. Определение будущего числа рождений. Использование данных социолого-демографических исследований репродуктивно­го поведения для прогнозирования рождаемости. Прогнозирование семей­ной структуры населения. Прогнозирование уровня смертности.

Демографические прогнозы ООН.

Распределение учебных часов по курсу «Демография»

Название темы	Число часов
Лекции	Семинары
1. Предмет, задачи и методы демографии	2	—
2. Источники информации о населении и демографических процессах	б	4
3. Численность и структура населения	8	4
4. Показатели естественного движения населения	2	2
5. Рождаемость и репродуктивное поведение	6	8
6. Смертность, средняя ожидаемая продолжительность жизни, самосохранительное поведение	4	8
7. Рост и воспроизводство населения	4	4
8. Демографическое прогнозирование	4	4
Итого	36	36
Всего	72 часа

Оглавление

Введение

Тема 1. Предмет, задачи и методы демографии

1.1. Краткая история становления демографии

1.2. Предмет демографии

1.3. Задачи демографии

1.4. Методы исследования в демографии

1.5. Специализация внутри демографии

Тема 2.  Источники информации о населении и демографических процессах

2.1. Переписи населения

2.2. Текущий статистический учет событий естественного движения населения

2.3. Текущие регистры (списки, картотеки) населения

2.4. Выборочные и специальные обследования

Тема З. Численность и структура населения

3.1. Численность населения

3.2. Структура населения по полу

3.3. Возрастная структура населения

3.4. Брачная структура населения

3.5 Семейная структура населения

3.6. Семья и домохозяйство

Тема 4. Общие коэффициенты естественного движения населения

Тема 5. Рождаемость и репродуктивное поведение

5.2. Возрастные коэффициенты рождаемости

5.3. Рождаемость и плодовитость

5.4. Графическое изображение возрастных коэффициентов рождаемости

5.5. Брачная и внебрачная рождаемость

5.6. Суммарный коэффициент рождаемости

5.7. Критическое значение итогового числа рожденных детей, соответствующее границе простого воспроизводства населения, в расчете на одну брачную пару (в среднем)

5.8. Демографическая типология семей по числу рожденных детей

5.9. Учет уровня смертности при оценке величины суммарного коэффициента рождаемости

5.10. Динамика уровня рождаемости в мире

5.11. Динамика уровня рождаемости в России, СССР и снова в России

5.12. Анализ динамики суммарных коэффициентов рождаемости, дифференцированных по очередности рождения детей у матери

5.13. Индекс гипотетического минимума естественной рождаемости (ГМЕР)

5.14. Краткая история исследований факторов рождаемости

5.15. Изучение репродуктивного поведения

5.16. Показатели репродуктивного поведения в переписях населения

5.17. Теория демографического перехода и интерпретация дифференциальной рождаемости

5.18. Исторические причины развития массовой малодетности семей

5.19. Демографические и социальные последствия длительного сохранения массовой малодетности российского общества

5.20. Социальная и демографическая политики: взаимосвязь и различия целей

Тема 6. Смертность, средняя ожидаемая продолжительность жизни, самосохранительное поведение

6.1. Возрастные коэффициенты смертности

6.2. Коэффициент младенческой смертности

6.3. Применение индексного метода в анализе динамики

общего коэффициента смертности

6.4. Методы стандартизации коэффициентов

6.5. Вероятностные таблицы смертности (чаще называемые просто таблицами смертности)

6.6. Расчет кратких таблиц смертности

6.7. Уровень средней ожидаемой продолжительности жизни

6.8. Средняя интервальная продолжительность предстоящей жизни

6.9. Показатели смертности по причинам смерти

6.10. Социальный прогресс и изменение структуры уровня смертности по причинам смерти

6.11. Факторы уровня смертности и средней продолжительности жизни

6.12. Самосохранительное поведение

Тема 7. Естественный рост и воспроизводство населения

7.1. Общий коэффициент естественного прироста

7.2. Показатели воспроизводства населения

7.3. Соотношение уровней рождаемости и смертности в динамике воспроизводства населения

Тема 8. Демографическое прогнозирование

8.1. Прогнозирование общей численности населения

8.2. Прогнозирование половозрастной структуры населения

8.3. Разработка гипотез о вероятных изменениях демографических тенденций в прогнозном периоде

Заключение

Рекомендуемая литература

Приложение (Программа курса «Демография»)

---

[1] Борисов В.А. Демография и социальная психология. М., 1970. С. 8; Социология: сло­варь-справочник. Т. 3, — М., 1991. С. 141—142; Энциклопедический социологический словарь. — М., 1995. С. 547—548; Народонаселение: энциклопедический словарь. — М., 1994. С. 384—386).

