Тема З

Численность и структура населения

3.1. Численность населения

Это может показаться странным, но численность населения в демографии, пожалуй, — самый грубый, самый последний и самый неинтересный, пассивный итог демографических процессов. В то же время, наоборот, за пределами демографии все разговоры ученых о проблемах, так или иначе связанных с ростом населения, обычно только его численностью и ограни­чиваются.

То немногое, что нужно знать о численности населения (естественно, в рамках предмета демографии), сводится к следующему. Численность населения — показатель моментный, т. е. относится всегда к точному моменту времени. Нельзя сказать: население в таком-то году. Это неправильно по­тому, что население на протяжении года изменяется непрерывно. В стати­стических справочниках численность населения приводится обычно либо на 1 января (или «на начало года», что означает то же самое), либо на 1 июля (или «на середину года»), либо на 31 декабря (или «на конец года»). Анализируя данные, скажем, о динамике численности населения за неко­торый период времени или сопоставляя данные о численности населения разных территорий, необходимо обращать внимание на даты, к которым сравниваемые численности населения относятся.

Далее, необходимо обращать внимание на то, к каким административно-территориальным границам относится анализируемая численность на­селения. И наконец, надо обращать внимание на категорию населения: наличное оно, постоянное или юридическое. В зависимости от этих харак­теристик численность одного и того же населения в одно и то же время на одной и той же территории будет различной. Например, на начало 1998 г. (на 1 января) численность наличного населения России составляла 147 104,6 тыс. человек, постоянного —146 739,4 тыс. человек, или на 365,2 тыс. меньше.

Численность населения Земли в середине 1997 г., по оценкам демографов ООН, составила 5 840 млн. человек, и по самым последним прогнозам тех же демографов ООН (выполненным в 1994 г.) к середине 2050 г. она до­стигнет величины 9 833 млн. человек[1]. Много это или мало? Сегодня, как и вчера, как и много сотен и даже тысяч лет назад, в мире есть немало людей, иногда выдающихся ученых и общественных деятелей, высказывающих уверенное мнение, что мир уже перенаселен, что все беды человечества имеют одну главную причину — рост населения. Даже называют этот рост «безудержным», «стихийным», «бесконтрольным» и т.п. Все эти мнения не основаны ни на чем, кроме собственных предубеждений их обладате­лей. С тех пор как существует человеческое общество, рост населения ни­когда не был «стихийным», «бесконтрольным». Он всегда был в сильной зависимости от законов развития общества. Никто из ученых не доказал еще, что мир перенаселен (это всего лишь голословные утверждения), что он вообще может быть перенаселен. Цифра 5 миллиардов ничем не лучше и не хуже цифры 9 миллиардов жителей. По этому поводу уместно привес­ти старый анекдот. На вопрос: «Один волос — это много или мало?» следу­ет ответ: «Смотря где. На голове — мало, в супе — много». Величина чис­ленности населения может оцениваться только относительно, по отношению к чему-то, играющему роль факторов: к величине территории, ресурсов, к политическим амбициям властителей и т.п. В течение сотен лет многие выдающиеся умы пытались определить «оптимальную» чис­ленность населения, т.е. наиболее выгодную с разных позиций. И не смог­ли. И бросили эту затею, потеряли к ней интерес. Теперь на этой идее, на опасности перенаселения, в основном лишь спекулируют ученые и обще­ственные деятели, иногда вполне искренне убежденные в своих чувствах, но не приводящие никаких расчетов в подкрепление этим чувствам.

Взаимоотношения между ростом населения и ресурсами очень относите­льны и подвижны. По мере развития экономики и науки пределы ресурсного обеспечения жизни на Земле непрерывно расширяются. В 1781 г. француз­ский писатель аббат Гийом Рейналь в книге «Американская революция» пи­сал о возможностях жизни в Америке: «Без определенной доли смелости не­льзя представить себе, что ожидает население США... Если 10 млн. человек когда-нибудь и смогут прокормиться в этих местах, то это уже будет велико­лепно. Страна, с трудом обеспечивающая самое себя, сможет поддержать та­кое население только при том условии, что оно будет довольствоваться жизнью, подчиненной строгой экономии при весьма посредственных при­родных ресурсах»[2]. С того времени, как были сказаны эти слова, прошло бо­лее 200 лет. Когда Г. Рейналь писал свою книгу, численность населения США была меньше 3 млн. человек. С тех пор она увеличилась до 270 млн. человек (в середине 1998 г.). Однако ныне США — богатейшая страна в мире, с са­мым высоким уровнем жизни народа. Конечно, я не думаю, что они стали та­кими благодаря большой численности населения, но наверняка и не вопреки ей. Думается, не случайно самые большие страны мира: Китай, Индия, США, Россия, Япония — самые влиятельные страны в мире, хотя три страны из на­званных — не самые богатые и развитые.

Конечно, рост населения мира не может быть беспредельным. Однако нужно обратить внимание на то обстоятельство, что среднегодовые темпы роста мирового населения, достигнув во второй половине 1960-х годов максимума 2,04%, с тех пор неуклонно замедляются в настоящее время составляют 1,39% и по прогнозам ООН сократятся к 2050 г. до 0,47%. Это все еще довольно высокие темпы роста, и в некоторых странах они выше среднемировых, но нужно иметь в виду, что их нельзя менять по своему желанию. В какой-то степени можно искусственно замедлить темпы роста населения, но степень эта невелика. Да и нужно ли искусственно тормозить темпы роста населения, когда они и без того замедляются? Не пора ли, напротив, задуматься, что же будет потом, когда темпы роста сравняются с нулем, т.е. рост населения прекратится. Ошибаются те, кто думает, что с прекращением роста населения исчезнут и все проблемы экологии, продовольствия, политики и т.п.

Кроме того, пора оглядеться окрест и заметить, что темпы роста населе­ния неодинаковы в разных странах и в некоторых они уже сегодня близки к нулю или даже ниже нуля, т.е. население не растет, а убывает. Такая убыль населения называется в демографии депопуляцией. И численность насе­ления некоторых стран уже сегодня не растет, а убывает: в Латвии — с 1990 г., Беларуси и Украине — с 1998 г., в Болгарии — с 1993, Румынии — с 1991 г., после 2000 г. начнется депопуляция в Бельгии, Испании, Герма­нии, Швейцарии, после 2005 г. — в Японии. К сожалению, чемпион в этом гибельном процессе — наша Россия. Во введении уже говорилось, что с 1992 г. население нашей страны сократилось почти на 2 млн. человек. Если демографическая ситуация в стране не улучшится в самое ближайшее вре­мя (а на это вряд ли можно рассчитывать, ничего для этого не делая), то по прогнозам ООН к 2050 г. численность населения России составит уже 121 777 тыс. человек, т. е. на 26,9 млн. человек, или на 18%, меньше, чем в начале 1992 г. (последний год роста населения).

К сожалению, если алармистов, раздувающих всеобщую панику по поводу мифической угрозы перенаселения Земли, хватает сегодня с избытком среди разного рода экологов, физиков, футурологов-социологов, писа­телей-фантастов и т.п., то неизвестно произведение, в котором была бы сделана попытка сфантазировать сценарий общественной жизни в обществе депопулирующем, проще говоря — вымирающем. А ведь это значите­льно более реальная угроза, чем перенаселение, угроза, которая уже вопло­щается. И мы не готовимся жить в таком обществе.

3.2. Структура населения по полу

Соотношение полов в населении — важный фактор брачности (т.е. процесса заключения браков) и формирования семейной структуры населения.

В демографии применяются два типа относительных показателей для характеристики соотношения полов. Первый тип — процентная доля населения определенного пола в общей численности населения. К примеру, в начале 1998 г. общая численность населения России составляла 146 739,4 тыс. человек, в том числе 68 823,6 тыс. мужчин и 77 415,8 тыс. женщин. Отсюда можно определить, что мужчины на указанную дату составляли 46,9% населения, женщины соответственно — 53,1%.

Однако процентное соотношение полов представляется не очень выразительным. Предпочтительнее другой тип показателя соотношения полов, а именно соотнесение численности населения одного пола с численностью населения противоположного пола с последующим умножением частного на 1000. Тогда полученная цифра показывает, сколько мужчин приходится на 1000 женщин или, напротив, сколько женщин приходится на 1000 муж­чин. Воспользуемся для примера приведенными выше данными и разде­лим число женщин, равное 78 320,0 тыс., на число мужчин, равное 69 288,8 тыс. Частное 1,13 умножим на 1000 и получим, что в начале 1996 г. в нашей стране на 1000 женщин приходилось 1130 женщин. Или, иначе говоря, женщин было на 13,0% больше, чем мужчин.

Если же мы посчитаем число мужчин, приходящихся на 1000 женщин, то оно будет равно 885. Думается, предыдущий вариант характеристики половой структуры более нагляден, чем этот. Иначе говоря, при построе­нии показателя предпочтительнее в качестве числителя дроби принимать численность того пола, который преобладает, а тот, которого меньше, принимать в качестве знаменателя. Тогда частное покажет, насколько один пол численно превышает другой.

Половая структура населения складывается под влиянием трех основных факторов: 1) соотношение полов среди новорожденных (биологиче­ская константа); 2) половые различия в смертности; 3) половые различия в интенсивности миграции населения.

В среднем мальчиков рождается больше, чем девочек, причем соотношение полов среди новорожденных стабильно 105—106 мальчиков на 100 девочек. Конечно, такая пропорция устойчиво проявляется лишь в доста­точно больших совокупностях новорожденных, для которых действителен закон больших чисел[3]. В небольших совокупностях она может нарушаться, быть самой разной.

Наша страна в XX в. претерпела огромные потери населения в войнах, классовой борьбе, насильственных миграциях, героизме разного рода, не всегда целесообразном. На протяжении всей первой половины века поло­вое соотношение почти неуклонно ухудшалось, удельный вес мужчин в населении сокращался, а женщин_:— рос. Если в конце прошлого века (по переписи 1897 г.) число женщин в Российской Империи[4] превышало число мужчин всего на 1,1%, то в конце 1926 г. — на 10,8, а к началу 1939 г. — уже на 12,1%[5] (см. таблицу 3.1).

Таблица 3.1

Половая структура населения России³

Годы	Население на начало года, тысяч	Доля (%) в населении	женщин 1000 мужчин
Всего	мужчины	женщины	мужчины	женщины
1897						1011
1920						1095
1926	92735	44000	48735	47,4	47,4	1108
1939	108377	51101	57276	47,2	52,8	1121
1950	103283	44327	58956	42,9	57,1	1330
1959	117534	52425	65109	44,6	55,4	1242
1970	129941	59161	70780	45,5	54,5	1196
1979	137410	63208	74202	46,0	54,0	1174
1989	147022	68714	78308	46,7	53,3	1140
1990	147662	69112	78550	46,8	53,2	1137
1995	147938	69486	78452	47,0	53,0	1129
1996	147609	69289	78320	46,9	53,1	1130
1997	147131	69029	78108	46,9	53,1	1132
1998	146739	68824	77916	46,9	53,1	1132

Вторая мировая война, помимо других известных разрушений, произвела громадную деформацию и половой структуры нашего населения. По оценкам сотрудников Отдела демографии НИИ статистики Госкомстата России (см. сноску к табл. 3.1) через год после окончания войны, в начале 1946 г., число женщин на 1000 мужчин в России составляло 1339, т.е. женщин было на 33,9% больше, чем мужчин[6]. Такой половой деформации, очевидно, не знала ни одна страна в мире, а возможно, и в истории.

В течение последующего полувека половая структура населения нашей страны постепенно, очень медленно, выравнивалась (если иметь в виду положение в целом по стране, в регионах картина разная). В первой половине 1990-х гг. этот процесс приостановился из-за резкого повышения смертно­сти мужского населения. Однако во второй половине десятилетия повыше­ние смертности мужчин сменилось ее снижением, и, надо полагать, улуч­шение половой структуры нашего населения будет продолжаться.

В целом на Земле мужчин немногим больше, чем женщин — на 1,9% (в середине 1998 г.). В основном превышение числа мужчин над числом жен­щин наблюдается в ряде развивающихся стран (Китай, Индия, Пакистан, Бангладеш, Ирак, Иран, Саудовская Аравия и др.). Факторы, обусловившие такое соотношение полов в каждой стране различны. В одних это своеобразие миграционных процессов, в других — пережитки традиционного образа жизни с угнетенным положением женщин, вследствие чего иногда средняя продолжительность их жизни оказывается меньше, чем у мужчин. Однако постепенно вслед за развитием промышленности во всех странах меняется традиционный образ жизни, меняется положение женщин, увели­чивается их продолжительность жизни, причем быстрее, чем у мужчин, и соответственно меняется соотношение полов. Это универсальный закон.

На соотношение полов влияет и миграция населения в том случае, если среди мигрантов один пол преобладает. Так, в нашей стране долгое время среди мигрантов преобладали мужчины, особенно среди мигрантов, осваивавших новые земли, строивших новые города в необжитых местах, разра­батывавших новые месторождения ископаемых и проч. (в том числе и в ка­честве узников ГУЛАГа). Диспропорция полов в местах новостроек, как правило, имела своим следствием нестабильный образ жизни строителей, высокую социальную патологию, повышенную смертность и отток людей из этих мест (естественно, тех, кто мог себе это позволить).

Влияет и половая дифференциация наемного труда. При определенных диспропорциях в размещении промышленности (шахтерские поселки и города, текстильные, «атомные», военные города, полигоны и т. д.) возникают проблемы трудоустройства, связанные с полом. Эти проблемы отражаются на многих сторонах жизни людей, в том числе и на семейной. В последние годы специалисты по планированию размещения промышлен­ных предприятий и новых городов пришли к выводу, что непременным условием оседлости населения в поселениях любого типа является учет среди прочих также и демографического фактора, т.е. создание такой инф­раструктуры, при которой возможна была бы и мужская, и женская заня­тость и благоприятные условия для создания семьи.

3.3. Возрастная структура населения

Возрастная структура населения играет активную роль во всех общественных процессах и, конечно, в демографических также. Но кроме того она оказывает активное влияние на величину всех демографических пока­зателей. Так, при молодой возрастной структуре — т.е. при относительно высокой процентной доле молодежи в составе населения,— если прочие условия равны, в населении будет наблюдаться высокий уровень брачности и рождаемости и низкий уровень смертности (поскольку, вполне есте­ственно, молодые люди реже болеют и еще реже умирают). В свою очередь и демографические процессы оказывают сильное влияние на возрастную структуру населения. Так, снижение рождаемости имеет среди своих по­следствий и так называемое демографическое старение населения, т.е. уве­личение в составе населения его пожилой части. Таким образом, возраст­ная структура населения находится в тесном взаимодействии со всеми демографическими процессами. Одним из важных следствий такого взаи­модействия является то, что возрастная структура накапливает в себе и хранит запас демографической инерции, потенциал роста населения, в силу которого движение населения (с положительным либо отрицатель­ным зарядом) продолжается долгое время после того, как движущие силы этого движения уже иссякли или изменили свое направление на противо­положное. Поэтому влияние возрастной структуры всегда учитывается при анализе динамики демографических процессов и с помощью специаль­ных методов, которые мы будем в дальнейшем рассматривать, вычленяет­ся из совместного действия множества факторов, воздействующих на по­казатели.

Возрастная структура описывается с помощью группировок и относительных показателей. К этому надо добавить, что возрастная структура обычно рассматривается в сочетании с половой структурой, поэтому обыч­но речь идет о половозрастной структуре населения (или возрастно-половой). Чаще всего выделяются возрастные группы однолетние или пятилет­ние, но в зависимости от целей анализа возможны и другие группировки.

При однолетней группировке в одну группу объединяются люди одного года возраста или одного года рождения (далее мы увидим, что эти груп­пировки не совпадают или, точнее говоря, не всегда совпадают). Распреде­ление людей по однолетним возрастным группам открывает наилучшие возможности для анализа состояния и изменений возрастной структуры. Поэтому в большинстве случаев высококвалифицированные специали­сты-демографы предпочитают работать именно с однолетней возрастной структурой (так же как и с любыми демографическими показателями, рас­считанными в однолетней группировке).

Однако данные о возрастной структуре в однолетней группировке подвержены деформирующему влиянию такого явления, как возрастная аккумуляция. При переписях населения, которые являются основным источником данных о возрастной структуре, возраст записывается, как уже об этом говорилось в главе 2, со слов опрашиваемых, без привлечения каких-либо документов. Многие люди не придают большого значения точно­сти указания своего возраста, а в прошлом многие люди и не знали своего точного возраста, поэтому указывали его при переписи населения прибли­женно, с округлением. В странах христианской культуры округление воз­раста обычно делалось (и в значительно меньшей степени, но делается и сейчас) на цифры, оканчивающиеся на 0 и 5. В других культурах популярными могли быть цифры 8, 12 и др.

Возрастная аккумуляция искажает данные о возрастной структуре таким образом, что численность возрастных групп, оканчивающихся на 0 и 5, оказывается значительно выше, чем численность соседних возрастных групп. За счет возрастной аккумуляции в возрастной структуре образуются выступы и впадины, которых на самом деле не существует (или, во всяком случае, они могут быть совсем иными по величине). В результате демографические показатели, рассчитываемые на основе искаженных данных о возрастной структуре, также искажаются, дают неверное представление о тех явлениях, которые они призваны отражать.

Поэтому демографы, во-первых, борются с возрастной аккумуляцией уже на стадии сбора информации о возрастной структуре населения. Как уже говорилось в предыдущей главе, уменьшению возрастной аккумуля­ции способствовал переход к указанию респондентами даты рождения вместо числа исполнившихся лет. В отличие от числа исполнившихся лет, которое непрерывно меняется (округление возраста является как бы спосо­бом его «приостановки» на некоторое время), дата рождения неизменна и ее легче запомнить (хотя и ее некоторые люди умудряются «округлить»).

Во-вторых, демографам при работе с данными переписей населения о возрастной структуре в однолетней группировке и расчетах на их основе различных демографических показателей, приходится прилагать немало усилий, чтобы различными, иногда довольно сложными методами выровнять искусственные выступы и впадины на возрастной структуре, стараясь при этом сохранить ее действительную конфигурацию.

Возрастная аккумуляция находится в обратной зависимости от общей культуры людей. Поэтому в прошлом, скажем в нашей стране в первой половине нынешнего века, возрастная аккумуляция была сильнее выражена у женского населения, чем у мужского, у сельского населения — больше, чем у городского. В США в то же время возрастная аккумуляция проявлялась в большей степени у небелого населения, чем у белого, и т.д.

Рост грамотности и уровня образования населения по мере индустриаль­ного и социального развития имел среди своих положительных изменений и постепенное исчезновение, или, во всяком случае, уменьшение до ничтожно­го минимума, возрастной аккумуляции. Поэтому в данном учебнике не при­водятся методы ее измерения и устранения. Недемографам о них, думается, знать не обязательно (при желании же можно воспользоваться старыми руко­водствами по статистике). Однако в том случае, когда приходится иметь дело с однолетней возрастной структурой населения, или с однолетними возраст­ными коэффициентами (кстати, вовсе не обязательно с демографическими, с любыми показателями социальных явлений и процессов, дифференцирован­ных по возрасту респондентов), с возрастной аккумуляцией следует считать­ся и в случае необходимости — уметь ее устранить.

Пятилетние возрастные группировки более широко используются как в демографии, так и за ее пределами. В этом случае в одну группу объединяют­ся люди пяти смежных лет возраста (или иначе: пять однолетних возрастных групп). Пятилетняя группировка дает более компактное представление воз­растной структуры населения, и в то же время в пятилетних группах возраст­ная аккумуляция в значительной мере автоматически сглаживается, и в эко­номически развитых странах, где возрастная аккумуляция ныне невелика, она в пятилетних возрастных группах фактически становится неощутимой.

Стандартная возрастная группировка, принятая во всех демографических документах и расчетах ООН, выглядит таким образом: 0 лет, 1— 4 года (или иногда однолетняя группировка 1, 2, 3, 4 года), затем в интервале от 5 до 85 лет следуют пятилетние возрастные группы 5—9, 10—14 , ..., 80—84 года, и завершает этот ряд так называемый открытый интервал 85 лет и старше (в самых старших возрастах мелкие группировки используют только геронтологи, специалисты по изучению старости). Стандартной возрастной группировки, принятой демографами ООН, следует придержи­ваться в обязательном порядке не только демографам, но и всем общество­ведам с тем, чтобы результаты всех исследований, в которых используются данные, дифференцированные по возрасту людей (а это почти любые соци­альные исследования), могли бы сочетаться между собой.

3.3.1. Половозрастные пирамиды

Для анализа возрастной, точнее половозрастной, структуры населения широко используется один из графических методов, называемый половозрастной пирамидой. Половозрастная пирамида представляет собой дву­стороннюю полосовую диаграмму, построенную в обычной системе коор­динат. По оси ординат в произвольном масштабе отображается шкала возрастных групп, по оси абсцисс — численности населения определенно­го возраста. Численность мужского населения откладывается слева от оси ординат, численность женского — справа. Каждая возрастная группа отображается в виде горизонтальной полосы, площадь которой пропорциона­льна численности населения соответствующего возраста. Обычно ось ординат раздваивается для того, чтобы удобнее было внутри между двумя осевыми линиями изобразить шкалу возрастов (наподобие градусника). Для удобства анализа пирамиды полезно по обеим сторонам слева и справа от нее изобразить еще две оси, на которых показать календарные годы на протяжении целого столетия. Тогда очень зримо можно соотнести высту­пы и впадины на возрастной структуре с теми историческими событиями, которые и вызывали эти деформации возрастной структуры.

Возрастные пирамиды строятся либо в однолетних возрастных группировках, либо в пятилетних. Предпочтительнее, конечно же, однолетние пи­рамиды, они гораздо выразительнее и информативнее пятилетних (но с учетом возрастной аккумуляции).

Возрастные пирамиды строятся либо по абсолютным, либо по относительным данным о численности возрастных групп. Абсолютные данные представляют собой просто арифметическое количество людей в составе каждой возрастной группы. Возрастные пирамиды, построенные по абсо­лютным данным, имеют тот серьезный недостаток, что они несопостави­мы, если численности населений, которые отражаются этими пирамидами, существенно различаются между собой. Надо помнить, что в пирамиде са­мое главное — ее конфигурация, а не размеры. Поэтому предпочтительнее строить возрастные пирамиды по относительным данным. В этом случае любая численность населения принимается за одну неизменную величину, скажем 100, 1000 или 10 000 (последнее наиболее предпочтительно), и чис­ленность каждой половозрастной группы делится на общую численность населения и умножается на указанный выше множитель в виде единицы с несколькими нулями. Тогда мы получаем пирамиды, сопоставимые для любых населений, независимо от их величины.