[2] Социальные ценности — явления и предметы, имеющие определенную общественную зна­чимость (положительную или отрицательную), вызывающие к себе определенное отношение окружающих людей. (Энциклопедический социологический словарь. — М., 1995. С. 872—873).

Социальные нормы — требования, предписания, пожелания и ожидания соответствую­щего поведения. Возникновение и функционирование социальных норм объективно обуслов­лено необходимостью в упорядочении общественных отношений. (Энциклопедический социологический словарь. — М., 1995. С. 454—456). «Репродуктивные нормы в качестве внешнего средства ориентации репродуктивного поведения личности представляют собой принципы и образцы поведения, связанные с рождением определенного числа детей и принятые в различ­ных социальных и социально-психологических группах. Нормы многодетности, среднедетности и малодетности способны превращаться в обычаи и традиции в связи с устойчивостью их в ряде поколений, с длительным сохранением даже после изменения вызвавших их обстоя­тельств и условий жизни». (Антонов А.И. Репродуктивное поведение //Народонаселение эн­циклопедический словарь. — М., 1994. С. 385).

[3] Потребность — ощущение недостатка в чем-либо, состояние, стимулирующее деятельность, направленную на восполнение этого недостатка, одна из отличительных черт всякой жизнедеятельности. Потребности могут испытывать организмы, индивиды, социальные группы, организации, предприятия, учреждения, общество в целом. Человеческие потребности бывают неосознанными (их называют влечениями) и осознанными. Потребности лежат в основе образования ценностей. Осознание потребностей служит формированию интереса, мотива, ориентации, установки, цели, решения, действия. (Энциклопедический социологиче­ский словарь. — М., 1995. С. 572—573). Потребность в детях, по определению А.И. Антонова, «является социально-психологическим свойством индивида, проявляющимся в том, что без наличия детей и подобающего числа их индивид испытывает затруднения как личность». (Ан­тонов А.И. Проблемы социологического изучения репродуктивного поведения семьи // Во­просы теории и методов социологических исследований. — М., 1974. С. 115). Впервые, однако, о значении потребности в детях как фактора рождаемости и необходимости изучения вопросов формирования этой потребности писал не демограф, а выдающийся российский экономист, специалист по экономике труда Михаил Яковлевич Сонин (См.: Сонин М.Я. Актуальные проблемы использования рабочей силы в СССР. — М., 1965. С. 36; Сонин М.Я. О некоторых ас­пектах изучения закономерностей движения населения и демографической политики // Демо­графическая политика. — М., 1974. С. 93—96.

[4] Установка — готовность, предрасположенность субъекта к определенной активности и действиям по отношению к какому-либо объекту (Энциклопедический социологический сло­варь. — М., 1995. С. 844); Репродуктивная установка, психический регулятор поведения, пред­расположенность личности, определяющая согласованность разного рода действий, обуслов­ленных положительным или отрицательным отношением к рождению определенного числа детей (Народонаселение: энциклопедический словарь. — М., 1994. С. 383—384).

[5] Осталось неясным, как понимают респонденты «наилучшие условия» в вопросе об идеа­льном числе детей: как идеально наилучшие или как наилучшие, максимально возможные в реальных обстоятельствах.

[6] Баршис В.И. Репродуктивные установки и мотивы супругов и психологический климат семьи по итогам исследований «Вильнюс—76» и «Литва—75» // Семья и дети. — М., 1982. С. 22.

[7] Дзарасова И.В., Медков В.М. Репродуктивное поведение городской семьи по результатам пилотажного исследования «Москва—76» // Семья и дети. — М., 1982. С. 7.

[8] Антонов А.И. Социология рождаемости. — М., 1980. С. 161.

[9] Антонов А.И. Там же.

[10] Архангельский В.Н. Там же. С. 7.

[11] Вестник статистики. — М., 1986. № 9. С. 77—78.

[12] Население мира: демографический справочник. — М., 1989. С. 43.

[13] По неизвестным мне причинам Госкомстат России не опубликовал данных микроперепи­си 1994 г. в отношении желаемого числа детей. Часть этих данных, однако, опубликована мною в статье «Желаемое число детей в российских семьях по данным микропереписи насе­ления России 1994 года» // Вестник Московского университета. Серия 18. Социология и по­литология. — М., 1997, № 2. С. 29—64. Оттуда и заимствованы данные о желаемом числе детей, приводимые здесь.