Следует еще заметить, что с помощью метода половозрастных пирамид можно наглядно показывать не только структуру населения по полу и воз­расту, но и другие структуры населения, а также структуры социальных явлений и процессов. Так, в демографии используются пирамиды, показыва­ющие структуру населения по полу, возрасту и брачному состоянию, в миграциологии пирамиды показывают структуру мигрантов по полу, воз­расту и национальности (можно показывать структуру мигрантов и по се­мейному состоянию, числу детей, местам выхода и пр.), в других науках можно использовать пирамиды для анализа, скажем, преступности по полу, возрасту, видам преступлений, наказаний, срокам заключения и т. п.

Половозрастная пирамида похожа на настоящие пирамиды, так как с увеличением возраста численность людей в возрастных группах уменьшается и полоски делаются короче. Возрастная пирамида идеального населе­ния, в котором рождаемость и смертность оставались бы неизменными на протяжении длительного времени, имела бы вид почти равнобедренного треугольника с прямолинейными боковыми сторонами (но все же с некото­рым перекосом вправо, т. е. в сторону женской «половины»). Однако этого не происходит, потому что и число родившихся, и число умерших колеб­лется во времени, иногда очень резко. Резкое падение рождаемости (точ­нее — числа родившихся, это не одно и то же) образует на возрастной структуре (а графически — на возрастной пирамиде) соответствующую впадину, которая будет тем глубже, чем значительнее будет сокращение числа рождений. И эта впадина никогда не выровняется, она будет зиять на протяжении ста лет, пока все родившиеся в годы, на которые пришлась эта впадина, не умрут (миграцию мы здесь не учитываем). Напротив, резкое повышение рождаемости образует на пирамиде выступ, который тем боль­ше, чем больше будет повышение рождаемости (числа родившихся). Чере­дование подъемов и падений рождаемости в результате каких-либо социа­льных катаклизмов вызывает так называемые «демографические волны» на возрастной структуре (пирамиде), повторяющиеся с лагом в 20—30 лет (когда родившиеся в период одной волны — спада или подъема — стано­вятся родителями и их дети создают собой новые волны, которые посте­пенно затухают на протяжении почти 100 лет).

3.3.2.   Связь возрастной структуры

            с режимом воспроизводства населения

Возрастная структура играет активную роль не только в демографических, но во всех социальных Процессах. С возрастом связана психология, эмоциональность, в какой-то степени — разум человека. В обществе с вы­сокой рождаемостью и соответственно с высокой долей молодежи много энтузиазма, горячих порывов и безрассудства. Мятежи и революции чаще происходят в обществах с молодой возрастной структурой, т.е. там, где высок удельный вес молодежи в обществе. Напротив, стареющие общества, с высоким удельным весом пожилых и стариков, подвержены догма­тизму и застою, но в этих обществах и больше мудрости, и им редко угро­жают революции.

Как уже говорилось, возрастная структура тесно взаимодействует с характеристиками воспроизводства населения. Различают три типа такого взаимодействия (см. рис. 3.1):

Примитивный тип

                          

      Стационарный тип                                           Регрессивный тип

Рис. 3.1. Типы возрастной структуры, соответствующие

режиму воспроизводства населения

1. Тип воспроизводства населения, характеризуемый высокой рождаемостью и смертностью. Возрастная пирамида такого населения имеет ши­рокое основание (которое образует высокая доля детей в населении) и узкий шпилеобразный верх (малая доля доживающих до преклонного возраста). Боковые стороны такой пирамиды имеют вид вогнутых парабол. Такой тип воспроизводства населения можно назвать «примитивным» (по многим параметрам, и не только демографическим, такое наименова­ние ему вполне подходит). В далеком прошлом все народы имели такой тип воспроизводства населения. А некоторые имеют его и сегодня. В на­шей стране примитивный тип воспроизводства сохранялся вплоть до вто­рой мировой войны.

2. Промышленное и социальное развитие общества имеет среди своих результатов также и снижение уровней смертности и рождаемости (о причинах таких изменений говорится в соответствующих главах). Рост численности населения замедляется и в конце концов прекращается. Возраст­ная структура принимает форму колокола. Такой тип можно назвать неподвижным, или стационарным. Ученые спорят о том, может ли существовать данный тип воспроизводства длительное время, или это состояние возможно лишь на короткое время, за которым следует неизбежный пере­ход к третьему типу воспроизводства.

3. Дальнейшее развитие при определенных условиях приводит к состоянию, когда снижение смертности замедляется или прекращается (смерт­ность, увы, не может сокращаться бесконечно), в то время как снижение рождаемости продолжается. Начинается депопуляция, вымирание населе­ния. Возрастная структура принимает форму погребальной урны. Населе­ние стареет, т.е. в его составе увеличивается доля пожилых людей и сокра­щается доля молодежи. Такой тип воспроизводства населения можно назвать регрессивным, или депопуляционным, или деградационным.

Рис.3.2. Возрастно-половая структура населения

России по переписи 1959 г.

Как и половая структура, возрастная структура населения нашей страны сильно деформирована социальными потрясениями, происходившими неоднократно на протяжении XX века. Первая мировая, гражданская вой­на, коллективизация, стремительная индустриализация, сопровождавшие­ся огромными миграциями населения, вторая мировая война и другие изве­стные сотрясения вызывали резкие падения и без того снижавшейся рождаемости, образовывали впадины на возрастной структуре населения, за которыми следовали компенсационные подъемы.

Рис. З.З. Возрастно-половая структура населения

России на 1 января 1999 г.

Сравнение двух возрастных пирамид, разделенных 40-летним сроком времени, на начало 1959 и 1999 гг., показывает впечатляющую картину истории России на протяжении XX века. На пирамиде 1959 г. видны глубокие провалы чисел родившихся в 1916—1918 гг. (первая мировая и граж­данская войны), небольшое их увеличение в 1919 г. (пока трудно найти объяснение), затем рост вплоть до 1929 г. и резкий провал в 1930—1935 гг. (из-за которого, кстати, прекратились, начиная с 1930 г., публикации статистических данных о естественном движении населения, а в 1936 г. были за­прещены аборты). Затем глубочайший провал в 1940—1944 гг., т.е. в годы тяжелейшей войны. Важно обратить внимание на все еще относительно широкое и расширяющееся основание пирамиды, которое свидетельству­ет об относительно высокой рождаемости в стране. Некоторое расширение основания, надо сказать, еще не говорит о растущей рождаемости (поскольку и численность населения растет), но можно почти уверенно сказать, что рождаемость в 1947—1958 гг., во всяком случае, не снижалась.

Следует также сравнить между собой левую, мужскую, и правую, женскую, части пирамиды. Легко можно заметить численный перевес женщин, особенно в возрастах старше 30 лет. В отличие от рождаемости, падение которой проявляет себя на возрастной структуре в виде впадин, смертность оставляет след на пирамиде лишь в виде диспропорции полов и общей фор­мы ее конфигурации.

Иную картину демографического состояния демонстрирует пирамида начала 1999 г. Провалы, связанные с падением рождаемости в годы коллективизации и войны передвинулись к верхушке пирамиды и несколько вы­ровнялись (поскольку людей, родившихся в те годы, естественно, стало значительно меньше). Диспропорция полов отчетливо заметна лишь в старших возрастах. Если внимательно приглядеться, можно заметить численный перевес мужского пола в возрастах моложе 35 лет.

Отчетливо видно сокращение числа рождений в 1960-е гг. и их рост на протяжении 1970—1980-х гг. вплоть до 1987г. А затем — обвальное сокращение рождаемости 1990-х гг. Основание нашей пирамиды сужается, она принимает форму регрессивного типа воспроизводства населения.

3.3.3. Демографическое старение населения

Общей тенденцией изменения возрастной структуры населения всех стран по мере снижения рождаемости и роста средней продолжительности жизни является неуклонный рост в возрастной структуре доли населения старших возрастов. Этот процесс получил название демографического старения населения (точнее, его возрастной структуры).

Причины демографического старения в недемографической литературе трактуются чаще всего как следствие роста продолжительности жизни. Нередко журналисты, затрагивающие в той или иной связи процесс старения населения, даже забывают упомянуть про рост средней продолжительно­сти жизни, а прямо говорят, что рост доли пожилого населения является (якобы) ярким свидетельством социального прогресса и улучшения усло­вий жизни (рост средней продолжительности жизни подразумевается). Увы, эти представления чаще всего ошибочны.

Рост средней продолжительности жизни может способствовать старению населения только в том случае, если он происходит в старших возра­стных группах населения, т.е. в возрастах старше 60 лет. Однако в бо­льшинстве стран, и в нашей также, рост средней продолжительности жизни на всем протяжении ее эволюции происходил в основном лишь за счет снижения смертности в младших и средних возрастных группах, в то время как в старших возрастах смертность снижалась мало, медленнее или вовсе не снизилась за весь XX век. Как раз в нашей стране средняя продолжительность жизни населения в возрасте 60 лет и старше на протяжении XX в. сократилась, а не возросла. И таким образом ее динамика скорее тормозила демографическое старение населения, чем ускоряла.

Для оценки степени демографической старости населения существует очень простой показатель — удельный вес населения в возрасте 60 лет и старше (по критериям ООН — 65 лет и старше) во всем населении. В таблице 3.2 показана его динамика по данным на моменты переписей населения и на начало 1997 г. Обращает на себя внимание разница в величинах пока­зателя демографического старения между городским и сельским населени­ем. Сельское население значительно старше городского, вопреки тому, что уровень рождаемости сельского населения выше, чем городского. И, сле­довательно, молодежи на селе, казалось бы, должно быть больше, чем в го­родах. Однако на деле все наоборот. Это результат миграции молодежи из деревни в город.

Таблица 3.2

Индекс демографической старости населения России (в процентах)

Годы	Все население	Городское население	Сельское население
1959	9,0	7,6	10,5
1970	11,9	10,6	14,1
1979	13,7	12,2	17,0
1989	15,3	14,2	18,4
1998	17,6	16,6	20,2

В нескольких десятках (!) областей страны удельный вес пожилого населения в сельской местности уже превышает 30%.

3.4. Брачная структура населения

Брачное состояние человека — это его положение по отношению к институту брака в соответствии с законами и обычаями страны. Брачная структура населения — это распределение населения по брачному состоянию, обычно в сочетании с полом и возрастом. Поэтому часто говорят «брачно-возрастная структура». Единственным источником информации о брачно-возрастной структуре населения являются переписи населения. Брачное состояние в переписи может учитываться либо юридическое (когда браком считается только юридически оформленный брак), либо фактическое, т.е. устойчивый добровольный союз двух людей, совместно про­живающих и ведущих общее хозяйство, но без юридического оформления. Во Всесоюзных переписях 1939, 1959 и 1970 гг. учитывались только две категории брачного состояния: состоящие в браке на критический момент переписи и не состоящие в нем. Это очень не устраивало ученых, изучаю­щих проблемы брачности и занимающихся ее прогнозированием. Дело в том, что категория людей, не состоящих в браке, включает три категории брачного состояния: никогда не состоявших в браке (иначе холостых), вдо­вых, разведенных и разошедшихся. Последняя категория отличается от разведенных тем, что относится к людям, состоявшим в незарегистриро­ванном («фактическом») браке.

Никогда не состоявшие в браке, вдовые, разведенные и разошедшиеся имеют неодинаковую вероятность вступления в брак (наибольшая вероятность — у разведенных и разошедшихся, наименьшая, после 30 лет, — у ни­когда не вступавших в брак). Поэтому прогнозировать будущую брачность по усредненным вероятностям вступления в брак для суммарной катего­рии людей «не состоящих в браке» никогда не имело большого смысла, было довольно грубым. Начиная с переписи 1979 г. брачное состояние в пе­реписи теперь учитывается в виде пяти категорий: никогда не состоявшие в браке, состоящие в браке на момент переписи, вдовые, разведенные и разо­шедшиеся. Последние две категории — разведенные и разошедшиеся по­казываются вместе, суммарно (что вызывает определенное сожаление, посколь­ку необходимо изучить различия в прочности юридического и фактического брака).

Распределение населения по брачному состоянию, или, иначе говоря, брачно-возрастная структура населения, описывается, так же как и половозрастная структура, с помощью группировок и относительных показателей. То есть каждая половозрастная группа населения подразделяется по катего­риям брачного состояния, и определяется удельный вес каждой категории в составе половозрастной группы. При этом возрастные группы выде­ляются следующие: до 18 лет, 18—19, 20—24 года, далее пятилетние возра­стные группы до группы 55—59 лет, затем открытый интервал «60 лет и стар­ше».

Рассмотрим брачную структуру населения России по данным Всесоюзных переписей населения 1959,1970, 1979, 1989 гг. и Всероссийской мик­ропереписи 1994 г., ограничившись для примера одной возрастной группой 45—49 лет (таблица 3.3).

Таблица 3.3

Распределение населения России по брачному состоянию в возрастной группе 45—49 лет (удельный вес людей определенной категории брачного состояния в расчете на 1000 человек общей численности населения соответствующего пола и возраста)

Годы переписей населения

Состоящие в браке

Никогда не состоявшие в браке

Вдовые

Разведенные и разошедшиеся

Мужчины

1959	965	35
1970	949	51
1979	916	19	12	53
1989	849	37	16	98
1994	857	48	14	81

Женщины

1959	525	475
1970	708	292
1979	758	40	93	109
1989	739	35	85	141
1994	737	46	74	143

Данные переписей 1959 и 1970 гг. показывают распределение населения только по двум категориям брачного состояния, состоящих и не состо­ящих в браке, что, конечно, обедняет возможности анализа.

У мужчин на всем протяжении послевоенного сорокалетия от переписи к переписи доля состоящих в браке заметно снижалась (в рассматриваемой возрастной группе, но в других возрастных группах динамика была такой же), в то время как у женщин вплоть до переписи 1979 г. она росла. После 1979 г. (может быть, и несколько раньше, этого мы уже не узнаем) доля за­мужних женщин также начала снижаться. Сокращение доли состоящих в браке мужчин при одновременном росте доли состоящих в браке женщин объясняется довольно просто. Основным фактором было улучшение соот­ношения полов в послевоенный период. Женщины получили больше воз­можностей для выбора мужа, а часть менее конкурентоспособных муж­чин — по разным причинам: плохое здоровье или поведение, алкоголизм или физические недостатки и др. — не смогли вступить в брак или сохра­нить его.

После 1979 г. мы имеем возможность рассмотреть брачную структуру населения более подробно. Доля никогда не вступавших в брак к 50 годам считается в демографии долей окончательного безбрачия. После этого возраста шансы вступить в брак уже очень малы (во всяком случае, для женщин. Не потому, что женщины в этом возрасте чем-то нехороши, а просто потому, что почти не остается свободных мужчин. Как видно из табли­цы, около 90% мужчин состоят в браке. Правильнее, конечно, сопостав­лять число мужчин и женщин с некоторым возрастным лагом, поскольку женщины чаще выходят замуж за мужчин старше себя по возрасту. Но в данном случае большой ошибки нет, тем более что это всего лишь пример, поскольку в более старших возрастных группах доля женатых мужчин даже несколько больше, чем в группе 45—49 лет, — 87—88%). Данные в таблице показывают, что уровень окончательного безбрачия в нашей стра­не составляет 2—4% у мужчин и 3—4% у женщин. По сравнению с други­ми странами христианской культуры это очень небольшой процент и, судя по данным исторических исследований, таким он был у нас всегда.

Чего нельзя, к сожалению, сказать о доле вдовых — конечно же, женщин. Этот процент довольно высок, что отражает относительно низкую среднюю продолжительность жизни российских мужчин. Может вызвать удивление, что доля вдов снижается, в том числе и в первой половине 90-х гг., хотя известно, что в этот период происходило резкое увеличение смертности, в первую очередь мужчин.

Однако никакого противоречия нет. Снижение доли вдов объясняется все тем же улучшением соотношения полов, при котором женщины всех категорий брачного состояния получили больше возможностей вступить в брак, в том числе и в повторный. Таким образом, несмотря на рост мужской смертности и соответствующий ему рост женского овдовения, доля вдов несколько сократилась (за счет увеличения повторной брачности. Об этом можно прочитать в специальных работах).

Ну и, наконец, колонка с долей разведенных-разошедшихся. Эта доля сильно возросла и продолжает расти. Она отражает очень высокий уровень разводов, который существует в нашей стране. Надо иметь в виду замечание, сделанное по поводу доли овдовевших. В случае с долей разведен­ных-разошедшихся также надо учитывать повторную брачность.

Данные переписи населения позволяют рассчитать простые показатели, характеризующие брачную структуру более наглядно, чем это можно сделать с помощью процентных долей. На основе данных переписи можно рассчитать число лет, прожитых в определенном брачном состоянии неко­торым условным поколением. Здесь нам придется немного отвлечься и по­знакомиться с понятиями реального и условного поколения, которые широко используются в демографическом анализе и с которыми нам придется иметь дело при изучении следующих разделов данной книги.

3.4.1. Методы реального и условного поколения

Каждый процесс описывается, как правило, целой системой показателей, иногда довольно трудно обозримой. Поэтому возникает потребность в обоб­щающем показателе, который мог бы одним числом охарактеризовать состо­яние, изменение или итог сложного процесса, сохраняя в то же время преимущества, которые дает применение системы показателей. Такие сводные показатели получают с помощью методов реального и условного поколения.

Реальное поколение — это совокупность людей, родившихся в один и тот же период времени (календарный год или несколько лет). Метод реального поколения основан на расчете показателей (рождаемости, брачности, смертности), характеризующих интенсивность демографических про­цессов, происходящих в одном реальном поколении в разные периоды его жизни, и заключительный итог демографической жизни поколения (окон­чательное число рожденных детей, браков, возраст смерти и т.п.). Изучение демографической истории реального поколения требует, однако, боль­шого объема динамических рядов статистических показателей, которые охватывали бы целую жизнь поколения, а лучше — нескольких поколений. К примеру, для изучения изменений итогового числа рожденных детей женщинами разных поколений, следующих одно за другим, необходимы показатели рождаемости, дифференцированные по возрасту женщин, не менее чем за 50 лет. При изучении же смертности требуются возрастные коэффициенты смертности уже за период более 100 лет. Таким большим объемом исторической статистики даже и сегодня владеют лишь немно­гие страны в мире. Наша страна — не из их числа. До недавнего времени показатели рождаемости для реальных поколений у нас получали лишь с помощью выборочных обследований. И лишь совсем недавно, буквально несколько лет назад, появилась возможность рассчитывать показатели рождаемости для реальных поколений, но только по России в целом. По регионам такие расчеты пока еще невозможны (на данных текущей государственной статистики. В выборочных исследованиях, проводимых Методом опроса респондентов, это возможно).

Более широким понятием, чем поколение, является понятие когорты. Когортой называется совокупность людей, одновременно (в один и тот же период времени) переживших какое-то событие. Поколение — частный случай когорты. Другие виды когорт: брачная — совокупность людей, в один и тот же период вступивших в брак; мигрантов — в один период вре­мени поменявших место жительства. Люди, одновременно поступившие учиться в учебные заведения или окончившие их, поменявшие место рабо­ты, призванные на военную службу, перешедшие из одной социальной группы в другую и т. д., — все это когорты.

Изучение интенсивности социальных процессов на разных этапах жизни когорт служит способом анализа их динамики в связи с конкретными измене­ниями условий жизни. При этом важной характеристикой является итоговая величина изучаемого явления или процесса у конкретной когорты к опреде­ленному моменту времени или возрасту, например, число рожденных детей определенным поколением или брачной когортой женщин к определенному возрасту или за весь репродуктивный период жизни (условно считается от 15 до 50 лет); доля вступивших в брак к определенному возрасту из когорты до­стигших совершеннолетия в определенном периоде времени и т.д.

Метод реального поколения имеет свои достоинства и свои недостатки. Достоинством является то, что с его помощью можно делать оценку дейст­вительных итогов демографической жизни поколений людей (в других на­уках — итогов соответствующих предметам этих наук процессор), без вся­ких предположений и условных допущений. Недостатком является то, что показатели реальных поколений носят всегда ретроспективный характер, относятся к прошлому, в то время как одна из важнейших задач и целей де­мографического анализа — прогнозирование будущего. А для этого требу­ются показатели, более чутко реагирующие на изменение демографиче­ских процессов в короткие промежутки времени.

Этот недостаток и восполняет метод условного поколения. В отличие от метода реального поколения или, в более общем случае, реальной когорты, при котором для получения итоговых показателей суммируются пока­затели, относящиеся к одному поколению (когорте) на протяжении всей жизни или ее отрезка, метод условного поколения основан на использова­нии статистических показателей за короткий промежуток времени (1—2 года). При этом методе для получения итогового показателя демографиче­ской деятельности суммируются показатели за один и тот же период вре­мени, но относящиеся к разным возрастным группам. Суммируя возраст­ные показатели интенсивности демографических явлений и процессов, аналитики исходят из условного допущения, что наблюдаемые демографические события произошли не у разных поколений в одно время, а в разном возрасте у одного поколения, которое и называется «условным». Иначе го­воря, совокупность показателей, отразивших события одного периода у людей разного возраста, условно рассматривается исследователями как произошедшее с людьми одного поколения (когорты) в разных возраст­ных интервалах жизни этого поколения (когорты). Можно также сказать без большой ошибки, что условное поколение — это модель реального по­коления при некоторых допущениях, вернее даже — при одном допуще­нии. Допущение это такое. Итоговые показатели условного и реального по­колений совпадут по величине, если на протяжении периода времени возрастные (частные) показатели, суммируемые при расчете итогового показателя, будут оставаться неизменными. Условие это, надо сказать, редко выполняемое. Но другого способа получить показатель, характеризующий итог жизни за длительный период времени на основе показателей за 1—2 года, нет. И все же, несмотря на отмеченный недостаток метода условного поколения, он является наиболее применимым для оценки демографиче­ской ситуации, обладает хорошей прогностической способностью (при из­вестной осторожности в выводах).

Показатели условного поколения имеют более динамичный характер, чем показатели реального поколения, они чутко откликаются на измене­ния социально-экономических условий жизни страны и поэтому служат хорошим барометром демографической ситуации в короткие промежутки времени. Показатели реального поколения, напротив, служат индикатором направления долговременных изменений, тенденций демографических процессов. Так что каждый из этих двух методов играет свою незамени­мую роль, имеет свою специфическую ценность, оба метода полезны при грамотном использовании, каждый в своих пределах.

3.4.2.      Расчет числа лет, прожитых в браке, методом

           условного поколения по данным переписей населения

Посмотрим, как используется метод условного поколения для характеристики состояния и динамики брачной структуры на материалах перепи­сей населения.

В таблице 3.4 показан для примера расчет числа лет, прожитых в браке одним поколением женщин, условно проживших от 16 до 50 лет на критический момент переписи 1989 г. (т.е. в одно мгновение в 0 часов в ночь с 11 на 12 января 1989 г., что в реальности, очевидно, невозможно). Число лет, прожитых в остальных категориях брачного состояния, рассчитывается точно так же, как в данном примере.

Расчет производится по формуле:

где  ^тТ_х — число лет, прожитых в браке одной женщиной в среднем из условного поколения;  ^тР_х — численность женщин в возрасте «х», состоящих в браке;   Р_х — численность всех женщин (т.е. всех категорий брачного состояния) в возрасте «х»;   п — число лет возрастного интервала.

Во втором столбце таблицы 3.4 приведены доли женщин, состоящих в браке в среднем в двух двухлетних возрастных интервалах — 16—17 и 18—19 лет и шести пятилетних интервалах — от 20 до 50 лет. Все они роди­лись в разные годы на протяжении 34 лет и, следовательно, принадлежат к 34-м однолетним реальным поколениям. Мы же в соответствии с принятыми нами правилами игры ума относим этих женщин к одному поколению.

Таблица 3.4

Расчет числа лет, прожитых в браке одной женщиной в

среднем из условного поколения в возрастном интервале

от 16 до 50 лет в России (по данным Всесо­юзной переписи населения 1989 года)

Возрастные группы (лет)	Доля женщин, состоящих в браке (в долях единицы)	Число лет, прожитых в браке в среднем одной женщиной в каждом возрастном интервале «n»
16¾17	0,037	0,074
18¾19	0,233	0,466
20¾24	0,622	3,110
25¾29	0,801	4,005
30¾34	0,824	4,120
35¾39	0,805	4,025
40¾44	0,774	3,870
45¾49	0,739	3,695
	Итого å =	24,365 или » 24,4 года

Доли женщин во второй колонке таблицы можно интерпретировать как число человеко-лет жизни, прожитой в браке одной средней женщиной из данного условного поколения в течение одного года в каждом возрастном интервале. Тогда, чтобы получить число человеко-лет, прожитых в браке на протяжении всех лет возрастного интервала, нужно просто умножить каждую долю на число лет в возрастном интервале.

Так, в возрасте 16—17 лет одной женщиной в среднем (из данного услов­ного поколения) прожито в браке: 0,037 х 2 = 0,074 года; в возрасте 18—19 лет — 0,233 х 2 = 0,466; в возрасте 20—24 года — 0,622 х 5 = 3,110 и т.д. (см. колонки 2 и 3 таблицы 3.4). В итоге получаем сумму лет 24,365, которую округляем до 24,4 года. Результат интерпретируется следующим образом. При условии, что уровень брачного состояния женщин России оставался бы неизменным неопределенно долгое время и именно таким, как на момент пе­реписи населения 1989 г., в среднем одна женщина данного условного поко­ления прожила бы в интервале своей жизни от 16 до 50 лет в браке 24,4 года.

Рассмотрим изменения брачной структуры населения России, рассчитан­ной описанным выше способом, за последние почти 40 лет (таблица 3.5).

Таблица 3.5

Число лет, прожитых в определенном брачном состоянии

одним человеком в среднем из условного поколения жителей

 России, в возрастном интервале от 16 до 50 лет (по данным

Всесоюзных переписей населения и микропереписи 1994 г.)

Годы переписей населения	Число прожитых лет
в браке	ни разу не вступив в брак	во вдовстве	в разводе или в раздельном состоянии

Мужчины

1959	24,4	9,6
1970	23,9	10,1
1979	23,6	8,7	0,1	1,6
1989	22,6	9,2	0,1	2,1
1994	22,4	9,6	0,2	1,8

Женщины

1959	19,5	14,5
1970	23,0	11,0
1979	23,3	6,8	1,1	2,8
1989	23,4	6,7	0,9	3,0
1994	22,5	7,4	0,9	3,2

Из таблицы видим, что после 1959 г. число лет, прожитых в браке мужским населением России, неуклонно уменьшалось. У женщин же, напротив, это число росло, кроме периода первого пятилетия 1990-х гг.

У мужчин число лет, прожитых в добрачном периоде, больше, чем у женщин, и на всем протяжении рассматриваемого периода увеличивалось (кстати, как и у женщин). У мужчин это явление отражает тот факт, что мужчины в среднем позже, чем женщины, вступают в брак. Данные, относящиеся к женщинам, отражают, возможно начинающееся снижение инте­реса к традиционному браку.

У женщин значительно большее, чем у мужчин, число лет, прожитых во вдовстве и разводе (вместе с «расхождением», слово, которое невозможно превратить в прилагательное, поэтому лучше условно объединить его с разводом). Это объясняется большими трудностями для женщин, чем для мужчин, вступить в повторный брак.

3.5 Семейная структура населения

Эта структура отражает распределение населения по его положению в отношении к институту брака и семьи.

Семья в демографии определяется как группа людей, объединенных узами родства или свойства, совместным проживанием и бюдже­том.

Такое определение обусловлено спецификой наблюдения семьи в демо­графической статистике. Главным источником сведений о числе и структу­ре семей в демографии являются переписи населения, которые могут фик­сировать лишь достаточно простые, одинаково понятные опрашиваемым гражданам признаки. Поэтому в демографическое определение семьи не входит, в частности, один из атрибутов, используемый в социологическом определении семьи, а именно — взаимная ответственность ее членов друг за друга. При переписи населения само наличие и степень такой ответственности невозможно установить достаточно единообразно для всех опра­шиваемых. По той же причине понятие семьи в демографии не учитывает и связи между родственными семьями, проживающими раздельно и имею­щими собственные отдельные хозяйства, а также с членами семьи, которые по разным причинам проживают отдельно от нее в течение длительного времени, хотя бы они и поддерживали с данной семьей устойчивые контак­ты, но относительно которых неизвестно, воссоединятся ли они с ней в обозримом будущем (дети, служащие в армии, уехавшие для работы на длительный срок, заключенные, студенты, живущие отдельно от родитель­ской семьи и т.п.). Попытки решить эту проблему путем введения и учета категории так называемых «членов семьи, проживающих отдельно», не дали положительного результата. Данные нескольких переписей населения, в которых использовалась эта категория, были весьма неопределенны­ми. Неясно было, как все же считать этих условных «членов семей»: если членами семей, то каким образом и к каким семьям их приплюсовывать, либо все же рассматривать этих людей как одиноких, проживающих (на момент переписи) вне семьи. В последнее время ученые склоняются, пожа­луй, больше ко второму мнению, то есть к тому, чтобы рассматривать лю­дей, длительное время проживающих вдали от семьи, как несемейных. Ко­роче говоря, семья в демографии — не совсем та же, что в реальной жизни, это переписная семья. Данное обстоятельство несколько обедняет знания о социальном институте семьи, ее структуре, реальных взаимоотношениях с родственниками, проживающими отдельно, и о ее изменениях. Но тут уж ничего нельзя поделать, кроме как изменить систему источников информа­ции о семье. Пока наше государство не проявляет в этом направлении (в направлении совершенствования информации о семье, ее составе и измене­ниях) интереса и не делает практических шагов.

Семья — один из основных социальных институтов в обществе и основная демографическая ячейка. Она выполняет множество социальных функций, из них к демографическим относятся: 1) рождение и выхаживание детей; 2) создание условий, способствующих улучшению здоровья и продолжительности жизни членов семьи; 3) обеспечение собственной стабильности (это немаловажная функция, поскольку стабильность института семьи и стабильность общества во многом взаимообусловлены). Без боль­шого преувеличения можно сказать, что воспроизводство населения почти целиком происходит в семье.

Семьи в демографии группируются по размерам, брачному состоянию, по структуре и типам.

Средний размер семьи для некоторой группы населения определяется путем деления численности людей, проживающих совместно с семьей, на число семей.

По брачному состоянию различаются семьи полные и неполные, в зависимости от наличия в составе семьи супружеской пары. Полная семья имеет в своем составе хотя бы одну супружескую пару, соответственно неполная семья не имеет в своем составе ни одной супружеской пары (мать или отец с детьми, семьи, состоящие из братьев, сестер, других родственников).

По своей структуре различаются семьи простые и сложные. Простая (или нуклеарная) семья состоит из одной брачной пары с детьми или без детей, без других родственников или одного из родителей с детьми (ре­бенком). Сложная семья может состоять из самых различных комбинаций двух или нескольких супружеских пар и родственников.

Долговременная тенденция изменения семьи в России (так же, как и в других индустриальных странах) — уменьшение ее размеров и упрощение структуры. Процесс уменьшения размеров семьи — очень медленный, но неуклонный. За 30 лет, с 1959 по 1989 г., средний размер семьи сократился с 3,63 до 3,27 человека (при таких медленных и небольших изменениях точности показателя с до одного знака после запятой недостаточно, чтобы охарактеризовать его динамику, нужен второй знак), при этом в городских поселениях — с 3,45  до  3,19,  в  сельских  —  с  3,75  до  3,28  (таблица 3.6).

Таблица 3.6

Распределение семей в России по размерам (по итогам

Всесоюзных переписей населения 1959—1989 гг. и

Всероссийской микропереписи населения 1994 г.,

в процентах от общего числа семей)

Годы переписей	Размер семьи, число человек
2	3	4	5 и более	Средний размер семьи

Все население

1959	26,7	26,6	21,8	24,9	3,60
1970	26,5	27,9	24,9	20,6	3,48
1979	31,6	31,5	23,4	13,5	3,24
1989	34,2	28,0	25,2	12,6	3,21
1994	32,4	28,0	25,4	14,2	3,26

Городское население

1959	27,2	29,3	23,1	20,4	3,45
1970	26,0	31,5	26,8	15,7	3,38
1979	30,5	33,9	24,6	11,0	3,21
1989	33,1	29,6	26,1	11,2	3,19
1994	31,9	29,7	25,6	12,8	3,24

Сельское население

1959	26,1	23,6	20,3	30,0	3,75
1970	27,3	21,8	21,6	29,3	3,73
1979	34,2	26,3	20,7	18,8	3,35
1989	37,2	23,6	22,8	16,4	3,28
1994	34,4	23,2	24,4	18,0	3,33

Затем, в первой половине 1990-х гг., по данным микропереписи населения 1994 г., средний размер семьи неожиданно для всех специалистов чуть-чуть увеличился, на 0,05 человека. По мнению некоторых из них, это мизерное отклонение от прежней тенденции может быть объяснено усилившимися в первой половине 90-х гг. трудностями в приобретении жили­ща молодыми семьями. К сожалению, проверить эти предположения в настоящее время эмпирическими методами невозможно, так как на полевые исследования фактически не выделяется ни средств, ни кадров.

Основные факторы уменьшения размеров семей — сокращение числа детей в семьях, дробление сложных семей на простые (главным образом за счет отделения молодых семей от родительских) и, таким образом, упрощение семейной структуры населения.

Постепенно изменяется и распределение семей по типам (см. табли­цу 3.7). Увеличивается доля простых[7] семей и сокращается доля семей сложных. Так, за 18 лет между переписями 1970 и 1989 гг. (при переписи 1959 г. распределение семей по типам не производилось при разработке итогов) доля полных нуклеарных семей в общем числе семей увеличилась с 63,3 до 66,9%, а неполных — с 12,5 до 13,1%. В сумме доля полных и неполных нуклеарных семей возросла за указанный период с 75,8 до 80,0%. Таким образом, процесс нуклеаризации семьи в России стал почти всеобъемлющим. Вряд ли его можно расценивать как только положительный, хотя он, безусловно, несет с собой некоторые удобства для его участников.

Таблица 3.7

Изменение структуры семей по демографическим типам

в Российской Феде­рации за 1959—1994 гг. (по материалам

Всесоюзных переписей населения и микропереписи 1994 г.)

Типы семей	1970	1979	1989	1994
Все семьи, в том числе состоящие из:	100,0	100,0	100,0	100,0
1) одной брачной пары с детьми и без детей	63,3	66,3	66,9	62,0
2) одной брачной пары с детьми и без детей, с одним из родителей супругов или без него, с другими родственниками или без них	15,7	12,8	11,5	10,6
3) двух и более брачных пар с детьми и без детей, с одним из родителей супругов или без него, с другими родст­венниками или без них	3,1	3,5	3,4	4,5
4) матерей (отцов) с детьми	12,5	12,7	13,1	12,9

Дробление семей, рост числа простых неполных семей (в результате разводов, овдовения и внебрачных рождений) происходит чаще всего постепенно, сначала территориально, в то время как дружеские и материальные отношения между разделившимися семьями могут сохраняться. Такие образования получили название семейных групп[8]. Семейная группа — это две или более семей, члены которых состоят в родстве или свойст­ве, проживающие совместно или раздельно, связанные общностью ма­териальных интересов, морально-психологических и эмоциональных отношений, заинтересованностью во взаимной помощи, информации и общении, но ведущие раздельные хозяйства. Исследователи семейных групп полагают, что, возможно, такая форма межсемейной кооперации мо­жет явиться компромиссным способом поддержки социального института семьи, соединяя в себе преимущества жизни в большой сложной семье с ее взаимопомощью и контролем, с преимуществами жизни в малой нуклеарной семье с ее относительной свободой поведения.

Факторы изменения среднего размера и структуры семьи:

1. Тенденции уровня брачности и рождаемости. Чем больше браков, чем выше уровень брачности, тем больше семей и выше доля людей в населении, проживающих в семьях. Поскольку большинство детей рождается в семье, то чем больше семей (и добавим: чем они прочнее), тем при прочих благоприятных условиях семьи имеют больше детей и, соответственно, тем больше сами семьи.

2. Тенденции уровня смертности, особенно детской. Чем ниже смерт­ность взрослых, тем ниже уровень овдовения, тем больше продолжитель­ность жизни в браке, и, при желании супругов иметь детей, их (то есть де­тей) будет больше и, соответственно, будет больше размер семьи.

3. Изменение традиций семейной жизни (простыми или сложными семьями). Развитие обществ после промышленной революции идет в направлении постепенной ликвидации посреднической функции семьи, которую она выполняла тысячи Лет и которая постепенно переходит от семьи к государству и другим социальным институтам. Поэтому постепенно жизнь в семье теряет свою привлекательность и люди, особенно молодежь, больше не хотят платить своей свободой за ту защиту от внешнего мира, которую давала семья своим членам в течение многих веков и тысячеле­тий. Поэтому именно молодежь, едва вступив в брак и создав свою семью, спешит отделиться от родителей, освободиться от подчинения им. В результате семей становится все больше, но размеры их уменьшаются, а струк­тура упрощается.

4. Жилищная обеспеченность. Этот фактор действует наиболее противоречиво из всех. Не надо углубляться в науку, чтобы понимать, что для создания семьи и рождения детей нужно иметь жилище, и желательно хо­рошее и вместительное. И чем больше детей, чем больше семья, тем, впол­не очевидно, больших размеров требуется жилище (об остальных удобст­вах жилища сейчас говорить не будем, хотя ясно, что они тоже необходимы).

Парадокс же заключается в том, что для того, чтобы развестись и покинуть семью, тоже нужно жилище, куда-то надо переехать. И таким образом жилищная недостаточность, с одной стороны сдерживает рост брачности и рождаемости, а с другой — удерживает от разводов (это вовсе не означает, что я приветствую нашу вечную жилищную недостаточность как панацею от разводов).

3.6. Семья и домохозяйство

Наряду с семьей, а иногда вместо нее в переписях населения изучается распределение населения по домашним хозяйствам (домохозяйствам). Домохозяйство в переписи населения рассматривается не как вид хозяйствен­ной деятельности (ведение домашнего хозяйства, организация быта), но как отдельный человек или группа людей, самостоятельно организующих условия своего быта. В отличие от семьи членами домохозяйства могут быть не только родственники или свойственники, но и друзья, компаньо­ны, пансионеры, наёмные работники, постоянно проживающие в домохо­зяйстве и принимающие участие в его организации. Образующими призна­ками домохозяйства являются общность бюджета его членов (полная или частичная) и их постоянное совместное проживание и питание.

Использование домохозяйства в качестве единицы наблюдения в переписях населения диктуется вниманием к бытовому укладу семей и одино­ких людей. При этом необходимо учитывать правовой статус объединения людей в домохозяйство. Оно может быть только добровольным. Неправо­мерно отождествлять с домохозяйством проживание людей в различных учреждениях: больницах, интернатах, общежитиях, казармах, тюрьмах, домах для престарелых, монастырях и проч., поскольку в этих учреждени­ях люди вынуждены подчиняться распорядку, установленному админист­рацией. Какой бы сносной ни была жизнь в любом учреждении, она никог­да не сравнится с жизнью в своём жилище (хозяйстве). Поэтому люди, постоянно проживающие в учреждениях любого рода, не имеющие в них своего обособленного хозяйства (и бюджета), должны учитываться при пе­реписи как проживающие вне домохозяйства (не имеющие собственного до­мохозяйства.). Принципы проведения переписей населения и жилищ, разра­ботанные специалистами ООН в разные годы, по-разному трактуют данную категорию людей. Так, согласно рекомендациям 1950—1960-х гг., людей, постоянно проживающих в учреждениях, предлагалось считать членами «коллективных домохозяйств». В рекомендациях же 1980—1990-х гг. их предлагается учитывать как проживающих вне домохозяйств, что представ­ляется более правильным.

В нашей стране после революции 1917 г. вплоть до микропереписи 1994 г. домохозяйство вовсе не учитывалось. Отказ от учета домохозяйств обосновывался руководителями советской госстатистики идеологически­ми аргументами: поскольку в состав домохозяйств могут входить и наем­ные работники членов домохозяйства, оно было объявлено категорией, присущей лишь капиталистическому строю. Кроме того, в тех же догматах компартии личное («частное») домохозяйство провозглашалось отмирающей, пережиточной формой быта (кстати сказать, как и «традиционная» се­мья), на смену которой непременно должны прийти «новые», «прогрессив­ные» — коллективистские формы (дома-коммуны, фабрики-кухни и столовые, комбинаты-прачечные и т.п.). Поэтому-де домохозяйство не за­служивало внимания статистики.

Впервые домохозяйство вновь было учтено в качестве единицы счета лишь при микропереписи 1994 г., и планируется в том же качестве при переписи населения 1999 г. Однако в определении отношения к домохозяйст­ву лиц, проживающих в учреждениях, наша статистика, кажется, решила развиваться в обратную сторону, нежели статистика международная. Так, при микропереписи 1994 г. данная категория лиц учитывалась как прожи­вающие вне домохозяйства, а при переписи 1999 г. планируется считать их членами «коллективных» домохозяйств, что выглядит почти кощунствен­но по отношению к любому пониманию как домохозяйства (дома, домаш­него очага), так и коллектива. Представляется единственно правильным учитывать военнослужащих в казармах, заключенных в тюрьмах и концла­герях и т.п. как людей, проживающих вне домохозяйства.

Домохозяйства различаются по семейному положению членов домохозяйств, по их размеру и структуре. По размеру домохозяйства подразде­ляются на одиночные (состоящие из одного лица) и групповые (состоящие из нескольких лиц). По семейному положению лиц, составляющих домо­хозяйство, они делятся на: 1) семейные, т. е. состоящие из людей, объеди­ненных кровнородственными либо свойственными отношениями; 2) груп­повые (несемейные) — различного рода коммуны, домохозяйства, состоящие из работодателей и их работников, и т.п.; 3) смешанные, в со­ставе которых объединяются одна или несколько семей и другие люди, яв­ляющиеся либо не являющиеся, родственниками данной семьи.

По структуре домохозяйства подразделяются на простые и сложные. Простые состоят либо из одного лица (одиночные), либо из одной простой (нуклеарной) семьи. Остальные — групповые и смешанные домохозяйст­ва — сложные. Чаще всего домохозяйство занимает отдельное жилище, но может занимать и часть жилища или два и более жилищ. Возможно и бездомное (кочевое) домохозяйство, члены которого переносят свой скарб с собой, не имея постоянного места жительства. Следует, очевидно, вновь вернуться к использованию и такой категории, как «глава домохозяйства в качестве основной единицы наблюдения». Если домохозяйство понимает­ся как экономическая ячейка, то глава домохозяйства уже не может рассматриваться, как в случае семьи, лишь номинально как любой член семьи, выделяемый для группирования вокруг него остальных членов домохозяй­ства. Он должен обладать определенными экономическими признаками, выделяющими его среди членов домохозяйства. Даже если эти признаки существуют лишь в сознании членов домохозяйства, их фиксация имеет определённый научный смысл.

Общей тенденцией развития домохозяйств во всех индустриальных странах является уменьшение их размера и упрощение (нуклеаризация) внутренней структуры, что связано главным образом с соответствующими изменениями структуры семьи.

Тема 4

Общие коэффициенты естественного

движения населения

Простейшие показатели естественного движения населения — общие коэффициенты — называются так потому, что при их расчете числа демографических событий: рождений, смертей и т.п. — соотносятся с общей численностью населения. Поскольку эти коэффициенты очень схожи меж­ду собой, строятся по единому фактически методу, представляется удоб­ным выделить их описание в отдельную главу.

Но сначала поговорим о демографических показателях. Все показатели можно разделить на два основных вида: абсолютные и относительные. Абсолютные показатели (или величины) — это просто суммы демографических событий: (явлений) на момент времени или в интервале времени (чаще всего за год). К ним относятся, например, численность населения на определенную дату, число родившихся, умерших и т.д. за год, месяц, не­сколько лет и т.п.

Абсолютные показатели сами по себе не информативны, используются в аналитической работе обычно лишь как исходные данные (сырье) для расчета относительных показателей. Они не пригодны для сравнительно­го анализа, потому что их величина зависит от численности населения, с которой они всегда находятся в определенной пропорции, или иначе мож­но сказать: которая их продуцирует. К примеру, нельзя сказать: «Смерт­ность уменьшилась на 200 тысяч человек». Сокращение числа умерших может быть результатом сокращения общей численности населения или его структурных изменений. Другой пример: если, скажем, в 1995 г. в Республике Бурятия родилось 12 тыс. детей, а в Республике Тыва — 6 тыс., не­льзя сказать, что рождаемость в Бурятии вдвое выше, чем в Тыве. Ведь чис­ленность населения Бурятии в 3,4 раза больше, чем Тывы. Только сопоставив число событий с численностью населения, продуцирующей эти события, можно определить сравнимые интенсивности данного явления или процесса по каждой из сравниваемых республик, привести их к сопоставимому виду. В случае сравнения Бурятии и Тывы тогда окажется, что рождаемость выше в Тыве, а не в Бурятии, причем в 1,7 раза.

Для сравнительного анализа, для сравнений любого рода, в статике ли, в динамике ли, следует использовать только относительные показатели. Относительными они называются потому, что всегда представляют собой дробь, отношение к той численности населения, которая их продуцирует, и таким образом различие в численностях населения элиминируется (устраняется). Главное требование любого сравнения каких-либо двух (или не­скольких) признаков — уравнять все прочие признаки изучаемого явления, кроме тех, которые непосредственно сравниваются. Только тогда можно получить представление о действительной разнице между изучаемыми признаками. К сожалению, приведение изучаемых явлений к сопоставимо­му виду, элиминирование всех посторонних для данного сравнения факто­ров — задача столь же частая, сколь и трудная. В общественных науках эта задача нередко решается не в должной мере (из-за трудностей выделения объекта наблюдения в «чистом виде» из общей массы общественных явле­ний. Это можно сделать, как правило, лишь с помощью умственного абст­рагирования, и в этом кроется опасность неадекватного представления об изучаемом явлении).