[14] Судьба книги Леона Рабиновича оказалась, можно сказать, трагической. Книга объемом 430 стр. прошла совершенно незамеченной мировым научным сообществом. На нее не обра­тили внимание ни собратья Л. Рабиновича по перу — криминологи (это понятно — им была неинтересна тема), ни демографы (непонятно — почему. Книга была вполне на вершине свое­го времени). Родоначальником теории демографической революции и автором самого терми­на до сих пор считается французский ученый Адольф Ландри, опубликовавший в 1934 г. кни­гу под названием «Демографическая революция». Лишь в 1984 г. чехословацкая исследовате­льница, историк демографии Алена Шубртова в статье, посвященной истории рождения тео­рии демографической революции, опубликованной в журнале «Демографией, воскресила внимание к имени Л.Рабиновича и его книге, а заодно и к книге американского демографа Уоррена Томпсона (Thompson W.S. Population Problems. NY, 1930), который также раньше А. Ландри, в 1930 г., анализировал этапы и факторы демографического перехода, правда не употребляя самого этого термина. Прочитав статью А. Шубртовой, я заинтересовался судьбой Л. Рабиновича, имя которого, по словам А. Шубртовой, не упоминалось в научной печати по­сле 1934 г. (когда ему было всего 28 лет и он был известным ученым среди криминологов). Рассудив, что бесследно такие известные люди не исчезают, я занялся поисками и установил, что в 1934 г. Л. Рабинович сменил фамилию и стал Радзиновичем. Под этим именем он напи­сал множество работ по криминологии, сделал оглушительную карьеру и был знаменит в мире криминологии. Более того, мне посчастливилось в 1986 г. разыскать его самого, прожи­вающего в США, и вступить с ним в переписку. Я пытался выяснить, так сказать, из первых рук, почему так сложилась судьба его интересной книги. Но, кажется, я опоздал. Возможно, сэр Леон уже и сам забыл обстоятельства безвестности его единственной книги по проблемам роста населения, а возможно, ему не хотелось вспоминать о них. Переписка наша прекрати­лась, узнать что-либо мне не удалось. В августе 1996 г. Л. Рабиновичу-Радзиновичу исполни­лось 90 лет. (См. Subrtova A. Teorie demografick revoluce: pispvek ke genezi // Demografie, Praha, 1984,3, s. 193—200; Борисов В. А. Еще одна дата возникновения теории демографической ре­волюции // Социологические исследования. — М., 1986, № 3, с. 209—213; Волков А.Г. Демогра­фия // Народонаселение: энциклопедический словарь. — М., 1994. С. 117.

[15] См. Ткаченко А.А. Социальная политика //Народонаселение: энциклопедический сло­варь. — М., 1994. С. 466.

[16] См. Елизаров В.В., Кваша А.Я. Демографическая политика //Народонаселение энциклопедический словарь. — М., 1994. С. 101—103.

[17] Рассчитывают возрастные коэффициенты смертности и для населения в целом (обоих полов). Но такие «гермафродитные» показатели имеют очень ограниченное применение, поско­льку смертность сильно различается по полу и своими причинами, и своей интенсивностью.

[18] Демографический ежегодник России. 1998. — М., 1998. С. 253.

[19] Андреев Е.М. Младенческая смертность в России //Вопросы статистики. М., 1995. № 5. С. 66.

[20] Перинатальный период (от греч. peri — около, вокруг и лат. natalis—относящийся к рождению, вокруг родов) начинается с 28-й недели беременности, включает период родов и пер­вые 7 суток жизни новорожденного (Народонаселение: энциклопедический словарь. — М., 1994. С. 316).

[21] Можно было бы «продолжить традицию» и показать использование косвенного метода стандартизации на примере динамики уровня смертности в России в 1990—1995 гг., который уже использовался для демонстрации индексного метода и прямого метода стандартизации коэффициентов. Но мы ограничимся тем, что я сообщу результат произведенного мною рас­чета, который, естественно, мало отличается от результата, полученного с помощью прямого метода стандартизации. Напомню, что с помощью прямого метода стандартизации мы уста­новили, что за 1990—1995 гг. уровень смертности в России возрос на 26,8%, а не на 33,9%, как можно судить по фактическим коэффициентам. С помощью косвенного метода мы получаем рост уровня смертности на 30,1%. Разницу в результатах можно объяснить грубостью расче­тов, различиями в округлениях цифр.

[22] В обыденном языке, а также и на профессиональном жаргоне этот показатель часто называется сокращенно — «средняя продолжительность жизни» или даже просто «продолжитель­ность жизни». Возможно, такое сокращение можно признать допустимым, если при этом иметь правильное представление о сути показателя.

[23] Демографический ежегодник России. 1996. — М., 1996. С. 353—354.