В свою очередь относительные показатели можно подразделить на два основных вида: вероятности и коэффициенты. Вероятность, как извест­но из теории вероятностей, представляет собой отношение числа свершившихся событий к числу возможных. При этом, конечно, свершившиеся и возможные события должны относиться к одному и тому же роду (классу) явлений. Обычно при расчете вероятностей число свершившихся событий, скажем число рождений в течение года, соотносят с числом женщин на на­чало данного года. Тогда частное дроби покажет вероятность рождения данного числа детей при повторении всех тех условий, при которых сделан расчет вероятности.

Однако в составе населения не всегда можно выделить с достаточной четкостью совокупность населения, продуцирующую данное демографическое событие. Чаще приходится соотносить демографические события с разнородной по своей структуре (агрегатной, как говорят статистики) со­вокупностью населения, включающей одновременно людей, для которых изучаемое демографическое событие возможно с некоторой вероятностью, и тех, для кого оно невозможно, но их нельзя исключить из расчета. Этим коэффициенты и отличаются от вероятностей. На практике чаще прихо­дится пользоваться именно коэффициентами по вполне очевидным причи­нам. Соотнося интервальные показатели (числа демографических событий в течение периода времени) со средней для этого периода времени численностью населения, их приводят таким образом в соответствие с моментными показателями (численностью населения).

Средняя численность населения по отношению к определенному периоду времени (чаще — к календарному году) рассчитывается достаточно просто. Предполагая рост населения в течение года равномерным, сред­нюю (среднегодовую) численность населения можно рассчитать как полу­сумму численностей населения на начало и конец года, для которого рассчитывается искомая средняя. Или эту среднегодовую численность населения можно представить как полусумму численностей населения на начало года, для которого эта средняя рассчитывается, и на начало следующего года, что даст тот же результат, что и в первом варианте (поскольку численности на конец года и на начало следующего практически совпада­ют).

Расчет можно представить в виде формулы:

где  — среднегодовая численность населения (в расчетном году «t»); Р^t  —  численность населения на начало расчетного года «t»; Р^t+1 — численность населения на начало следующего года, т.е. t + 1.

Теперь рассмотрим формулы, по которым рассчитываются общие коэффициенты естественного движения населения. Вначале введем условные обозначения, используя буквы латинского и русского алфавитов впе­ремежку (к сожалению, нотация, т. е. обозначение условных знаков в формулах, в демографии пока не стандартизована полностью. Поэтому во всем мире авторы используют ту нотацию, которая кажется им наиболее подходящей). Будем относиться к используемым буквам не как к буквам национального алфавита, а как к совершенно условным знакам. Общий принцип при этом таков: прописными буквами обозначаются абсолютные показатели, строчными буквами — относительные. Отсюда N — число родившихся в расчетный период (обычно это календарный год, но может быть полугодие, квартал, месяц, несколько лет), может быть с верхними и нижними индексами, обозначающими дополнительные сведения (возраст матерей, их брачное состояние и др.); соответственно п — общий коэффициент рождаемости; M — число умерших в расчетный период; т — общий коэффициент смертности; ЕП — естественный прирост, определяемый как разность между числом родившихся и умерших, a k^ЕП — коэффициент ес­тественного прироста; В (латинское) — число заключенных браков, а b — общий коэффициент брачности; D — число разводов, d — общий коэффи­циент разводимости. Суффиксы -«мость», -«ность» в словах «рождае­мость», «смертность» и т.п. обозначают именно интенсивность данных категорий. Обозначение общей численности населения — Р — нам уже известно. Добавим к этому еще Т — длину расчетного периода в целых го­дах — и можем теперь записать формулы математически.

Общий коэффициент рождаемости:

Общий коэффициент смертности:

Общий коэффициент естественного прироста:

Общий коэффициент брачности:

Общий коэффициент разводимости:

При расчете коэффициентов за один календарный год Т = 1 и, естественно, опускается. Поскольку частное от деления числа демографических событий на численность населения — величина очень малая, ее умножают на 1000 (т.е. выражают таким образом число демографических событий, приходящихся на 1000 человек населения). В итоге получаем показатель, выраженный в промилле, от лат. pro mille — на 1000 (единица, в десять раз меньшая, чем более привычный нам процент). Обозначается промилле символом ‰, в котором, к сожалению, один из нолей внизу часто игнори­руется машинистками, упорно печатающими (в тех случаях, когда автор­ская рукопись перепечатывается на пишущих машинках, а не на компьюте­ре) проценты вместо промилле, повергая авторов в шоковое состояние, когда они впоследствии видят свое гениальное произведение опубликован­ным. Между тем, надо сказать, знак промилле легко печатается и на пишу­щей машинке путем добавления к знаку процента строчной буквы «о». Так что печать знака промилле — проблема исполнительской культуры, а не технических возможностей.

Общие коэффициенты естественного движения населения рассчитываются со стандартной точностью до десятых долей промилле, или с одним знаком после запятой десятичной дроби. Иногда студенты изоб­ражают коэффициенты с восемью знаками после запятой, иногда, напро­тив, вовсе в целых числах. И то, и другое — от небрежности, или скорее, от недостатка опыта. Не нужны ни избыточная точность, ни грубость округ­ления величины коэффициента. При этом важно иметь в виду, что ноль в составе коэффициента — цифра вовсе не лишняя, которую можно не пока­зывать. Справедливости ради надо сказать, что коэффициенты естествен­ного движения населения в целых числах можно встретить отнюдь не толь­ко в студенческих работах, но и во вполне «взрослых» публикациях в газетах и даже научных журналах.

Рассмотрим пример расчета общих коэффициентов естественного движения населения.

Численность населения России на начало 1995 г. составила 148 306,1 тыс. человек, на начало 1996 г. — 147 976,4 тыс. человек. В 1995 г. в стране родилось 1 363,8 тыс. человек, умерло 2 203,8 тыс. человек. Требуется по этим данным определить общие коэффициенты рождаемости, смертности, естественный прирост в абсолютном выражении и общий коэффициент естественного прироста[9].

Вначале рассчитывается среднегодовая численность населения за 1995 г.

  тыс. человек.

Общий коэффициент рождаемости  ‰.

Общий коэффициент смертности  ‰.

Теперь можно определить общий коэффициент естественного прироста 

‰

Особо обращаю внимание на тот факт, что естественный прирост и коэффициент естественного прироста — величины алгебраические, т.е. могут быть как с положительным, так и с отрицательным знаком. В данном случае знак отрицательный, показывающий, что население нашей страны не растет, а убывает.

На основе данных о численности населения и его естественном движении можно вычислить и объем миграционного прироста населения. Для этого используется взаимосвязь между общим приростом населения (раз­ность между численностью населения на начало изучаемого периода вре­мени и численностью населения на конец того же периода или на начало следующего периода, что то же самое), естественным приростом и миграционным приростом населения (который определяется как разность между числом прибывших мигрантов на изучаемую территорию и выбывших из нее). Эту взаимосвязь можно представить в виде формулы:

ОП = ЕП + МП,

где ОП — общий прирост населения; ЕП — естественный прирост населения; МП — миграционный прирост населения.

По аналогии с коэффициентом естественного прироста можно рассчитать и коэффициенты общего и миграционного прироста (К^ОП и К^МП).

Рассчитаем теперь общий и миграционный приросты населения и коэф­фициенты общего и миграционного прироста населения России за 1995 г.

Общий прирост

ОП = Р^t+1- Р^t = 147976,4 - 148306,1 = -329,7 тыс. человек.

Естественный прирост

ЕП = N - M = 1363,8 - 2203,8 = -840,0 тыс. человек.

И, наконец, миграционный прирост

МП = ОП- ЕП = (-)329,7 - (-)840,0 = 510,3 тыс. человек.

В завершение осталось посчитать коэффициенты общего и миграцион­ного прироста:

‰

                                  ‰                                  

Подведем итоги. Численность населения России в 1995 г. уменьшилась в относительном выражении на 5,7‰ за счет отрицательного естественно­го прироста, но увеличилась на 3,5‰ за счет положительного миграцион­ного прироста. В результате противоположного воздействия на общий прирост населения разно направленных естественного и миграционного приростов общий прирост населения России в 1995 г. составил отрицатель­ную величину 2,2‰.

Общие коэффициенты естественного движения населения имеют определенные достоинства и еще большие недостатки. Достоинства следую­щие:

1) устраняют различия в численностях населения (поскольку рассчитываются на 1000 жителей) и таким образом позволяют сравнивать уровни демографических процессов различных по численности населения терри­торий;

2) одним числом характеризуют состояние сложного демографического явления или процесса, т.е. имеют обобщающий характер;

3) очень просто рассчитываются;

4) для их расчета в официальных статистических публикациях почти всегда имеются исходные данные;

5) легко доступны пониманию любого человека, даже мало знакомого с методами демографического анализа (поэтому, вероятно, из широкого спектра демографических показателей, пожалуй, только эти, самые грубые в своей простоте, и можно иногда встретить в средствах массовой информации).

Однако у общих коэффициентов есть фактически один недостаток, про­истекающий из самой их природы, который состоит в неоднородной струк­туре их знаменателя, о чем уже говорилось выше. Вследствие неоднород­ности состава населения в знаменателе дроби при расчете коэффициентов их величина оказывается зависимой не только от уровня процесса, кото­рый они призваны отражать, но и от особенностей структуры населения, прежде всего половозрастной. Из-за этой зависимости почти никогда не известно при сравнении этих коэффициентов, в какой степени их величина и разница между ними свидетельствует о действительном уровне исследу­емого процесса, о действительной разнице между уровнями сравниваемых процессов, а в какой — об особенностях структуры населения. То же и в случае изучения динамики демографических процессов. Неизвестно, за счет каких факторов изменилась величина коэффициента: то ли за счет из­менения изучаемого процесса, то ли за счет структуры населения.

Возьмем, например, общий коэффициент рождаемости — отношение числа новорожденных к общей численности населения. Три четверти этого населения, представленного в знаменателе дроби при расчете коэффициен­та, непосредственного отношения к рождению детей, составляющих чис­литель дроби, не имеют. Это все мужчины, составляющие примерно поло­вину населения, дети — формально до 15 лет, а фактически — до более зрелого возраста, женщины — формально после достижения 50 лет, а фак­тически — уже после 35 лет. И наконец, большинство незамужних жен­щин. Если учесть все эти названные категории населения, то оказывается, что для полного соответствия числителя и знаменателя дроби при расчете общего коэффициента рождаемости следовало бы соотносить число рож­денных детей в основном лишь с числом замужних женщин в возрасте от 20 до 35 лет, которые, в частности, скажем по переписи населения 1989 г., составляли в общей численности населения всего 9,0% (!). Остальные 91% людей, отраженные в знаменателе дроби при расчете коэффициента рождаемости, не имели непосредственного отношения к ее числителю. Между тем в зависимости от изменений структуры этого «не рожающего» боль­шинства населения величина коэффициента может сильно меняться, вводя пользователей в заблуждение относительно действительных изменений интенсивности рождаемости.

При расчете общего коэффициента смертности, подобной проблемы, похоже, нет. Как ни печально, смерти подвержены все и каждый. Но... в разное время. Вероятность смерти сильно различается в зависимости от возраста (о других факторах сейчас говорить не будем). И, следовательно, при изменении возрастной структуры (и половой также, поскольку смертность женского пола ниже, чем мужского во всех возрастных группах) ве­личина общего коэффициента смертности будет меняться, в то время как интенсивность смертности в каждой возрастной группе может оставаться неизменной или даже изменяться в направлении противоположном тому, в котором изменяется величина коэффициента смертности.

Возможны и такие парадоксы. Коэффициент брачности представляет собой отношение числа вступивших в брак в данном году к средней численности населения. Понятно, что дети составляющие знаменатель дроби при расчете коэффициента, присутствуют в нем зря до достижения бракоспособного возраста. Но и взрослые люди, скажем состоящие в браке, также напрасно отражены в знаменателе дроби при расчете коэффициента брач­ности, поскольку, очевидно, не могут вступать в брак, не бракоспособны. Можно представить себе такую гипотетическую ситуацию. В населении с высоким уровнем брачного состояния, т. е. в котором большинство населе­ния уже состоит в браке, коэффициент брачности будет низким именно по­тому, что число не состоящих в браке станет очень малым. Вступать в брак становится некому потому, что большинство уже состоит в нем.

То же и с разводимостью. В гипотетическом населении, где никто не со­стоит в браке (по разным причинам), не будет и разводов.

По мере развития источников информации о населении и демографиче­ских процессах интерес к использованию общих коэффициентов естест­венного движения населения постепенно падает. В некоторых справочни­ках их уже даже не публикуют. В специальной литературе общие коэффициенты рождаемости и смертности используются в основном лишь для расчета на их основе общего коэффициента естественного прироста на­селения.

В демографии теперь имеется уже немало показателей, более совершенных, чем грубые общие коэффициенты. Ими и нужно пользоваться. Если же приходится в силу необходимости пользоваться общими коэффи­циентами, нужно стремиться ослабить их зависимость от искажающего влияния особенностей возрастной (или любой другой) Структуры населения. Этого можно достигнуть многими способами, описанными в справоч­никах по общей и математической статистике, например, с помощью ин­дексного метода, который позволяет разделить зависимость величины общего коэффициента от интенсивности изучаемого процесса и его зави­симость от структурных факторов. Примерно того же можно достигнуть и с помощью так называемых методов стандартизации демографических ко­эффициентов. Об этих методах будет рассказано в следующих главах.

Поскольку все же общие коэффициенты естественного движения населения пользуются некоторой популярностью, не лишним представляется ознакомиться с их динамикой в нашей стране в послевоенный период (таб­лица 4.1).

К этой таблице нужен небольшой комментарий.

Перед Великой Отечественной войной общий коэффициент рождаемости (и уровень рождаемости на самом деле) был еще очень высоким, хотя уже давно (во всяком случае, после 1925 г.) снижался. В последующий пе­риод коэффициент рождаемости почти неуклонно снижался, не только вследствие действительного снижения рождаемости, но и вследствие по­старения возрастной структуры населения. К настоящему времени он со­кратился до небывало низкого уровня, вдвое более низкого, чем в самые тя­желые годы Великой Отечественной войны. Не будем торопиться судить о причинах падения уровня рождаемости в России до подобной глубины, об этом речь в следующей главе.

Коэффициент смертности, сократившись за 20 лет, в период 1940 — 1960 гг., затем неуклонно рос почти 35 лет. На самом деле динамика смертности была иной, в отдельные годы смертность действительно росла, в отдельные годы — снижалась. В данном случае динамика общего коэффициента смертности находится под большим влиянием постарения возрастной структуры населения.

Таблица 4.1

Динамика общих коэффициентов естественного движения населения России (в промилле)

Годы	Рождаемость	Смертность	Естественный прирост	Брачность	Разводимость
1940	33,0	20,6	12,4	5,5	0,9
1950	26,9	10,1	16,8	12,0	0,5
1960	23,2	7,4	15,8	12,5	1,5
1970	14,6	8,7	5,9	10,1	3,0
1980	15,9	11,0	4,9	10,6	4,2
1990	13,4	11,2	2,2	8,9	3,8
1991	12,1	11,4	0,7	8,6	4,0
1992	10,7	12,2	-1,5	7,1	4,3
1993	9,4	14,5	-5,1	7,5	4,5
1994	9,6	15,7	-6,1	7,4	4,6
1995	9,3	15,0	-5,7	7,3	4,5
1996	9,0	15,0	-6,0	5,9	3,8
1997	8,6	13,8	-5,2	6,3	3,8

В результате совокупных изменений коэффициентов рождаемости и смертности общий коэффициент естественного прироста тоже снижался, пока не стал отрицательным. Надолго ли? Пока никому не известно. Мо­жет быть, навсегда.

Уровень брачности в стране после окончания войны был очень высоким, и в этом нет ничего удивительного. Надо сказать, уровень брачности в России всегда был высоким по сравнению, скажем, с Западной Европой, где в прошлом наблюдался так называемый европейский тип брачности, для которого характерны относительно высокий возраст вступления в брак и высокий процент безбрачия. Лишь в самые последние годы, в первой по­ловине 1990-х гг., общий коэффициент брачности в стране упал до необы­чайно (для России) низкого уровня. О причинах пока рано судить. Еще слишком мало прошло времени для сбора достаточного для углубленного анализа количества статистических и исследовательских материалов.

Коэффициент разводимости в первые годы после окончания войны был очень низким, и вряд ли тут нужны какие-либо пояснения. Хотя трудно сказать, насколько эта статистика отражает реалии жизни того времени. Война разрушила многие семьи, и не всегда распадение брака оформля­лось юридически. Вероятно, мы уже никогда не узнаем, какая же доля бра­ков распалась в те времена на самом деле.

В 1960-е гг. уровень разводимости начал неуклонно расти. Здесь нужно учесть, что в 1965 г. были значительно облегчены юридические условия для развода, и поэтому к фактическому числу разводов добавились разво­ды давно состоявшиеся, но своевременно не оформленные юридически. Влияние этого фактора на коэффициент разводимости продолжалось не­сколько лет. В последние годы общий коэффициент разводимости стаби­лизировался на очень высоком уровне. Выше, чем у нас, в России, он отме­чается только в США.

Для оценки высоты общего коэффициента рождаемости в разное время отдельными учеными предлагались специально разработанные шкалы. Я не привожу их здесь по ряду причин. Во-первых, эти шкалы довольно субъективны и отражают, скорее, личные оценки их авторов. Во-вторых, в та­ких шкалах нет необходимости. Для оценки уровня рождаемости на основе величины общего коэффициента рождаемости достаточно запомнить лишь одно его критическое значение, т. е. то, которое соответствует границе простого воспроизводства населения (при котором население не растет, но и не убывает). При низкой общей и детской смертности общий коэффициент рождаемости, соответствующий простому воспроизводству населения, ра­вен примерно 15—16 ‰. Отсюда можно грубо оценить, в какой степени нынешний уровень рождаемости обеспечивает воспроизводство населения в нашей стране. Для этого достаточно разделить фактический коэффициент рождаемости 1997 г. (8,6 ‰) на его критическую величину (15,0 ‰):

8,6 : 15,0 = 0,57, или 57 ‰,

т.е., при сохранении такого уровня рождаемости в течение длительного времени каждое следующее поколение будет численно меньше на 43%, чем предыдущее.

Тема 5

Рождаемость и репродуктивное поведение

Рождаемость в демографии — центральная проблема. В современных условиях относительно низкой смертности воспроизводство населения в целом определяется исключительно уровнем и динамикой рождаемости. Острота проблемы рождаемости обусловлена также тем обстоятельством, что если по отношению к смертности (к смерти) существует негативное единодушие всех людей, какое бы место в обществе они ни занимали, то по отношению к рождаемости ныне существует большое различие мнений, доходящее иногда до острой полемики.

Но — сначала о понятиях и показателях. Рождаемость в демографии — это частота рождений в определенной социальной среде. Теперь мы уже должны знать, что рождаемость и число рождений — вовсе не одно и то же, что число рождений — вовсе не то же, что рождаемость (рождаемость — понятие, выражающее интенсивность, число рождений — понятие экстенсивное). Чтобы иметь правильное суждение о высоте уровня рождаемости и его изменениях, очень важен выбор подходящих к каждому конкретному случаю статистических показателей.

Простейшим из них является общий коэффициент рождаемости, о достоинствах и недостатках которого уже говорилось в предыдущей главе. По возможности лучше не пользоваться им вовсе, а если необходимость заставит — проявлять большую осторожность в выводах, сделанных на основе этого показателя.

5.1. Показатели уровня рождаемости. Не намного лучшими качествами, чем общий коэффициент, обладает другой старинный показатель, так называемый специальный коэффициент рождаемости. Он представляет собой отношение числа родившихся живыми[10] (обычно за календарный год) к средней (среднегодовой) численности жен­щин в возрасте от 15 до 50 лет[11].

Формула расчета специального коэффициента рождаемости выглядит так:

                                    (5.1.1)

где F_15-49 — специальный коэффициент рождаемости; N — число родившихся;   — среднегодовая численность женщин в возрасте 15—49 лет.

Примечание: показатель Т — длина периода времени в полных годах — опускается в данной формуле и в последующих (для упрощения), но незри­мо он присутствует.

Между специальным и общим коэффициентами существует взаимосвязь, которую можно выразить в виде формулы (5.1.2):

          (5.1.2)                    

Все условные обозначения в этой формуле известны из ранее приведен­ных, кроме , которое обозначает процентную долю женщин репродук­тивного возраста 15—49 лет в общей численности населения. Введя в числи­тель и знаменатель одно и то же число женщин в возрасте 15—49 лет, мы, естественно, не меняем общей величины дроби, но вместо одной получаем две дроби, первая из которых есть специальный коэффициент рождаемости F_15-49, а  вторая есть доля женщин в возрасте 15—49 лет в общей численности населения . Специальный коэффициент рождаемости имеет по срав­нению с общим коэффициентом некоторые достоинства и, конечно же, недо­статки. Достоинства состоят в том, что этот коэффициент, естественно, не за­висит от половой структуры населения и в меньшей степени, чем общий коэффициент, зависит от возрастной структуры. Доля женщин в возрасте 15—49 лет в общей численности населения колеблется в разных странах и территориях от 20 до 30%. Таким образом, при том же самом, что и при рас­чете общего коэффициента, числе родившихся — в числителе дроби — численность населения в знаменателе дроби уменьшается примерно в четыре раза, повышая в той же степени и точность показателя в целом.

Недостаток специального коэффициента, однако, тот же: зависимость величины от особенностей возрастной структуры. Правда, уже от особенностей возрастной структуры внутри женского репродуктивного контингента (в возрастном интервале от 15 до 50 лет), а не всего населения. Хотя эта зависимость и меньше в четыре раза по сравнению с общим коэффициентом, ее искажающего влияния хватает для того, чтобы сделать спе­циальный коэффициент рождаемости тоже мало полезным в демографиче­ском анализе. Специалисты этим показателем пользуются очень редко.

5.2. Возрастные коэффициенты рождаемости

Следующим шагом вперед на пути продвижения к лучшим показателям рождаемости является расчет возрастных коэффициентов рождаемости. Они рассчитываются следующим образом:

                                   (5.1.3)

где F_х — возрастной коэффициент рождаемости; N_x — число родившихся у женщин в возрасте «х»;  — численность женщин в возрасте «х».

Возрастной коэффициент представляет собой отношение годового числа родившихся у матерей возраста «х» к численности всех женщин этого возраста. Если игнорировать многоплодные роды (которые составляют небольшой процент в общем числе родов), то можно рассматривать коэффициент рождаемости как долю женщин, родивших в данном году ре­бенка, в общей численности женщин соответствующего возраста.

Возрастные коэффициенты рассчитываются по однолетним и пятилетним возрастным группам. Самые, подробные — однолетние возрастные ко­эффициенты дают наилучшие возможности для анализа состояния и дина­мики рождаемости. Однако они подвержены влиянию деформации данных о возрастной структуре женского репродуктивного контингента под влия­нием возрастной аккумуляции, о которой говорилось в предыдущей главе. Поэтому, когда не требуется очень высокая точность, исследователи обхо­дятся пятилетними возрастными коэффициентами, которые, хотя и под­вержены небольшому влиянию колебаний возрастной структуры внутри пятилетних возрастных групп, все-таки дают вполне хорошие возможно­сти для анализа рождаемости.

5.3. Рождаемость и плодовитость

До недавних пор в нашей демографии поддерживалась традиция, достав­шаяся нам от российской статистики XIX в., по которой лишь один из коэф­фициентов рождаемости так и назывался — «коэффициент рождаемости», а все остальные коэффициенты рождаемости назывались коэффициентами плодовитости. Справедливости ради надо сказать, что в российской стати­стике прошлого века вообще использовались только два показателя рождае­мости, один из которых назывался коэффициентом общей рождаемости, или плодовитости населения, и который сохранился под именем общего коэф­фициента рождаемости, а второй назывался показателем специфической рождаемости или плодовитости женщин. Впоследствии вся совокупность показателей рождаемости, рассчитывавшихся по отношению к той или иной численности женщин, стала называться коэффициентами плодовитости, а то и просто плодовитостью. Никакой теоретической подоплеки под таким наименованием показателей рождаемости никогда не было. И тем не менее тра­диционное смешение рождаемости и плодовитости в наименованиях показа­телей рождаемости сохранялось очень долго, до самых последних лет. Оно и сейчас еще иногда встречается в некоторых публикациях. Однако такое сме­шение теперь считается специалистами ошибочным. Рождаемость и плодо­витость — не показатели, а категории, разные категории, хотя, конечно же, связанные между собой очень тесно.

Необходимость различия рождаемости и плодовитости стала назревать в конце 1960-х гг., в связи с развитием социологического подхода к изучению факторов рождаемости. Исследователи начали уделять все большее внимание волевым аспектам регулирования рождаемости, и в связи с этим потребовалось более четко отделить «субъективные» факторы, т.е. завися­щие от воли людей по поводу числа и сроков рождения детей, от факторов «объективных», т.е. от воли людей не зависящих. К числу последних отно­сится и физиологическая способность людей к зачатию и рождению опре­деленного числа детей, которая в биологических науках издавна называ­лась плодовитостью, и лишь по нелепой случайности это имя получило в демографии другое приложение (к другому объекту).

Тем не менее традиция оказалась очень живучей. Лишь в последние годы специалисты от нее почти полностью отказались[12].

Плодовитость — это биологическая способность женщины, мужчи­ны, брачной пары к зачатию и рождению определенного числа детей.

Измеряется числом потенциально возможных живорождений у женщины, которое зависит от генетических качеств и состояния здоровья обоих су­пругов, а также от сочетания их физиологических свойств в браке (иногда у здоровых супругов беременность не наступает вследствие их биологиче­ской несовместимости).

В отдельных случаях число возможных рождений в одноплодных родах может варьироваться в очень широких пределах, от 0 до 35. Однако плодо­витость редко реализуется полностью. Средняя видовая плодовитость, т.е. плодовитость человека как биологического вида, составляет 10—12 живо­рождений за всю жизнь, или 12—15 беременностей (с учетом мертворождений и самопроизвольных абортов). Фактически же показатели итоговой брачной рождаемости в больших массах населения никогда не достигали такой величины и редко превышали 8 живорождений за всю жизнь в браке с 15 до 50 лет.

В прошлом весьма распространенными были представления, будто плодовитость различается в зависимости от климата, расы, культурного уровня людей и т.п. Считалось, что в жарком климате половое созревание наступает раньше и плодовитость выше, чем в умеренном климате, что у «диких» народов плодовитость выше, чем у «цивилизованных». Даже в ХIX в. выдающиеся ученые (Т. Садлер, П.Ж. Прудон, Г. Спенсер, А. Дюмон и др.) считали, что плодовитость снижается от умственного напряжения, или трудностей восхождения по общественной лестнице, или от излишней полноты человека. Подобные представления были основаны чаще на впечатлениях и предрассудках, чем на результатах специальных исследований. Современные исследования не подтверждают каких-либо географи­ческих, этнических или социальных различий в плодовитости. Поэтому высокие показатели рождаемости, наблюдавшиеся когда-либо в прошлом или наблюдаемые ныне у отдельных народов или в отдельных этнических или религиозных группах населения, не ограничивающих искусственно свою рождаемость, могут использоваться в качестве базы сравнения хотя бы для грубой оценки плодовитости населения экономически развитых стран с низкой, искусственно ограничиваемой рождаемостью. Правда, сле­дует иметь в виду, что подобные оценки плодовитости, основанные на ка­ких бы то ни было показателях рождаемости, занижают ее действительные размеры. Во-первых, у большинства народов с высокой рождаемостью все­гда существовали и существуют различные обычаи и другие социаль­ные нормы, косвенно ограничивающие рождаемость (в частности, нормы, регулирующие условия вступления в брак и его расторжения; запреты на половые сношения в браке в определенные периоды в связи с обычаями хозяйственной деятельности; нормы, регулирующие продолжительность кормления ребенка грудью и т.п.). Во-вторых, рождаемость у многих наро­дов занижается плохим питанием и различными болезнями, снижающими плодовитость (туберкулез, малярия, венерические болезни и т.д.). Нако­нец, в-третьих, у всех народов, хоть и в разной степени, практикуются про­тивозачаточные меры и искусственные аборты.

В социолого-демографических исследованиях плодовитость изучается как один из факторов рождаемости и репродуктивного поведения (о репродуктивном поведении речь пойдет позднее в этой главе). В современных условиях низкой смертности высокая видовая плодовитость, благодаря ко­торой человечество смогло выжить на заре своей юности, стала избыточ­ной. Ее реализация в рождаемости хотя бы даже в половинном размере обеспечивает быстрый рост населения, иногда превышающий потребности общества в воспроизводстве населения и потребности большинства семей в родительстве. Поэтому проблема ограничения избыточной плодовитости приобретает в современных экономически развитых странах самостояте­льное значение, не только в демографическом, но и в социально-гигиени­ческом и социально-психологическом аспектах.

Плодовитость возникает очень рано (у женщин в 12—13 лет, у мужчин в 14—15 лет), в то время как возраст достижения экономической зрелости, не­обходимой для создания собственной семьи, отодвигается по мере увеличе­ния сроков школьного и профессионального образования. Такой разрыв в сроках полового и социального созревания создает множество проблем (до­брачные половые контакты подростков, проблемы преждевременных бере­менностей, родов и контрацепции и т.п.) не только медицинского, но и мора­льного, социально-психологического и культурного характера.

Напротив, возраст угасания плодовитости отодвигается по мере улучшения условий жизни и здоровья населения (у женщин за 50—55 лет, у мужчин в среднем еще к более старшему возрасту). Между тем все чаще женщины в экономически развитых странах прекращают деторождение уже в возрасте до 35 лет. После рождения желаемых 1—2 детей, на что затрачивается в среднем 5—10 лет, супружеская пара в течение 15 и более лет вынуждена прилагать немалые усилия для предотвращения нежелан­ных беременностей с помощью противозачаточных средств и методов, а при их неэффективности — прибегать к абортам с угрозой для здоровья и даже жизни женщины. Это создает известную напряженность в семейных отношениях. Решение этой проблемы также требует участия не только медиков, но и социологов и психологов.

Интерес к изучению плодовитости растет в последние два десятилетия по мере развития социолого-демографических исследований репродуктивных установок, мотивов, планов и их реализации. Для оценки реальности репродуктивных намерений, для изучения практики внутрисемейного регулирова­ния рождаемости исследователи все более ощущают необходимость иметь хоть некоторое представление о состоянии плодовитости респондентов.

Информацию о состоянии плодовитости (точнее, о бесплодии) собирают при анкетировании супругов. Правда, при этом фиксируются только те нарушения плодовитости, о которых известно самим опрашиваемым и о которых они пожелают сообщить. Таким образом, данные о полном или ча­стичном бесплодии, получаемые при опросах населения, дают неточную картину уровня плодовитости населения (хотя и значительно более пол­ную, чем по данным медицинского учета). Однако, несмотря на определен­ную неполноту информации об уровне плодовитости, получаемую путем опроса населения, результаты исследований, проведенных во многих стра­нах, свидетельствуют о больших масштабах бесплодия и пониженной пло­довитости — до 25—30% браков, в которых жена не старше 50 лет. В воз­расте максимума женской плодовитости — 20—24 года — 3—6% стерильны (неспособны к зачатию), но уже к 35—39 годам — около 20% (а с учетом частичного бесплодия — до 50%). Таким образом, различия в пло­довитости вносят существенные коррективы в репродуктивные планы се­мей, и их надо учитывать в исследованиях.

Рождаемость — фактическая реализация плодовитости в зависимо­сти от множества условий (из которых наличие плодовитости — первое) экономического, культурного, психологического и другого свойства.

5.4. Графическое изображение возрастных

коэффициентов рождаемости

Кривая возрастных коэффициентов рождаемости изображается в обычной системе координат. По оси абсцисс откладываются границы возраст­ных групп — от 15 до 50 лет, по оси ординат — шкала возрастных коэффи­циентов рождаемости (см. рис. 5.1). В середине возрастных интервалов на шкале абсцисс восстанавливаются перпендикуляры, высота которых про­порциональна величине соответствующих возрастных коэффициентов рождаемости, и концы этих перпендикуляров соединяются между собой. Полученная линия (плавная в случае использования однолетних возраст­ных коэффициентов, ломаная — в случае пятилетних коэффициентов) и будет отражать форму кривой (условно будем называть «кривой» и лома­ную линию) возрастных коэффициентов рождаемости.

В интервале от 15 до примерно 22—23 лет кривая резко взмывает вверх по мере взросления женщин и вступления их в брак, достигает в указанном воз­расте максимума и начинает снижаться. Рассматривая две кривых возрастной рождаемости, одна из которых принадлежит населению с высокой рождае­мостью и малой степенью внутрисемейного регулирования ее, а другая кри­вая — напротив, населению с низким уровнем рождаемости и высокой степе­нью внутрисемейного контроля ее (на рис. 5.1 изображены три кривые возрастных коэффициентов рождаемости в одной стране — СССР — за дли­тельный период времени, что ничего не меняет в наших рассуждениях), мож­но видеть, что нижняя кривая значительно более вогнута, чем верхняя. До до­стижения точки максимума все кривые мало отличаются друг от друга. Это объясняется тем, что до рождения первого ребенка не принято использовать средства против зачатия в браке (во всяком случае, в нашей стране до недав­него времени так было. Сейчас это уже, очевидно, не так). Лишь после рожде­ния первого ребенка, нередко единственного, супруги начинают прилагать усилия, чтобы не допустить рождения следующего ребенка, или отсрочить наступление беременности «до лучших» времен.

 

Возрастные коэффициенты рождаемости

(СССР (1926—1927, 1958—1959 гг.), России (1995 г.)

Степень вогнутости кривой возрастных коэффициентов рождаемости наглядно отображает степень активности внутрисемейного контроля рождаемости.

5.5. Брачная и внебрачная рождаемость

Следующим продвижением к наилучшим показателям рождаемости яв­ляется учет в коэффициентах брачного состояния женщин. Дети в основном рождаются в браке. Брачное состояние является важнейшим фактором уров­ня рождаемости. Следовательно, специальный и возрастные коэффициенты брачной и внебрачной рождаемости дают лучшее представление о состоянии и динамике рождаемости, чем обычные коэффициенты, не дифференциро­ванные по брачному состоянию женщин. Формулы расчета коэффициентов брачной и внебрачной рождаемости выглядят следующим образом:

Специальный коэффициент брачной рождаемости:

                            (5.5.1)

где ^mF_x — специальный коэффициент брачной рождаемости; ^mN_x — число родившихся у замужних женщин в возрасте «х»;  — общее число замужних женщин в возрасте «х».

Возрастной коэффициент брачной рождаемости:

                               (5.5.2)

где ^mF_x — возрастной коэффициент брачной рождаемости; ^mN_x — число родившихся у замужних женщин в возрасте «х»;  — численность замужних женщин в возрасте «х».

Коэффициенты брачной рождаемости рассчитываются в нашей стране в основном лишь по данным выборочных обследований. Официальная статистика их не рассчитывает и не публикует. Это связано с двумя проблема­ми. Первая — показатели брачной рождаемости должны обязательно диф­ференцироваться по возрасту вступления в брак и длительности брака. Однако необходимых для подобных расчетов данных нет в регистрах теку­щего учета рождений.

Вторая проблема—несоответствие числителя и знаменателя дроби при расчете показателей брачной рождаемости. В числителе приводится число родившихся в зарегистрированном браке, в то время как в знаменателе — число замужних женщин по данным переписи населения, т.е. в фактическом браке. Правда, Всероссийская микроперепись населения 1994 г. по­казала, что в нашей стране, в отличие от многих других стран, большинст­во браков регистрируется, более 90%. Некоторые исследователи брачной рождаемости попросту игнорируют эту пресловутую проблему несоответ­ствия числителя и знаменателя, иначе говоря, считают всех новорожден­ных родившимися в браке. Насколько они правы, трудно сказать.

Показатели внебрачной рождаемости рассчитываются совершенно аналогично показателям брачной рождаемости. Нужно только в вышеприведен­ных формулах специального и возрастного коэффициентов брачной рождае­мости заменить левый верхний индекс «т» (от англ. «marriage») на «п» («nonmarriage»). Пожалуй, не стоит останавливаться на формулах коэффици­ентов внебрачной рождаемости более подробно, тем более, что они редко ис­пользуются. Более важным вопросом является следующий: что же такое вне­брачная рождаемость? Это не такой простой вопрос, как может показаться.

Во многих странах законным признается лишь брак, зарегистрированный в государственных органах регистрации актов гражданского состояния. В на­шей стране отношение государства к браку двойственное. С одной стороны, согласно действующему Семейному кодексу Российской Федерации, право­мочным признается лишь брак, зарегистрированный в органах записи актов гражданского состояния. Только в этом случае возникают права и ответст­венность супругов перед законом по отношению друг к другу имущественно­го и любого иного свойства. В то же время права детей по отношению к отцу различаются в зависимости от следующих обстоятельств: 1) если ребенок ро­дился от лиц, состоящих между собой в юридическом браке, или в течение трехсот дней с момента расторжения брака, признания его недействитель­ным или с момента смерти супруга матери ребенка, ребенок признается зако­ном как родившийся в браке, а его отцом — супруг (бывший супруг) матери; для признания супруга отцом ребенка достаточно свидетельства о браке (если не доказано иное происхождение ребенка); 2) если отцовство лица, не состоящего в юридическом браке с матерью ребенка, устанавливается путем подачи в органы записи актов гражданского состояния совместного заявления отцом и матерью ребенка о признании отцовства. В этом случае ребенок не считается рожденным в браке, но тем не менее права и обязанности отца и ребенка по отношению друг к другу устанавливаются такими же, как и для родившихся в браке. На основании того же совместного заявления родителей ребенка производится и его регистрация в органах записи актов гражданского состояния с указанием имен обоих родителей; наконец, 3) если ребенок регистрируется лишь по заявлению одной только матери, фамилия отца ребенка записывается по фамилии матери, а имя и отчество отца ребенка — по указанию матери. При желании мать может и вовсе не указывать сведения об имени отца ребенка. В третьем варианте ситуации ни ребенок, ни его отец не имеют никаких прав и обязанностей по отношению друг к другу, так же и ро­дители ребенка между собой.

В то время как в нашей текущей статистике фактические браки браками не считаются (и соответственно, дети, рожденные в таких союзах, не счита­ются рожденными в браке), при переписях, напротив, не делается различий между фактическим браком и юридическим[13]. В результате подобной непо­следовательности становится нечетким различие между брачными и вне­брачными рождениями, неясным становится само понятие внебрачного рождения. В итоге мы толком не знаем, каков у нас уровень брачной и вне­брачной рождаемости (между тем это знание необходимо не только в демо­графическом, но, пожалуй, даже больше в моральном и социально-психо­логическом аспектах).

К примеру, в 1997 г. доля детей, родившихся у женщин, не состоящих в зарегистрированном браке (так совершенно правильно называет эту категорию новорожденных наша государственная статистика) составила в целом по России 25,3% общего числа родившихся, при этом в городских поселени­ях — 25,0%, в сельских — 26,1%[14]. Что это означает? Как интерпретировать? Хотя разница этой доли между городским и сельским населением очень мала (и одно это уже вызывает удивление. Если это внебрачные рождения, то, ка­залось бы, в городах их должно быть существенно больше, чем в деревне), все же эта доля несколько выше среди сельского населения, чем среди город­ского. В какой степени эта доля родившихся вне юридически оформленного брака состоит из родившихся в фактическом браке (куда относятся и браки, заключенные по церковному обряду, для верующих это вполне законные браки), а в какой — результат случайных половых контактов

Пожалуй, лишь однажды, в 1990 г., бывшее ЦСУ СССР опубликовало не только общее число родившихся у женщин, не состоящих в зарегистрированном браке, но и выделило среди них число новорожденных, зарегист­рированных по заявлению матери. Оказалось возможным, таким образом, определить удельный вес новорожденных, зарегистрированных по обоюд­ному заявлению родителей (путем вычитания числа детей, зарегистриро­ванных по заявлению только матери, из общего числа родившихся вне юридического брака). Он составил в России 42,4% (к общему числу детей, родившихся у женщин, не состоящих в зарегистрированном браке)[15]. Мож­но предполагать (только предполагать), что значительная часть этих роди­телей — супруги, состоящие в незарегистрированном браке. К сожалению, Госкомстат России не последовал хорошему почину своего бывшего «старшего брата». Поэтому мы не знаем, какова динамика и соотношение детей в общем числе родившихся по своему брачному статусу. В 1960 г. доля детей, родившихся вне зарегистрированного брака, равнялась 13,7% и к 1975 г. она сократилась до 10,7%, а затем начала расти и в конце 1980-х гг. этот рост сильно ускорился. В 1997 г. доля родившихся вне юридического брака (как уже отмечалось) поднялась до 25,3%, что означает повышение по сравнению с 1975 г. более чем в два раза[16]. Что означает этот стремитель­ный рост? Упадок нравов, сопровождаемый неумением предупреждать не­желанные рождения? Рост числа и удельного веса нерегистрируемых брач­ных отношений, т.е. рост неуважения к традиционному институту брака? Отражение экономической независимости женщин? Без специальных серьезных эмпирических и теоретических исследований ответить на эти вопросы невозможно. А пока мы должны лишь помнить, что дети, рожденные вне брака («внебрачные дети»), и дети, рожденные вне зарегистрированного брака, — это вовсе не одно и то же, и не нужно смешивать эти разные понятия.

5.6. Суммарный коэффициент рождаемости

Теперь вернемся снова к возрастным коэффициентам рождаемости. Если иметь в виду упомянутые трудности с использованием коэффициен­тов брачной рождаемости, то обычные, не дифференцированные по брач­ному состоянию возрастные коэффициенты остаются наилучшими показа­телями уровня рождаемости, дающими хорошие возможности для анализа его состояния и динамики. Как уже отмечалось, их достоинством является независимость от влияния возрастной структуры внутри женского репродуктивного возрастного контингента. Но и у них есть недостаток, который состоит в том, что их много. При использовании однолетних коэффициен­тов их будет целых 35 (от 15 до 49 лет включительно).

В случае использования пятилетних коэффициентов их число уже значи­тельно меньше — 7, но все же их остается еще много для обозрения. Причем динамика коэффициентов может быть различной, иногда до противополож­ности. В самом деле, тенденция динамики коэффициентов в большинстве экономически развитых стран в нынешнем веке была такой, что в младших возрастных группах коэффициенты рождаемости росли, в то время как в старших — снижались. Иногда, глядя на картину динамики возрастных ко­эффициентов рождаемости, трудно решить, что же все-таки происходит — снижается рождаемость или растет. И некоторые научные спекулянты небес­корыстно пользуются этим обстоятельством, утверждая, будто рождаемость в нашей стране не снижается. Нужен один обобщающий показатель, который соединял бы в себе достоинства целой системы показателей. И такой показа­тель есть. Его зовут — суммарный коэффициент рождаемости.

Суммарный коэффициент рождаемости вычисляется путем суммирования возрастных коэффициентов рождаемости с умножением их на длину каждого возрастного интервала в целых годах (при однолетних коэффици­ентах множитель равен 1, при пятилетних — 5, и т. д.). Сумма в итоге де­лится на 1000, т.е. показатель выражается в расчете на одну женщину в среднем. Формула расчета такова:

                    (5.6.1)

где СКР — суммарный коэффициент рождаемости; F_x — возрастные коэффициенты; n — длина возрастного интервала (при одинаковой длине ин­тервала, его можно вынести за знак суммы, т.е. сначала сложить коэффициенты, а затем один раз умножить сумму коэффициентов на длину возрастного интервала. Если же интервалы разные по длине (редко, но бывает), то придется каждый коэффициент умножать отдельно на соответствующую ему длину возрастного интервала).

Суммарный коэффициент рождаемости является одним из сводных, итоговых показателей, которые строятся как по методу реального, так и условного поколения. Приведенная выше формула расчета суммарного коэффициента относится к условному поколению, т.е., мы рассматриваем все возрастные коэффициенты рождаемости, относящиеся к разным реальным поколениям женщин, условно как относящиеся к одному поколению, будто бы прожившему в данном одном календарном году, в году наблюде­ния, всю свою репродуктивную жизнь, с 15 до 50 лет.

Суммарный коэффициент рождаемости показывает, сколько де­тей рожает в среднем одна женщина за всю свою жизнь с 15 до 50 лет при условии, что на всем протяжении репродуктивного периода жиз­ни данного поколения возрастные коэффициенты рождаемости в каждой возрастной группе остаются неизменными на уровне расчетного периода[17].

Рассмотрим пример расчета суммарного коэффициента рождаемости (см. таблицу 5.1).

Таблица 5.1

Возрастные и суммарный коэффициенты рождаемости

в России в 1995 г.

Коэффициенты рождаемости в указанных возрастных группах, %	Суммарный коэффициент рождаемости, СКР
15—19	20—24	25—29	30—34	35—39	40—44	45—49
45,6	113,5	67,2	29,7	10,7	2,2	0,1	1,345

Собственно говоря, в таблице 5.1 представлены исходные данные для расчета (возрастные коэффициенты рождаемости) и результат расчета (суммарный коэффициент). Сам расчет состоит в арифметическом дейст­вии суммирования коэффициентов, умножения суммы коэффициентов на 5 (длину возрастного интервала) и деления ее же на 1000. Очевидно, эти простейшие действия в демонстрации не нуждаются[18].