[24] Автор отнюдь не защищает нашего общенационального пьянства, однако присоединяется к мнению многих специалистов, считающих кавалерийскую атаку «старых партийных товарищей» на алкоголь неразумной и безуспешной акцией. Бороться надо не с алкоголем, а с ал­коголизацией, бороться долго и научно. Временное сокращение уровня смертности в 1985—1987 гг. было результатом «адаптационного синдрома», т.е. некоторого психологического замешательства населения, застигнутого запретом на алкоголь врасплох, а вовсе не за­прещения самого по себе. Пока народ привыкал к новой ситуации, он вынужден был ограни­чить потребление спиртного. Но он быстро приспособился, увеличил производство самогона и суррогатов, потянулся к наркотикам и химикатам, и смертность вновь начала расти. Ничего другого нельзя было ожидать.

[25] Наименования классов причин смерти, принятых Госкомстатом России в соответствии с международной классификацией, см.: Демографический ежегодник России. 1996. — М., 1996. С. 308.

[26] Источник данных: Статистика здоровья и здравоохранения: Российская Федерация и Соединенные Штаты Америки, избранные годы 1980—1993 (с дополнительными данными по Российской Федерации на 1994 г.) // Статистика здоровья и здравоохранения. Серия 5. Меж­дународные статистические отчеты по здоровью и здравоохранению, № 9. М., декабрь 1995. С. 12—13.

[27] Показательно, что и статистические данные об уровне жизни населения в западных странах были возведены в ранг военных секретов — чтобы мы не знали, как можно жить.

[28] Иванов А. Бедность — не порог // Новое время. — М., 1997. № 25. 29 июня. С. 17.

[29] Жуков В.И. Потенциал человека: индекс социального развития // Семья в России. — М., 1996. № 1.С. 45.

[30] Рытов Ю. Средний класс – не для нас //Новое время. – М., 1996. № 22. май. С. 38.

[31] Школьников В.М. Здоровье населения России //Вопросы статистики. – М., 1997. № 3. С. 73.

[32] Социальное положение и уровень жизни населения России. 1997. – М.: Госкомстат России. 1997. С. 84.

[33] Школьников В.М. Здоровье населения России // Вопросы статистики. — М., 1997. № 3. С. 73.

[34] Безуглая Э.Ю. Загрязнение атмосферы городов //Атлас «Окружающая среда и здоровье населения России» /Под ред. Мюррэя Фешбаха. – М., 1995. С. 2-17.

[35] Бобров Ю.А. Использование и загрязнение вод // Атлас «Окружающая среда и здоровье населения России». — М., 1995. С. 2, 19, 20.

[36] Антонов А.И. Опыт исследования установок на здоровье и продолжительность жизни //Социальные проблемы здоровья и продолжительности жизни — М., 1989. С. 44—45.

[37] Журавлева И.В. Самосохранительное поведение и здоровье //Проблемы демографического развития СССР. — М., 1988. С. 111—112.

[38] Антонов А.И. Самосохранительное поведение //Народонаселение: энциклопедический словарь. — М., 1994. С. 419.

[39] Антонов А.И. Опыт исследования установок на здоровье и продолжительность жизни // Социальные проблемы здоровья и продолжительности жизни. — М., 1989. С. 44.

[40] Специально метод стандартизации коэффициентов естественного прироста рассматривается, в частности, в статье: Борисов В.А. Стандартизация коэффициента естественного приро­ста населения // Демографические факторы и жизненный уровень. /Под ред. Д.Л. Брокера и И.К. Беляевского. — М., 1973. С. 376—379.

[41] Народонаселение: энциклопедический словарь. — М., 1994. С. 143.

[42] Некоторые специалисты предпочитают называть эти показатели «валовым» и «чистым» коэффициентами воспроизводства населения (вместо «брутто» и «нетто» соответственно). Мне представляется, что серьезных оснований в пользу предпочтения наименований показа­телей воспроизводства нет. Думается, это всего лишь дело личного вкуса. Выбранные мною наименования кажутся предпочтительнее, лишь потому, что имеют меньше ассоциаций с дру­гими привычными понятиями.

[43] См. Семья и семейная политика в Псковской области /Под ред. Н.В. Васильевой и В.Н. Архангельского. — Псков, 1994. С. 180—181.

[44] Таблицы смертности и ожидаемой продолжительности жизни населения. -М., 1989. С. 236.

[45] Coale A.J., Demeny P. Regional Model Life Tables and Stable Populations. 2-nd ed., NY etc., 1983; модель «Запад», уровень 17. С. 50.

[46] Демографический ежегодник России, 1997. – М., 1997. С. 547-549.

[47] Демографический ежегодник России. 1997. – М.: Госкомстат РФ, 1997. С. 35.

[48] Там же. С. 215.

[49] Coale Ansley J., Demeny Paul. Regional Model Life Tables and Stable Populations. Second ed. NY. etc., 1983, p. 52—53.