Полученный в таблице 5.1 суммарный коэффициент рождаемости, равный 1,345 (или, по данным государственной статистики, 1,344) интерпретируется следующим образом. При сохранении возрастных коэффициен­тов рождаемости 1995 г., в течение неопределенно долгого времени одна женщина в среднем из условного поколения женщин, проживших весь репродуктивный период своей жизни в 1995 г. родила (иногда говорят родила бы, но в этом совсем нет нужды, если мы понимаем, о какой женщине идет речь) 1,345 ребенка.

Суммарный коэффициент является наилучшим показателем рождаемости. Он обладает следующими достоинствами:

1. Его величина не зависит (или почти не зависит) от особенностей возрастной структуры населения и женского репродуктивного контингента;

2. Этот показатель одним числом позволяет оценить состояние уровня рождаемости с позиций обеспечения ею воспроизводства населения. Для такой оценки достаточно лишь помнить критическое, пороговое значение суммарного коэффициента рождаемости, соответствующее уровню про­стого воспроизводства населения.

В условиях самой низкой смертности (скажем, японской) простое воспроизводство населения обеспечивается уровнем рождаемости с суммарным коэффициентом рождаемости, равным 2,08 ребенка (можно округ­лить до 2,1, но не до целого числа). У нас в России не самая низкая смертность, но и у нас критическое значение суммарного коэффициента рождаемости равно 2,12 (т.е. мало отличается от японского уровня).

Тогда, например, разделив фактический суммарный коэффициент рождаемости, в частности 1,23 (для России в 1997 г.), на его критическое значе­ние 2,12, без каких-либо иных, иногда довольно сложных и трудоемких вы­числений, узнаем, что современный уровень рождаемости в нашей стране обеспечивает воспроизводство населения (или иначе — замещение поко­ления) лишь на 58,0%, т.е. немногим более чем наполовину. И когда возра­стная структура нашего населения придет в полное соответствие с совре­менными уровнями рождаемости и смертности, каждое следующее поколение будет почти наполовину численно меньше предыдущего.

Конечно, и этот наилучший показатель рождаемости, каким является сум­марный коэффициент, не может обойтись без недостатков. К ним относятся:

1. Зависимость величины коэффициента от уровня и изменений брачности. При повышении или сокращении уровня брачности суммарный коэф­фициент соответственно повышается или сокращается, в то время как чис­ло детей в каждой отдельной семье будет оставаться неизменным или меняться в противоположную сторону, нежели брачность.

2. Величина коэффициента зависит также от изменения сроков рождения детей, от распределения интервалов между последовательными рож­дениями на протяжении репродуктивного периода жизни женщины. Такое распределение называется таймингом рождений (от англ. — timing of births — распределение рождений в репродуктивном периоде[19]) или иногда  «календарем рождений». Первый вариант более предпочтителен, посколь­ку не связан ни с какими ассоциациями.

Попробуем пояснить понятие тайминга следующим примером. В совре­менных экономически развитых странах с низкой рождаемостью, когда бо­льшинство супругов эффективно контролирует число и сроки рождения сво­их детей, двух детей можно родить с интервалом в один год или в десять лет. Оказываясь в неблагоприятных экономических, психологических или иных условиях, супруги могут отложить желанное рождение на несколько лет и реализовать его позднее, когда ситуация улучшится. Если таких семей ока­зывается много, то изменение тайминга скажется на колебаниях всех показа­телей рождаемости. В одном периоде они увеличатся, в другом упадут (если, конечно, не изменится итоговое число детей, которое хотели бы иметь или планируют иметь супруги). Показатели условного поколения реагируют на тайминг, в то время как показатели реального поколения отразят лишь окон­чательный итог рождения детей данным поколением (когортой) женщин.

Поэтому временное, тайминговое, повышение уровня рождаемости, к примеру, после единовременного постановления правительства, сулящего какие-либо блага семьям за рождение дополнительного числа детей, нель­зя трактовать просто как «повышение» рождаемости. Его надо оценивать так, как оно того заслуживает, т.е. как всплеск волны, за которой, скорее всего, последует ее падение.

Некоторые статистики долго не хотели понимать природы колебаний уровня рождаемости. При очередном подъеме коэффициентов они счита­ли, что рождаемость наконец-то начала повышаться (и справедливости ради надо сказать, находилось немало ученых, вполне солидных, придерживавшихся того же мнения). Когда же очередная волна подъема заканчи­валась еще более глубоким провалом, чем до него, подобные статистики скромно помалкивали. Таким образом, создавалось впечатление, что рож­даемость в стране непрерывно растет.

5.7. Критическое значение итогового числа рожденных детей,

соответствующее границе простого воспроизводства населения,

в расчете на одну брачную пару (в среднем)

Критическое значение суммарного коэффициента рождаемости, соответствующее границе простого замещения поколений, 2,08 (а для современной России — 2,12), определяется в расчете на одну женщину в среднем без различия ее брачного состояния. То есть как бы предполагается, что рожают детей все женщины репродуктивного возраста без исключе­ния. Однако очевидно, что это не так. В основном детей рожают женщины, состоящие в браке, живущие совместно с мужем и обладающие плодовитостью. Поэтому в социологических исследованиях факторов рождаемости для ее оценки используется критическое число рожденных детей в расчете на брачную пару. Расчет такого критического значения впервые осущест­вил в 1974 г.[20] выдающийся советский и российский демограф Борис Цезаревич Урланис (1906—1981) , а в 1983 г. с коррекцией на изменение неко­торых параметров расчета — другой известный российский демограф Александр Борисович Синельников[21]. Алгоритм расчета с учетом попра­вок, внесенных А.Б. Синельниковым, приводится ниже.

1. При прочих равных условиях, как часто говорится, число рожденных детей определяется прежде всего численностью женщин. Поскольку на 100 девочек среди новорожденных в среднем приходится 105 мальчиков, то для рождения 100 девочек каждые 100 женщин должны родить 205 детей.

2. В условиях современной смертности из 100 новорожденных девочек доживают до среднего возраста матерей при рождении дочерей (27 лет) 96,8%. Следовательно, для простого воспроизводства необходимо, чтобы каждые 100 женщин родили 205 : 0,968 = 211,78, или округленно, 212 детей (это то самое критическое значение суммарного коэффициента рождаемости, которое приводилось чуть ранее. Вот так оно определено).

3. Далее, нужно учесть влияние окончательного первичного безбра­чия женщин (т. е. доли женщин, ни разу не вступивших в брак до 50 лет). По данным Всесоюзной переписи населения 1989 г., в России доля таких женщин составила 3,5%. Некоторые специалисты полагают, что перепи­си населения занижают этот процент, поскольку некоторые женщины при переписи указывают себя состоящими или состоявшими в браке безосновательно. Но с другой стороны, часть женщин рожают детей вне брака. В какой-то степени один фактор перекрывает действие другого фактора, в какой — неизвестно. В итоге критическое число рождений в расчете на 100 замужних и когда-либо бывших замужем женщин составит: 211,78 : (1 - 0,035 = 0,965) = 219,46 детей.

4. Нужно также учесть влияние распадения браков в результате разводов и овдовения на рождаемость, поскольку из-за этого фактора сокраща­ется продолжительность брака. По данным ряда специальных исследова­ний, разводы и овдовения, с учетом повторного вступления в брак, снижают уровень рождаемости на 7,5%. С учетом этого фактора критическое значение должно составлять: 219,46 : (1 - 0,075 = 0,925) = 237,25.

5) Наконец, надо учесть и влияние бесплодия. Примерно 5% женщин не могут по этой причине родить ни одного ребенка, такой же процент из чис­ла родивших одного ребенка не могут родить 2-го ребенка, столько же — третьего, и т.д. Если принять среднюю оценку уровня бесплодия 8,0%, то окончательно для простого замещения 100 женщин они должны родить 237,25 : (1 - 0,080 = 0,920) = 257,88, или 258 детей. Следовательно, только для простого воспроизводства населения необходимо, чтобы на один эффективный брак (т.е. длящийся весь репродуктивный период жиз­ни и обладающий в течение всего этого периода плодовитостью) приходилось в среднем 2,58 или, если округлить, — 2,6 ребенка. Желатель­но, чтобы студенты постарались запомнить очень важные критические значения двух показателей уровня рождаемости, которые позволяют без дополнительных усилий дать оценку состояния и динамики рождаемости в стране и регионе и не смешивать их. В расчете на одну женщину без разли­чия брачного состояния это число равно 2,1 ребенка, в расчете же на один эффективный, или просто брак (поскольку о его эффективности, как прави­ло, ничего не известно) — 2,6 ребенка.

Но это еще не все. Критическое значение 2,6 ребенка в расчете на один эффективный брак — это средняя величина, которая является обобщением некоторого распределения семей по числу рожденных (за всю жизнь) де­тей. Если бы все семьи в обществе делились лишь на две группы: имеющих либо два, либо три ребенка, то в таком случае средняя величина 2,6 ребенка получалась бы при пропорции, когда 40% семей имеют двух детей, а 60% — трех. В действительности же всегда какая-то часть браков остается в течение всей жизни бездетными, а какая-то — ограничивается рождени­ем лишь одного ребенка. Бездетность (бесплодие) в приведенной выше мо­дели учтена, а для компенсации однодетности (которая уже получила боль­шое распространение среди российских семей, особенно в крупных городах) требуется значительная доля браков с тремя и более детьми. В 1987 г. мною было предложено следующее распределение семей в обще­стве по числу рожденных детей, соответствующее критическому значению показателя рождаемости в расчете на один эффективный брак, равному 2,6 ребенка. Это распределение таково: 4% семей — бездетные (точнее, не ро­дившие ни одного ребенка), 10% — родившие только одного ребенка, 35% — двух детей, трех детей — также 35%, 14% — четырех, и 2% — пять и более[22]. Отсюда можно видеть, что только для поддержания простого воспроизводства населения необходимо, чтобы семьи с тремя и более детьми составляли более половины общего числа семей. Если же обществом будет признана желательность роста населения России в течение обозримой перспективы, то доля семей с тремя и более детьми должна быть еще больше. Отсюда приходим к выводу, что целевым ориентиром для нашей семейно-демографической политики (когда она будет) должна быть семья с 3—4 детьми. Именно такая семья должна получить наиболь­шую экономическую и моральную поддержку со стороны государства и общества[23]. Между тем, по данным Всероссийской микропереписи населе­ния 1994 г., только 12,5% опрошенных женщин в возрасте от 18 до 30 лет назвали трех или более детей в качестве желаемого числа. Среднее желае­мое число детей по данным той же микропереписи составило по ответам тех же женщин всего 1,783 в расчете на одну женщину, намного ниже необходимых для простого воспроизводства 2,6.

5.8. Демографическая типология семей по

числу рожденных детей

Исходя из вышесказанного о числе рожденных детей, необходимом для хотя бы простого воспроизводства населения, предлагается следующая типология семей по числу рожденных детей: малодетная семья — 1—2 ребенка (такая семья недостаточна даже хотя бы для простого воспроизводства населения); среднедетная семья — 3—4 ребенка (такая семья обеспе­чивает лишь простое воспроизводство населения); многодетная семья — 5 и более детей.

5.9. Учет уровня смертности при оценке величины

суммарного коэффициента рождаемости

Выше указывалось критическое значение суммарного коэффициента рождаемости, соответствующего границе простого воспроизводства населения — 2,1 ребенка в расчете на одну женщину без различия ее брачного состояния. При этом добавлялось условие — при самой низкой смертно­сти. Ну, например, такой, как в современной Японии (самая высокая в мире продолжительность жизни мужчин в 1997 г. — 76,8 лет, женщин — 83,2 го­да). Между тем при более высокой смертности (или, что то же самое, — более низкой продолжительности жизни) критическое значение суммарно­го коэффициента рождаемости, соответствующее границе простого вос­производства населения, соответственно возрастает. К примеру, для Рос­сии это критическое значение (2,12) немного выше, чем для Японии (2,08). Но в мире есть немало стран, где смертность еще очень высокая, а средняя продолжительность жизни населения — низкая. Там рождаемость, которая неискушенному европейцу кажется очень высокой, на самом деле может едва покрывать потери населения от смертности. Так что, оценивая уро­вень рождаемости в какой-либо стране, нужно непременно заглянуть в справочник — узнать, какая в этой стране смертность. Рассмотрим, как это выглядит на примере отдельных развивающихся стран (см. таблицу 5.2).

Таблица 5.2

Суммарные коэффициенты рождаемости в отдельных странах

мира с учетом вероятности дожития новорожденных до 15 лет (1990—1994 гг.)

Страны	Суммарный Коэффициент рождаемости СКР	Вероятность дожития до 15 лет l15 (из типовых таблиц дожития)	Суммарный коэффициент рождаемости с учетом дожития новорожденных до 15 лет CKP x l15	Потери рождаемости из-за смертности СКР - (СКР х l15)
Уганда	7,4	0,670	5,0	2,4
Мали	73	0,700	5,1	2.2
Кот-д,Ивуар	7,4	0,795	5,9	1,5
Ангола	6,6	0,720	4,8	1,8
Зимбабве	5,3	0,817	4,3	1,0
Кабо-Верде	4,3	0,915	3,9	0,4

В Уганде и Кот-д'Ивуаре одинаковая величина суммарного коэффициента. Но с учеюм выживания рожденных детей, т.е. эффективная рожда­емость в Кот-д'Ивуаре выше, чем в Уганде почти на целого ребенка.

В нашей стране долгое время снижение детской смертности компенсировало снижение рождаемости. Поэтому снижение рождаемости долгое время не ощущалось. В конце XIX в. суммарный коэффициент рождаемости в 50 губерниях европейской части России (по другим регионам страны данные статистического учета рождений и смертей были недостаточно точны) со­ставлял 7,06 (таблица 5.3). Но до 15 лет из числа рожденных детей доживало лишь чуть больше половины[24]. Причем в отдельных губерниях России дет­ская смертность была еще выше, и, соответственно, детей выживало меньше. Поэтому, если родители желали иметь 3—4 взрослых детей, которые помогали бы им в жизни и содержали в старости, они должны были рожать их вдвое больше. Представление, еще довольно распространенное, будто в про­шлом в России большинство крестьянских семей были многодетными, не со­всем верно. Действительно, рожали детей нередко много. Но многодетных семей, тех, кому удавалось вырастить всех или большинство рожденных де­тей, было немного. Типичной же была семья с 3—4 детьми.

Таблица 5.3

Динамика суммарного коэффициента рождаемости в СССР

Россия с учетом изменения уровня детской смертности

Годы и территория	Суммарный коэффициент рождаемости СКР	Вероятность для новорожденного дожить до 15 лет, l15	Число детей, рожденных в среднем одной женщиной за всю жизнь и доживающих до 15 лет СКР х l15
1896¾1897 (50 губерний европейской части Российской империи)	7,06	0,524	3,70
1926¾1927 (европейская часть СССР)	6,40	0,679	4,35
1938¾1939 (СССР в границах после Великой Отечественной войны)	4,42	0,698	3,09
Российская Федерация (в современных границах)
1958¾1959	2,63	0,945	2,48
1969¾1970	1,97	0,975	1,94
1978¾1979	1,90	0,974	1,84
1989	2,01	0,974	1,97
1995	1,34	0,973	1,30
1996	1,28	0,967	1,24

К концу 1926 г. суммарный коэффициент рождаемости сократился по сравнению с концом прошлого века с 7,06 до 6,40 ребенка, или на 9,3%. Однако число детей, достигающих взрослых возрастов, даже возросло в сред­нем до 4,35, или на 17,6%.

К 1939 г. рождаемость (суммарный коэффициент рождаемости) в России сократилась до 4,84, или еще на 24,4%, а число выживающих детей — на 22,2%. Но все же типичной семьей оставалась семья с тремя детьми. Возможно, в какой-то степени и по этой причине (помимо других) наша наука долгое время не замечала снижения рождаемости. Теперь же лишь око­ло 3% детей из числа родившихся не доживают до 15 лет. Это означает, по­мимо всего прочего, что теперь люди имеют возможность рожать детей столько, сколько желают иметь. Это огромное социальное завоевание, к которому наши граждане так успели привыкнуть, что перестали ценить и даже замечать. Между тем в мире еще есть много стран и народов, где эти два понятия «родить» и «вырастить» далеко не совпадают.

5.10. Динамика уровня рождаемости в мире

За период, равный 36 годам, уровень рождаемости в мире в целом сократился, судя по общим коэффициентам рождаемости, на 37% (таблица 5.4). Судя по этим же показателям, снижение рождаемости в экономически более развитых регионах мира шло даже быстрее, чем в менее развивающихся. Но нужно помнить о влиянии возрастной структуры на величину общих коэффициентов рождаемости. Нетрудно догадаться, что возрастная структура населения в менее развитой части мира в среднем моложе, чем в более развитой. И она несколько завышает показатели рождаемости в развивающихся странах.

Конечно же, более правильную картину динамики уровня рождаемо­сти в мире дают суммарные коэффициенты рождаемости в правой части таблицы 5.4. Общий коэффициент сократился за указанный срок на 37%, а суммарный коэффициент — на 45%. Разница очень заметная. Еще более значительна   разница   в   динамике   показателей   рождаемости   по   двум

Таблица 5.4

Общий и суммарный коэффициенты рождаемости

в мире и отдельных странах, 1960—1964 и 1998 гг.

Страны и регионы	Общий коэффициент рождаемости	Суммарный коэффициент рождаемости
1960-1964 гг.	1998 г.	Индекс  динамики 1998 к 1960-1964 гг.	1960-1964 гг.	1998 г.	Индекс динамики 1998 к 1960-1964 гг.
Весь мир	35,3	22,2	0,629	4,9	2,7	0,551
Экономически развитые страны	19,5	12,9	0,662	2,7	1,5	0,556
Развивающиеся страны	41,8	27,8	0,665	6,0	3,1	0,517
Россия	20,2	9,6	0,475	2,5	1,3	0,250
Украина	17,4	9,6	0,552	2,1	1,4	0,667
США	21,9	14,4	0,658	3,3	2,1	0,636
Япония	17,2	10,3	0,599	2,0	1,5	0,750
Германия	17,8	8,8	0,494	2,5	1,3	0,520
Франция	18,0	11,7	0,650	2,9	1,6	0,552
Нидерланды	20,9	11,6	0,555	3,1	1,5	0,484
Польша	20,1	9,8	0,488	2,7	1,4	0,519
Италия	18,8	9,1	0,484	2,6	1,2	0,462
Испания	21,5	9,7	0,451	2,9	1,2	0,414
Португалия	24,0	10,6	0,442	3,1	1,4	0,452
Китай	37,8	15,7	0,415	5,6	1,8	0,321
Индия	42,0	25,9	0,617	5,8	3,2	0,552

Источник показателей за 1998 г.: World Population Prospects: The 1998 Rev., forthcoming, по­лучено по сети Интернет.

названным частям мира, условно подразделяемым на «более развитые» и «менее развитые» или «развивающиеся» регионы (давно устаревшая градация, но другой пока не придумано). На самом деле снижение рождаемости было более значительным и именно в развивающихся странах, где в целом по со­вокупности этих стран суммарный коэффициент сократился на 48%, в то время как в «более развитых» — на 44%.

По уровню рождаемости мир очень резко разделен на две части: в менее развитой (в промышленном отношении) части рождаемость высокая, рассматриваемая правительствами многих стран как нежелательно высокая. А во всем экономически развитом секторе мира рождаемость не обеспечивает даже простого воспроизводства населения. И намного не обеспечивает. По грубой оценке, (1,5 : 2,1 = 0,714) — на 26%.

Таким образом, при сохранении современной рождаемости достаточно долгое время, каждое следующее поколение будет убывать на 26% примерно через каждые 27—29 лет.

Обращают на себя внимание пять католических стран, помещенных в конце таблицы: Италия, Нидерланды, Польша, Испания и Португалия. Еще относительно недавно, в 1960-е гг., в этих странах рождаемость была сравнительно высокой (пожалуй, кроме Италии), общий коэффициент превы­шал 20%, а суммарный коэффициент был близок к 3 детям. За какие-то 30 лет в этих странах с католической культурой рождаемость просто-таки рухнула, свидетельствуя о серьезных переменах во всем образе жизни, культуре и религиозности населения. В Италии и Испании сейчас самый низ­кий уровень рождаемости в мире, такой же, как и в России. Между тем до­стичь такого низкого уровня невозможно без массового применения современных эффективных противозачаточных средств, методов и искусственных абортов, т.е. всех тех способов ограничения рождаемости, кото­рые запрещены католикам церковью. Однако, очевидно, нежелание иметь детей оказывается сильнее церковных запретов. Религия отступает перед контрацептивом.

5.11. Динамика уровня рождаемости в России,

СССР и снова в России

Снижение рождаемости в нашей стране началось давно (вопреки спеку­ляциям на этой проблеме некоторых нынешних политиков и ученых, утверждающих, будто рождаемость в России упала лишь несколько лет назад в результате экономических реформ), более 100 лет назад. Долгое время на эту тенденцию никто не обращал внимания. Как уже говорилось ра­нее, параллельно со снижением рождаемости быстро снижалась детская смертность и число детей в семьях в среднем долгое время оставалось прежним или близким к тому. Одним из первых на эту тенденцию обратил внимание в 1914 г. классик нашей демографии, академик медицины Сергей Александрович Новосельский (1872—1953). В статье, посвященной этому вопросу[25] он отметил «прогрессирующее распространение среди населения неомальтузианской практики»[26] (так в то время именовали практику абор­тов и контрацепции), причем не только среди городского, но среди сель­ского населения. В той же статье С.А. Новосельский предсказывал также, что «если понижение рождаемости в своем темпе станет быстро обгонять понижение смертности, то и у нас политическим деятелям придется считаться со злободневным для Западной Европы вопросом о возможности про­тиводействия прогрессирующему падению рождаемости»[27].

К сожалению, это предостережение не получило никакого резонанса в нашей науке, ни во время публикации статьи, ни впоследствии. Не имела эта мысль продолжения и в последующем творчестве самого С.А. Новосельского, хотя статья переиздавалась дважды в сборниках его избранных произведений в 1958 и 1978 гг. (правда, в урезанном издателями виде).

С конца 1960-х гг., казалось, наметилась переломная тенденция: общие ко­эффициенты рождаемости начали повышаться. За период с 1968—1969 гг.[28] и по 1979—1980 гг. они поднялись с 14,2 до 15,9 ‰, или на 12,0%. Причем, на всем протяжении почти 12-летнего периода подъем происходил почти без колебаний (см. таблицу 5.5). Многие ученые писали тогда о якобы наме­тившемся переломе в тенденциях рождаемости, о том, что рождаемость и далее будет расти, свидетельствуя об успехах руководства страны в создании благосостояния для народа (в то время уровень рождаемости служил одним из показателей благосостояния. Поэтому показатели рождаемости были не только демографическими, но и политическими индикаторами). Однако, если использовать суммарные коэффициенты рождаемости (которые в те времена еще не вошли в практику), то динамика уровня рождаемо­сти оказывается иной. После небольшого и незначительного подъема сум­марного коэффициента в 1968—1972 гг., он неуклонно снижался, с 2,053 в 1971—1972 гг. до 1,888 в 1979—1980 гг., или на 8,0%.

Рассмотрим динамику общего коэффициента рождаемости за последние 35 лет с помощью индексного метода, который позволит нам выявить роль каждого из факторов, обусловивших изменение уровня рождаемости. Для расчетов нам понадобится формула общего коэффициента рождаемо­сти в таком виде, который отражает его соотношение с возрастными коэффициентами рождаемости и возрастной структурой населения. Это соотношение можно представить в виде следующей формулы:

          (5.1.2)

где, напомню, условные обозначения следующие: п — общий коэффици­ент рождаемости; N — число родившихся;  — среднегодовая численность населения;  — численность женщин в возрасте от 15 до 50 лет; F — специальный коэффициент рождаемости; и — доля женщин в возрасте 15—49 лет в общей численности населения (в долях единицы). Добавим к этому выражение специального коэффициента рождаемости в виде сред­ней из возрастных коэффициентов рождаемости, взвешенных по долям женщин каждой соответствующей возрастной группы женщин в составе женского возрастного репродуктивного контингента (15 — 49 лет). В виде формулы это будет выглядеть так:

                    (5.11.1)

где F_x — возрастные коэффициенты рождаемости; w_x = доля женщин возрастной группы «х» в численности женщин 15—49 лет.

Теперь, чтобы измерить изменения коэффициента п за период времени, обозначим коэффициент в начале периода нижним индексом 0, в конце периода — 1. Изменение коэффициента за период времени от 0 до 1 будет следующим:

                                        (5.11.2)

Введем в числитель и знаменатель правой крайней дроби одно и то же число — (отчего, естественно, величина всего выражения не изменится) и произведем простую перестановку элементов, отчего все выражение при­мет окончательный вид системы индексов:

      (5.11.3)

где левая часть равенства выражает относительное изменение величины общего коэффициента рождаемости, а правая — три фактора (индекса) этого изменения. Первая дробь (частное — индекс) в правой части уравнения (соотношение dW_15-49) показывает изменение общего коэффициента за счет из­менения доли женщин 15—49 лет в населении; второй индекс (индекс посто­янного состава) характеризует изменение того же общего коэффициента рождаемости за счёт изменения возрастных коэффициентов рождаемости, т.е. собственно рождаемости (числитель и знаменатель этого индекса разли­чаются коэффициентами рождаемости, в то время как возрастная структура женского репродуктивного контингента постоянна); наконец, третий индекс, напротив, выражает изменение общего коэффициента рождаемости за счет изменения только возрастной структуры женщин (индекс переменного со­става). Приведенная выше формула расчетов может кого-то и отпугнуть своей внешней громоздкостью. Однако хочу обратить внимание читателя на то, что считать надо всего лишь один элемент (одну колонку) этой форму­лы —  Остальные элементы выписываются из демографического ежегодника. Ниже приводится пример расчета индексов изменения общего коэффициента рождаемости в России за период 1990—1995 гг. (таблица 5.5).

Из демографического ежегодника выписываем необходимые для расче­та данные: общие коэффициенты рождаемости за 1990 и 1995 гг. равны со­ответственно 13,4 и 9,3‰; специальные коэффициенты — 55,3 и 36,0‰; долю женщин 15—49 лет в общей численности населения получаем расчетом из соотношения общего и специального коэффициентов, которые нам известны. В результате получим соответственно 24,2 и 25,8%.

Теперь осталось только подставить все необходимые данные в формулу, и получим:

Таблица 5.5

Расчет индексов динамики общего коэффициента

рождаемости в России в 1990—1995 гг. (в процентах к величине коэффициента в 1990 г.).

Возрастные группы (лет)	Возрастные коэффициенты рождаемо­сти 1995 г. Fx	Возрастная структу­ра женщин на середину 1990 г. Wx	гр. 1 х гр. 2
А	1	2	3
15—19	45,6	0,1391	6,34296
20—24	113,5	0,1291	14,65285
25—29	67,2	0,1603	10,77216
30—34	29,7	0,1786	5,30442
35—39	10,7	0,1675	1,79225
40—44	2,2	0,1362	0,29964
45—49	0,1	0,0892	0,00892
	å =	1,0000	39,17320

В заключение расчета нужно из каждого индекса вычесть 1. Результаты покажут, насколько изменился общий коэффициент за счет данного фактора:

0,694  = 1,066 x 0,708 x 0,919 -30,6 = + 6,6 - 29,2 - 8,1

Теперь рассмотрим представленные в таблице 5.6 результаты аналогич­ных расчетов структуры динамики общего коэффициента рождаемости в России в динамике за 36 лет, с 1958 по 1995 гг. Величина самого общего ко­эффициента в таблице не показана, поскольку в нем нет необходимости.

Таблица 5.6

Компоненты изменений общего коэффициента рождаемости в

России в отде­льные периоды 1958—1995 гг. (в процентах к

величине коэффициента в нача­ле каждого периода)

Годы	В том числе за счет изменения
Изменение общего коэффициента рождаемости за период	доли женщин 15—49 лет в населении	возрастной структуры женского репродуктивного контингента	Возрастных коэффициентов рождаемости

Все население

1958—1970	-39,8	-5,7	-13,2	-20,9
1969—1979	+10,1	-0,4	+14,0	-3,5
1978—1987	+8,5	-5,4	-0,2	+14,1
1987—1990	-22,1	-3,8	-0,8	-17,5
1990—1995	-30,6	+6,6	-8,1	-29,1

Городское население

1958—1970	-31,0	-5,1	-12,3	-13,6
1969—1979	+9,4	-2,1	+12,2	-0,7
1978—1987	+5,1	-5,0	-2,1	+12,2
1987—1990	-23,5	-4,6	+0,5	-19,4
1990—1995	-32,3	+3,7	-22,1	-13,9

Сельское население

1958—1970	-47,0	-10,3	-16,5	-20,2
1969—1979	+11,1	-1,6	+16,0	-3,3
1978—1987	+16,2	-10,5	+5,0	-21,7
1987—1990	-16,7	+1,6	+2,5	-20,8
1990—1995	-29,7	+8,8	-26,0	-12,5

В период 1958—1970 гг. общий коэффициент рождаемости сократился почти на 40% (вторая колонка таблицы), при этом у сельского населения это сокращение было большим, чем у городского, соответственно на 47 и 31%.

Из общего снижения 39,8% более половины (20,9%) было результатом именно снижения рождаемости, в то время как чуть меньше половины сни­жения коэффициента было обусловлено изменением возрастной структу­ры населения (уменьшением доли женщин 15—49 лет в Населении и старе­нием женского репродуктивного контингента). В 1969—1979 гг. общий коэффициент рождаемости повысился на 10,1% (у городского населе­ния — на 9,4%, у сельского — на 11,1%). Однако разложение этого повы­шения по структурным факторам показывает, что повышение общего ко­эффициента в 1970-е гг. было исключительно результатом улучшения возрастной структуры внутри женского репродуктивного контингента, в то время как рождаемость на самом деле понизилась (индекс изменения об­щего коэффициента рождаемости за счет изменения возрастных коэффи­циентов рождаемости в последней, четвертой, колонке таблицы 5.6 пока­зывает снижение на 3,5%).

В 1978—1987 гг. общий коэффициент рождаемости увеличился еще на 8,5%, в том числе у городского — на 5,1, у сельского — на 16,2%. С помощью индексного метода можно видеть, что на самом деле увеличение рож­даемости было почти вдвое большим, чем показывает общий коэффици­ент (увеличение было на 14,1%), но оно было преуменьшено ухудшением возрастной структуры населения.

Природа увеличения уровня рождаемости в 1978—1987 гг. (точнее, в 1982—1986 гг.) достаточно хорошо известна демографам. Это был резуль­тат постановления правительства, принятого в январе 1981 г., об усилении государственной помощи семьям с детьми. Всплеск рождаемости был небольшим и коротким, проблемы не решил, оставил небольшой выступ на половозрастной пирамиде и внес свой «вклад» в падение коэффициентов рождаемости на протяжении последующего периода в виде тайминговой синусоиды (дети, которые планировались супругами к рождению не­сколько позднее, благодаря принятым государственным мерам родились раньше первоначально задуманного их родителями срока). Но общее число детей, рожденных реальным поколением женщин, осталось неизменным, изменились только сроки их рождения. Поэтому за подъемом волны рождений неизбежно следует антиволна падения коэффициентов. Как и прои­зошло в 1987—1995 гг. Кстати, можно заметить, что подъем рождаемости в 1982—1986 гг. был выше у сельского населения, чем у городского. Повышение общей величины коэффициента рождаемости именно за счет рожда­емости у городского населения составило 12,2%, а у сельского — 21,7% (таблица 5.6). Это говорит о том, что сельское население было в то время более «отзывчивым» на меры государственной помощи семьям.

5.12. Анализ динамики суммарных коэффициентов

рождаемости, дифференцированных по очередности

рождения детей у матери

Дополнительную и очень важную информацию о динамике рождаемости можно получить путем дифференцирования суммарных коэффициентов рождаемости по очередности детей у матери. Дети разной очередности рож­даются и в разном возрасте своих матерей, и в разных экономических услови­ях жизни семьи. Различается и мотивация рождения детей разной очередно­сти. Первенцев рожают обычно в молодые годы, вскоре после вступления в брак, от рождения хотя бы единственного ребенка редко отказываются доб­ровольно (во всяком случае, в нашей стране до недавнего времени было так). Его рождение, как правило, не откладывается, применение противозачаточ­ных мер начинается лишь после рождения первенца. Поэтому динамика сум­марного коэффициента рождаемости первенцев почти целиком определяется (определялась) в основном лишь изменениями возрастной структуры жен­ского населения и уровнем заключения первых браков.

Рождаемость вторых детей также в большой степени зависит от структур­ных факторов, поскольку второго ребенка желает иметь большинство супру­гов[29]. Однако потребность во втором ребенке уже не столь всеобща, как по­требность в первенце, она ослабляется целым рядом конкурирующих материальных и духовных потребностей, в результате победы которых над потребностью иметь двух детей реализация последней может быть произво­льно отложена или вовсе подавлена. Рождение же детей более высоких очередностей все чаще уступает давлению конкурентных социальных ценно­стей, причем в степени, прямо пропорциональной очередности рождения. Иными словами, чем ниже порядковый номер рождения, тем больше влияние структурных факторов, меньше — мотивационных. И наоборот. Прослежи­вая динамику суммарных коэффициентов рождаемости, дифференцированно по каждой очередности, можно лучше понять соотношение структурных и волевых факторов, определяющих эту динамику. Кроме того, структура сум­марного коэффициента рождаемости по очередности рождения дает не толь­ко сугубо демографическую информацию о динамике уровня рождаемости, но и социологическую — о конкуренции мотивов вообще и о силе мотивов рождения детей в частности — в ситуации выбора жизненного пути

Расчет суммарных коэффициентов рождаемости, дифференцированных по очередности рождения детей у матери, несложен, хотя громоздок[30]. В качестве исходных данных для расчета необходимо иметь распределе­ние родившихся по возрасту матери и очередности рождения, а также воз­растные коэффициенты рождаемости. Эти данные в последние годы регу­лярно публикуются в российских демографических ежегодниках.

Весь расчет можно представить в виде своего рода матрицы:

Где F_x — возрастные коэффициенты рождаемости F_x — частные возрастные коэффициенты рождаемости, дифференцированные по очередности рождения — n (1, 2, 3, ...).

Каждый из отдельных возрастных коэффициентов определенной очередности рождения определяется простым умножением общей величины возрастного коэффициента рождаемости на долю родившихся каждой очередности рождения в общем числе родившихся (в долях единицы). Напри­мер, для возрастной группы 15—19 лет строка расчета выглядит следую­щим образом:

т.д.

Важно следить затем, чтобы сумма частных коэффициентов рождаемости по очередности рождения равнялась в итоге точно 1,000. Иначе весь расчет не получится. Посчитав по каждой строке матрицы частные коэффициенты, остается только сосчитать суммарные коэффициенты рождаемости по очередности рождения обычным порядком. Т.е. по вертикали (по колонкам матрицы) суммируются частные возрастные коэффициен­ты рождаемости одной и той же очередности рождения, сумма коэффици­ентов умножается на длину возрастного интервала (обычно равного 5) и делится на 1000 (т.е. приводится к расчету на 1 женщину). Опять же необ­ходимо следить, чтобы сумма частных суммарных коэффициентов рожда­емости (по очередности рождения) точно совпадала в итоге с общей вели­чиной суммарного коэффициента.

Таблица 5.7

Расчет суммарных коэффициентов рождаемости,

дифференцированных по очередности рождения детей у матери,

Россия, все население, 1995 г.

Возрастные группы (лет)	Доля родившихся определенной очередности и возрастные коэффициенты рождаемости	В том числе по очередности рождения
первым	вторым	третьим	четвертым	пятым и более
15—19	1,000	0,938	0,060	0,002	0,000	0,000
Fl5— 19	45,6	42,8	2,7	0,1	—	—
20—24	1,000	0,742	0,226	0,027	0,004	0,001
F20— 24	113,5	84,2	25,7	3,1	0,4	0,1
25—29	1,000	0,376	0,474	0,110	0,028	0,012
F25— 29	67,2	25,3	31,8	7,4	1,9	0,8
30—34	1,000	0,232	0,448	0,199	0,069	0,052
F34— 34	29,7	6,9	13,3	5,9	2,0	1,6
35—39	1,000	0,210	0,321	0,238	0,106	0,125
F35— 39	10,7	2,2	3,4	2,6	1,2	1,3
40—44	1,000	0,198	0,223	0,220	0,126	0,233
F40—44	2,2	0,4	0,5	0,5	0,3	0,5
45—49	1,000	0,117	0,158	0,223	0,142	0,360
F45—49	0,1	—	—	—	—	0,1
СКР	1,345	0,809	0,387	0,098	0,029	0,022

В качестве примера в таблице 5.7 приводится расчет суммарных коэффициентов рождаемости, дифференцированных по очередности рождения, в России за 1995 г.

Как демографический метод оценки состояния и динамики рождаемости, структурирование суммарного коэффициента рождаемости по очередности рождения имеет еще одно очень важное и даже уникальное достоинство. Оно связано с информацией, которую дают суммарные коэффициенты рождаемо­сти первых детей.

В реальных поколениях коэффициент рождаемости первенцев не может, естественно, превышать 1,0 (невозможно родить более одного первен­ца в одноплодных родах). Более того, этот показатель не может достигнуть даже и 1,0, потому что часть браков остаются бесплодными. Практически в реальных поколениях величина суммарного коэффициента рождаемости первенцев колеблется, в зависимости от уровня бесплодия, в пределах между 0,90 и 0,95.

В условных же поколениях величина суммарного коэффициента рождаемости первенцев может отклоняться от 0,90 — 0,95 в любую сторону, и именно эти отклонения несут в себе важную информацию о причинах изменения рождаемости. Так, превышение величины коэффициента над 0,95 свидетельствует о структурных сдвигах в календаре рождений первенцев, об аккумуляции рождений первенцев у нескольких смежных реальных поколений женщин в одном календарном периоде (или году) за счет повыше­ния брачности, снижения среднего возраста вступления женщин в брак, со­кращения интервалов между вступлением в брак — или началом брачных отношений — и рождением первенца.

Если же, напротив, величина суммарного коэффициента рождаемости первенцев отклоняется от 0,90 в меньшую сторону, то это свидетельствует о противоположных сдвигах в тайминге (календаре) рождений, его «растяжении» вследствие снижения уровня брачности, роста среднего возраста вступления женщин в брак, откладывания рождений первенцев и т.п.

Рассмотрим для примера динамику суммарных коэффициентов рождае­мости, дифференцированных по очередности рождения детей у матери в Рос­сии за десятилетие с 1985 по 1996 г. (таблица 5.8). Возможно, для учебника период в 10 лет длинноват, но я просто пользуюсь случаем опубликовать эти данные, поскольку, к сожалению, кроме меня этим методом в России никто больше пока не пользуется, неизвестно почему. За рубежом этот метод более популярен, чем у нас. В Демографических ежегодниках ООН периодически публикуются возрастные коэффициенты рождаемости по очередности рож­дения, по которым легко рассчитать суммарные коэффициенты рождаемости по очередности рождения — правда, итоговые суммарные коэффициенты рождаемости, дифференцированные по очередности рождения, также не публикуются. Вероятно, поэтому они мало кому известны.

Таблица 5.8

Динамика суммарного коэффициента рождаемости в России,

дифференцированного по очередности рождения детей у матери, 1985— 1995 гг.

Годы	Суммарный коэффициент рождае­мости, всего	В том числе по очередности рождения
первыми	вторыми	третьими	чет­вертыми	пятыми и более

Все население

1985—1986	2,111	0,897	0,803	0,233	0,063	0,115
1986—1987	2,194	0,970	0,841	0,256	0,068	0,059
1987	2,218	0,979	0,850	0,261	0,069	0,059
1988	2,124	0,987	0,781	0,236	0,064	0,056
1989	2,007	0,991	0,704	0,203	0,058	0,051
1990	1,888	0,987	0,624	0,179	0,040	0,046
1991	1,733	0,952	0,539	0,155	0,087
1992	1,552	0,896	0,456	0,127	0,040	0,033
1993	1,386	0,828	0,399	0,103	0,031	0,025
1994	1,385	0,838	0,396	0,099	0,029	0,023
1995	1,345	0,809	0,387	0,098	0,029	0,022
1996	1,281	0,764	0,373	0,095	0,028	0,021

Городское население

1985—1986	1,875	0,924	0,727	0,167	0,034	0,023
1986—1987	1,955	0,943	0,766	0,184	0,036	0,026
1987	1,980	0,955	0,774	0,189	0,038	0,024
1988	1,899	0,965	0,706	0,167	0,036	0,025
1989	1,827	0,977	0,650	0,144	0,032	0,024
1990	1,702	0,968	0,563	0,123	0,027	0,022
1991	1,541	0,926	0,470	0,101	0,044
1992	1,363	0,861	0,383	0,082	0,021	0,016
1993	1,215	0,797	0,327	0,065	0,015	0,011
1994	1,243	0,823	0,332	0,063	0,015	0,010
1995	1,207	0,797	0,326	0,061	0,014	0,009
1996	1,158	0,758	0,317	0,061	0,014	0,008

Сельское население

1985—1986	3,004	1,068	1,078	0,490	0,179	0,189
1986—1987	3,108	1,053	1,126	0,541	0,196	0,192
1987	3,132	1,053	1,133	0,556	0,198	0,192
1988	2,998	1,055	1,061	0,517	0,186	0,179
1989	2,630	1,046	0,879	0,405	0,147	0,153
1990	2,526	1,062	0,826	0,368	0,136	0,134
1991	2,384	1,046	0,770	0,332	0,236
1992	2,176	1,008	0,699	0,273	0,102	0,094
1993	1,935	0,922	0,631	0,228	0,082	0,072
1994	1,842	0,890	0,600	0,215	0,074	0,063
1995	1,789	0,849	0,591	0,215	0,074	0,060
1996	1,677	0,777	0,564	0,206	0,073	0,057

В то время как общая величина суммарного коэффициента рождаемости после 1987 г. начала снижаться, коэффициент рождаемости первенцев про­должал расти до 1989 г. (с 1985 по 1989 г. он увеличился с 0,897 до 0,991, что говорит о его завышенной величине, т.е. об аккумуляции рождений в реаль­ных поколениях женщин). Обращает на себя внимание тот факт, что у сель­ского населения коэффициент рождаемости первенцев вплоть до 1992 г. пре­вышал 1,0. Еще удивительнее, что и коэффициент рождаемости вторых детей у сельского населения до 1988 г. включительно также превышал 1,0. Это сви­детельство очень мощных пертурбаций в динамике брачности и рождаемо­сти сельского населения России (как, впрочем, и в других бывших союзных республиках СССР, особенно в Средней Азии). Затем начался длительный период падения и общей величины суммарного коэффициента рождаемости и аналогичного коэффициента рождаемости первенцев, который сократился к 1996 г. до величины 0,764. Такая величина коэффициента свидетельствует, что началось массовое откладывание рождения первенцев, чего раньше ни­когда не было. Причем можно отметить, что этот процесс начался в городах на год раньше, нежели в сельских поселениях, и к 1996 г. суммарный коэффи­циент рождаемости первенцев в городских поселениях сократился до 0,758, в то время как в сельских — до 0,777 (таблица 5.8). Это говорит о значительном откладывании рождений первенцев и у сельского населения и вообще о широком распространении внутрисемейного регулирования рождаемости у все­го населения страны.

В то же время коэффициенты старших очередностей рождения скитались в течение всего рассматриваемого десятилетия фактически без каких-либо колебаний. Именно они демонстрируют истинную динамику рож­даемости, будучи мало подверженными влиянию структурных факторов,

5.13. Индекс гипотетического минимума естественной рождаемости (ГМЕР)

При изучении причин, определяющих состояние и динамику уровня рождаемости, демографы издавна стремились разграничить факторы структуры и факторы поведения людей и семей в их совокупном влиянии на уровень рождаемости. В мировой демографии известны несколько методов такого разграничения. Все они так или иначе базируются на использовании концеп­ции естественной рождаемости, предложенной в 1961 г. французским демо­графом Луи Анри. Естественная рождаемость — такая рождаемость, уро­вень которой обусловлен лишь физиологическими и структурными факторами, т.е. состоянием плодовитости и структурой населения по полу, возрасту и брачному состоянию, при полном отсутствии намеренного ограничения рождаемости с помощью противозачаточных средств и абортов[31]. Естественная рождаемость существует вполне реально в любом населении (независимо от распространенности мер внутрисемейного ограничения пло­довитости) в виде некоторого социально-биологического потенциала, который реализуется лишь частично в зависимости от социально-экономических, культурных, психологических и других факторов, оказывающих влияние на формирование и удовлетворение потребности людей в числе детей. Конечно, в современных населениях с широким распространением практики внутрисемейного ограничения числа детей в семье уровень естественной рождаемо­сти может быть определен только гипотетически. Тем не менее измерение та­кого гипотетического уровня социально-биологического потенциала представляется важным и даже необходимым именно для того, чтобы, срав­нивая фактический уровень рождаемости с его социально-биологическим по­тенциалом, конкретным для каждого реального населения, иметь представ­ление о масштабах распространенности среди населения методов намеренного (волевого) внутрисемейного ограничения плодовитости, о роли поведенческого фактора рождаемости.

В отличие от зарубежных работ, в которых делаются попытки определить максимум естественной рождаемости, в методе, разработанном мною в 1971 г. и предлагаемом ниже, определяется гипотетический минимум естественной рождаемости (далее сокращенно ГМЕР), т.е. такой уро­вень рождаемости, ниже которого она не может опуститься без влияния ка­ких-либо обстоятельств негативного свойства (пониженная плодовитость значительной части населения страны, высокая доля супругов, живущих раздельно долгое время, и т. п.). На основе специально разработанной математической модели и данных о параметрах человеческой плодовитости автором были определены минимальные коэффициенты брачной естественной рождаемости, которые затем использовались при расчетах конкрет­ных показателей ГМЕР для любого реального населения и конкретного времени. Эти коэффициенты очерчивают границу, ниже которой уровень брачной рождаемости может опуститься под влиянием только четырех факторов: 1) недоучета числа родившихся, 2) высокой доли бесплодных браков, 3) высокой доли раздельно живущих супругов, 4) намеренного ограничения рождаемости в браке. Уже одно это, т.е. сведение огромного количества факторов, воздействующих на рождаемость, всего к четырем, делает метод полезным.

Таблица 5.9

Минимальные коэффициенты брачной естественной

рождаемости, принятые в модели ГМЕР за стандарт

	Возрастные группы (лет)
20—24	25—29	30—34	35—39	40 — 44	45—49
Коэффициенты в промилле (‰)	400	377	349	279	155	31

Возрастная группа 15—19 лет в таблице 5.9 отсутствует. Это не случай­ность. Дело в том, что в этой возрастной группе однолетние возрастные ко­эффициенты рождаемости увеличиваются очень резко по мере взросления женщин и вступления их в брак (в пределах данного возрастного интерва­ла). Поэтому средняя величина показателя для пятилетнего возрастного интервала оказывается слишком неустойчивой, слишком зависимой от внутригрупповой структуры, величиной, непригодной для включения в модель. То же самое относится и к возрастам старше 50 лет, в которых так­же случаются рождения (и у некоторых народов коэффициенты рождаемо­сти в возрастных группах женщин 50—54 и 55—59 лет еще довольно зна­чительны), тем более в условиях естественной рождаемости. Поэтому (а также из-за слабой изученности рождаемости в подростковых и в самых старших возрастах женщин) было решено объединить всю рождаемость в крайних возрастных группах женщин в одном поправочном коэффициен­те, который вводится к рассчитанному гипотетическому числу родивших­ся в условиях естественной рождаемости. Обобщив удельный вес детей, родившихся у женщин в возрастах моложе 15 лет и старше 50-ти в 35 стра­нах мира, публикующих необходимую для данного расчета статистику, ав­тор вывел усредненный поправочный индекс 1,06.

Для расчета общего коэффициента ГМЕР достаточно располагать лишь данными о распределении замужних женщин по пятилетним возрастным группам. Такие данные имеются в итогах переписи населения любой стра­ны. Более точный расчет можно сделать, если располагать возрастными ко­эффициентами брачной рождаемости, но такие показатели рассчитывают­ся и публикуются пока в очень немногих странах. Для нашей страны приходится пользоваться данными переписей населения, и соответственно расчет приурочивается к критическому моменту переписи. Для расчета об­щего коэффициента ГМЕР достаточно перемножить численности замуж­них женщин по пятилетним возрастным группам на соответствующие ми­нимальные возрастные коэффициенты естественной брачной рождаемости из таблицы 5.9 и к полученной гипотетической сумме родившихся у жен­щин в возрасте 20—49 лет добавить число родившихся у женщин моложе 15 и старше 50 лет. Для нашей страны и большинства других стран это де­лается путем умножения гипотетического числа родившихся на поправоч­ный индекс 1,06. В итоге общее гипотетическое число родившихся (для условий естественной рождаемости) остается лишь разделить на соответ­ствующую ему среднюю численность населения и получить общий коэф­фициент ГМЕР. Способ расчета можно представить в виде формулы, где все условные обозначения ясны из предыдущего текста.

Пример расчета индекса ГМЕР для России за 1988—1989 гг. представлен в таблице 5.10.

Таблица 5.10

Расчет общего коэффициента ГМЕР в России за 1988—1989 гг.

Возрастные группы	Минимальные возрастные коэффициенты брачной естественной рождаемости (стандарт) (Fx в долях единицы)	Численность замуж­них женщин по пере­писи населения 1989 г. (тыс. чел.)  mWx,	Гипотетическое число родивших­ся (тыс. чел.) гр. 1 х  гр. 2
А	1	2	3
20—24	0,400	2 964 858	1 185943
25—29	0,377	4934516	1 860313
30—34	0,349	5252415	1 833 093
34—39	0,279	4714340	1315301
40 — 44	0,155	3 000 333	465 052
45 — 49	0,031	3 087 190	95703
å= 6 755 405 х 1,06 = 7 160 729

Общая численность населения России по переписи 1989 г. равнялась 147400,5 тыс. человек. Отсюда n^гмер = 7160 729 : 147 400,5 = 48,6 ‰ (умножать на 1000 в этом случае не надо, потому что разрядность числителя и знаменателя уже содержит это умножение).

Коэффициент (или индекс) ГМЕР одним числом характеризует брачно-возрастную структуру населения с точки зрения социально-биологиче­ского потенциала рождаемости. С этой точки зрения увеличение или уме­ньшение величины коэффициента ГМЕР свидетельствует, соответственно, об улучшении или ухудшении брачно-возрастной структуры. Отношение же фактического общего коэффициента рождаемости к коэффициенту ГМЕР (для того же населения) позволяет получить приближенное, но вполне реальное представление о степени реализации потенциала рождае­мости. В нашем примере величину коэффициента ГМЕР, равную 48,6 ‰, следует трактовать следующим образом. В условиях естественной рождае­мости (если бы таковая была в России), при фактической возрастной и брачной структурах населения, какими они были на момент переписи насе­ления 1989 г., общий коэффициент рождаемости составил бы как минимум 48,6[32]. В тех случаях, когда учет рождений достаточно полный, а вели­чина бесплодия и длительных разлук супругов незначительна, показатель степени реализации потенциала рождаемости характеризует минимум (но достоверный) внутрисемейного ограничения рождаемости. В нашем при­мере степень реализации ГМЕР в России в 1988—1989 гг. составляла: 15,3 (фактический общий коэффициент рождаемости) : 48,6 (коэффициент ГМЕР) х 100 (чтобы выразить частное в процентах) = 31,5%. Говоря слова­ми, в условиях фактической возрастной и брачной структуры нашего насе­ления в начале 1989 г. (на момент переписи населения) степень реализации минимума естественной рождаемости в нашей стране составляла всего 31,5% от биологически возможного уровня.

Здесь я должен особо подчеркнуть, что ГМЕР нельзя рассматривать буквально, как такой потенциал рождаемости, который будто бы можно реализовать полностью. Нет, это и невозможно, да и не нужно, в этом нет необходимости. Потенциал очень высок, слишком высок, он превышает любые современные общественные потребности в воспроизводстве населения. Его значение лишь в том, что он показывает реальное состояние брачно-возрастной структуры и ее роль как фактора уровня рождаемости и, соответственно, соотношение структурных и поведенческих факторов в их совокупном влиянии на показатели рождаемости. Он также показывает возможности повышения рождаемости за счет активизации демографической политики и стимулирования населения к повышению рождаемости (если таковая признается слишком низкой).

Рассмотрим динамику общих коэффициентов рождаемости (ОКР), коэффициентов ГМЕР и степени реализации ГМЕР за длительный период времени нашей истории. За отсутствием данных по России я счел возможным использовать для некоторых периодов данные по Российской Импе­рии и СССР (таблица 5.11).

Динамика показателей демонстрирует эволюцию рождаемости в России на протяжении всего XX в. Разница между СССР и нынешней территорией России не должна нас сильно смущать, она не может быть принципиально большой (хотя, наверное, есть, и мы должны с этим считаться). Можно отчет­ливо видеть, как снижался общий коэффициент рождаемости и в какой степе­ни, за счет каких факторов шло это снижение. Динамика коэффициента ГМЕР отражает изменение рождаемости за счет изменения только брачно-возрастной структуры населения, а индекс степени реализации ГМЕР — изменение рождаемости за счет ее внутрисемейного контроля.

В конце XIX в. величина общего коэффициента рождаемости превышала величину индекса ГМЕР (соответственно 49,9 и 47,7 ‰), степень реализации ГМЕР была больше 100%, равнялась 104,7%. Это означает, что степень внут­рисемейного контроля рождаемости в России в то время была близкой к ну­левой. Но это не значит, что его не было вовсе. Вспомним наблюдение С. А. Новосельского, зафиксировавшего начало быстрого распространения в Рос­сии «неомальтузианства», причем не только в городах, но и в деревне. Одна­ко ГМЕР — довольно грубый инструмент, который фиксирует только доста­точно ощутимые масштабы внутрисемейного контроля рождаемости. А что происходит выше минимума — его не беспокоит.

Как это ни покажется странным, брачно-возрастная структура населения России мало менялась на всем протяжении века, за исключением, ко­нечно, отдельных трагических потрясений, отразившихся на всей народной жизни, в том числе и семейной.

Заметно резкое уменьшение коэффициента ГМЕР в первый послевоенный период. В 1948—1949 гг., по расчетам А. Б. Синельникова, он был равен 43,3 ‰, вероятно, в годы войны он был еще ниже (длительные разлуки супругов). И заметно также резкое падение коэффициента ГМЕР в первой половине 1990-х гг. из-за падения брачности.

Таблица 5.11

Общие коэффициенты рождаемости (ОКР), гипотетический

минимум естест­венной рождаемости (ГМЕР) и степень

реализации ГМЕР в России

Годы	ОКР	ГМЕР
в промилле

Все население

1896— 1897[33]	49,9	47,7	104,7
1926— 1927[34]	46,0	50,2	91,6
1938— 1939[35]	37,0	51,4	72,0
1948— 19493	26,3	43,3	60,7
1953— 19543	25,9	47,1	55,0
1958—1959	23,9	49,2	48,6
1969—1970	14,4	47,2	30,6
1978—1979	15,9	47,6	33,4
1988—1989	15,3	48,7	31,5
1993—1994	9,5	45,5	20,9

Городское население

1896—18971	37,9	41,2	92,0
1926— 19272	34,0	50,6	67,2
1958—1959	20,9	53,9	38,8
1969—1970	14,5	51,0	28,4
1978—1979	15,8	50,7	31,2
1988—1989	14,7	50,2	29,3
1993—1994	8,7	46,2	18,8

Сельское население

1896— 18971	51,7	48,6	106,3
1926— 19272	46,0	46,7	98,5
1958—1959	27,2	44,0	61,8
1969—1970	14,3	40,5	35,3
1978—1979	16,0	40,3	39,7
1988—1989	17,0	44,8	38,0
1993—1994	11,2	43,6	25,7

Но, пожалуй, самое главное — неуклонное уменьшение степени реализации ГМЕР на всем протяжении XX в., которая к настоящему времени, точнее, к моменту микропереписи населения 1994 г. достигла фантастиче­ски низкого уровня — 20,9%. А у городского населения даже 18,8%. Ког­да-то я думал, что 25% — это нижний предел снижения степени реализа­ции ГМЕР и ниже она снижаться не может. Оказалось — может. Да и 25,7% у сельского населения — тоже не менее впечатляющи. Эти цифры говорят о массовом, интенсивном, охватывающем подавляющее большинство на­селения России внутрисемейном (точнее — индивидуальном) контроле рождаемости, независимо от уровня образования, этнической принадлеж­ности и каких-либо других культурных атрибутов.

Сравнение коэффициентов ГМЕР городского и сельского населения по­казывает, что в конце XIX в. (и, вероятно, вплоть до середины 1920-х гг., до начала сталинской индустриализации и коллективизации) брачно-возраст­ная структура сельского населения была лучше, чем городского. Коэффи­циент ГМЕР был соответственно равен 48,6 ‰ у сельского населения и 41,2 ‰ — у городского. Но уже в 1926—1927 гг. картина меняется на про­тивоположную. Коэффициент ГМЕР повышается у городского населения до 50,6‰ и сокращается, правда, не намного, до 46,7‰, — у сельского. И с этого времени коэффициент ГМЕР неизменно ниже у сельского населения, чем у городского. Причины не составляют тайны: коллективизация, раску­лачивание, разорение крестьянства, бегство крестьянской молодежи в го­рода, насильственная депортация крестьян на «великие стройки» ГУЛАГа (на бескрайних просторах которого поднимались новые города, требующие дешевой рабочей силы). Годы войны, несомненно, также в большей степени отразились на структуре сельского населения, чем городского, но для расчета соответствующих показателей пока нет необходимых исход­ных материалов.

С помощью индекса ГМЕР можно показать, что главная роль в снижении рождаемости принадлежит поведенческим факторам, а не структурным.

Но можно еще углубить анализ динамики уровня рождаемости с помощью коэффициента ГМЕР, используя индексный метод.

В 1978 г. демограф Владимир Николаевич Архангельский предложил простую систему индексов, позволяющую разложить изменение обычного общего коэффициента рождаемости на ряд структурных компонентов и вычленить влияние каждого из них на изменение общей величины уровня рождаемости[36]. Эти компоненты таковы: 1) возрастная структура женского репродуктивного контингента; 2) уровень брачного состояния женщин; 3) степень реализации ГМЕР (т. е. минимум внутрисемейного контроля рождаемости). Система индексов выглядит следующим образом:

где n¹ и n² — фактические общие коэффициенты рождаемости в начале (¹) и конце (²) каждого периода;  — минимальные возрастные коэффициенты естественной рождаемости; и — доля женщин каждой возрастной группы «х» в составе женского репродуктивного контингента 15 — 49 лет (в долях единицы); и   — доля замужних женщин в каждой возрастной группе; и   — отношение ОКР и ГМЕР, или иначе — степень реализации ГМЕР, или по-другому — минимум внутрисемейного контроля рождаемости.

Анализ динамики уровня рождаемости в России за последние 35 лет с помощью показателя ГМЕР и представленной выше системы индексов показан в таблице 5.12.

Таблица 5.12

Факторная структура изменений общего коэффициента

рождаемости в Рос­сии в периоды между переписями населения

1959, 1970, 1979, 1989 и 1994 гг. (в процентах к величине коэффициента на начало каждого периода)

Годы	Изменение общего коэффици­ента рождаемо­сти за период	в том числе за счет изменения
возрастной структуры женского репродуктивного контингента (15 — 49 лет)	уровня брачного состояния женщин	степени внутрисемейного наме­ренного ограничения рождаемости

Все население

1958—1970	-39,8	-15,4	13,0	-37,4
1970—1979	10,4	1,1	0,1	9,2
1979—1989	-3,7	1,4	1,0	-6,1
1989—1994	-37,9	-4,1	-2,3	-31,5

Городское население

1958—1970	-30,6	-14,2	10,3	-26,7
1970—1979	9,0	0,0	-0,6	9,6
1979—1989	-7,0	-2,0	1,0	-6,0
1989—1994	-40,8	-3,0	-4,6	-33,2

Сельское население

1958—1970	-47,4	-23,1	19,3	-43,6
1970—1979	11,9	-3,2	2,8	12,3
1979—1989	6,3	8,4	2,1	-4,2
1989—1994	-34,1	0,8	-3,4	-31,5

В таблице хорошо видно, что главную роль в динамике рождаемости играла на всем протяжении рассматриваемого периода степень внутрисемейного контроля рождаемости. При этом нужно отметить, что падение рождаемости именно по причине усиления внутрисемейного ее ограниче­ния в период 1958 — 1970 гг. было почти таким же резким, как и в первой половине 1990-х гг. (правда, в 1958 — 1970 гг. длина периода вдвое больше, чем в первой половине 1990-х гг., но все равно резкий сдвиг был). Однако тогда, в 1970-е или более поздние годы, резкое падение рождаемости в стране не вызвало никакого беспокойства или хотя бы какого-нибудь инте­реса ни у специалистов, ни тем более у политиков, в то время как теперь па­дение рождаемости вызывает у некоторых левых активистов бурные реак­ции, в основном спекулятивно-политического толка.

Посмотрим, как работает показатель ГМЕР на примере других стран (таблица 5.13). Хотелось бы обратить внимание на то, что, какова бы ни была высота фактических коэффициентов рождаемости, сама по себе она еще не свидетельствует о степени распространенности внутрисемейного контроля рождаемости до тех пор, пока мы не знаем, какую роль в этом процессе играет брачно-возрастная структура населения. Особенно на­глядно это на примере Ирландии в таблице 5.13. Хотя фактический общий коэффициент рождаемости в Ирландии в 1961 г. составлял 21,2 ‰, что в те времена не было большой величиной, феноменально низкий коэффициент ГМЕР (всего 25,5 ‰), превышающий фактический коэффициент лишь на  4,3 промилле, свидетельствует о том, что уровень рождаемости в Ирлан­дии почти целиком был обусловлен неблагоприятной брачно-возрастной структурой населения страны, где в то время степень реализации ГМЕР была очень высокой — 83,1%, т. е. такой же, как во многих слаборазвитых и отсталых странах Африки, Азии и Латинской Америки. В 1971 г. общий коэффициент рождаемости в Ирландии немного увеличился, до 22,7 ‰, но разложение этого изменения на факторы показывает, что рост коэффици­ента был результатом лишь улучшения брачно-возрастной структуры на­селения, в то время как рождаемость на самом деле снижалась (степень ре­ализации ГМЕР понизилась с 83,1 до 77,2%).

Таблица 5.13

Общие коэффициенты рождаемости (ОКР), гипотетический

минимум естест­венной рождаемости (ГМЕР) и степень

реализации ГМЕР в отдельных стра­нах мира

Страны	Годы	В промилле
ОКР	ГМЕР
Ирландия	1961	21,2	25,5	83,1
1971	22,7	29,4	77,2
1981	21,0	36,8	57,1
1987—1988	15,4	35,3	43,7
Канада	1961	26,0	45,5	57,1
1971	16,8	45,3	37,1
1981	15,3	47,3	32,3
1989	14,9	45,6	32,7
Китай	1982	21,1	48,5	43,5
1987	21,2	55,2	38,4
Нидерланды	1963	20,9	39,2	53,3
1973	14,5	43,9	33,0
1983	11,9	44,1	27,0
1989	12,7	38,9	32,7
Польша	1960	22,3	47,3	47,1
1974	18,4	45,0	40,9
1984—1985	18,6	49,7	37,4
США	1960	23,7	46,9	50,5
1980	15,9	40,6	39,2
1986	15,5	40,4	38,4
Япония	1960	17,2	43,0	40,0
1970	18,8	47,7	39,4
1980	13,6	46,2	29,4
1985	11,8	41,1	28,7

В Канаде на протяжении почти 30 лет снижались все коэффициенты рождаемости: и фактический общий коэффициент, и ГМЕР, и степень реализации ГМЕР. Это означает, что снижение уровня рождаемости было обу­словлено совокупным действием как структурных, так и поведенческих факторов.

В Китае в пятилетие 1982—1987 гг. фактический общий коэффициент почти не изменился (21,1 и 21,2‰). Однако рост коэффициента ГМЕР с 48,5 до 55,2‰ свидетельствует о значительном улучшении брачно-возра­стной структуры населения, в то время как столь же значительное сниже­ние степени реализации ГМЕР с 43,5 до 38,4% неопровержимо говорит о том, что в рассматриваемый период уровень рождаемости в Китае не был стабильным, тем более — не рос. Он снизился, и значительно.

Подобное наблюдалось в Польше в 1974 — 1985 гг. Общий коэффициент рождаемости почти не изменился, даже чуть возрос, с 18,4 до 18,6‰. Но на самом деле уровень рождаемости снижался, о чем свидетельствует понижение степени реализации ГМЕР с 40,9 до 37,4%.

Поскольку коэффициент ГМЕР рассчитывается по одной и той же модели естественной рождаемости, он пригоден для сравнения уровней рождаемости и в статике, и в динамике.

Таким образом, использование показателя ГМЕР дает хорошие возмож­ности для простого и наглядного сравнительного анализа уровней рождаемо­сти. Он позволяет установить, что реально происходит с рождаемостью, из­меняется ли она (именно рождаемость, а не только ее коэффициент, что не одно и то же), и если да, то в каком направлении. Причем делается это на основе довольно грубых исходных материалов и простых вычислений. Ко­нечно, коэффициент ГМЕР — грубый показатель. Он предназначен только для самого первого подхода к ответу на вопрос о степени внутрисемейного контроля рождаемости. Но это совсем не мало, если учесть, что пока еще по вопросу о соотношении «стихийной» и «регулируемой» рождаемости даже среди специалистов бытует немало заблуждений, основанных на субъектив­ных предрассудках и эмоциях, Иметь в таком случае какой-либо количест­венный ориентир представляется весьма полезным.

В заключение этого раздела хочу сказать, что метод ГМЕР может быть применен и в других исследовательских предметах. Так, американский демограф, эмигрант из Советского Союза Д. Вересов использовал его для оценки фактического числа абортов в СССР и получил для периода 1980—1984 гг. оценку в 7,5 млн. искусственных абортов в год[37]. (Минздрав СССР в это время оценивал их число в 4,4 млн.[38] С помощью этого же мето­да Д. Вересов оценил число предупрежденных беременностей (путем при­менения противозачаточных мер) в тогдашнем СССР как менее одной тре­ти от числа абортов[39].

5.14. Краткая история исследований

факторов рождаемости

Возможно, мы уже никогда не узнаем, откуда пошло убеждение, ставшее массовым предрассудком, что для того, чтобы иметь много детей, надо рас­полагать хорошими материальными условиями. Наблюдения ученых давно, задолго до возникновения статистики и демографии, давали повод для проти­воположных мнений. Известно, в частности, высказывание великого англий­ского экономиста Адама Смита, сделанное им в знаменитой книге «Исследо­вание о природе и причинах богатства народов», опубликованной в Лондоне в 1776 г., спустя 14 лет после труда Д. Граунта: «Бедность... как кажется, даже благоприятствует размножению. Истощенная голодом женщина в горной Шотландии часто имеет более двадцати детей, тогда как изнеженная пресы­щенная дама часто неспособна произвести на свет и одного ребенка и обык­новенно оказывается совершенно истощенной после рождения двух или трех детей. Бесплодие, столь частое среди светских женщин, весьма редко встре­чается у женщин из низших слоев народа. Роскошь, может быть, порождает в прекрасном поле страсть к наслаждениям, но, по-видимому, всегда ослабляет и часто совершенно уничтожает способность к деторождению»[40]. Таким обра­зом, великий экономист отметил обратную связь между числом рожденных детей и социальным положением матерей, но трактовал эту связь как разли­чие в плодовитости, а не как различие в желании иметь детей. И это не слу­чайно. В его времена число детей считалось проявлением воли свыше, и вмешательство людей в дела божественные рассматривалось почти как богохульство. Даже говорить об абортах или противозачаточных мерах считалось неприличным, хотя примитивные методы контрацепции (против зача­тия) существовали, а абортов было столько, что в некоторых просвещенных государствах Европы за них строго наказывали по суду, вплоть до смертной казни. Поэтому многие ученые зачастую делали вид, будто ничего не знают об этой стороне общественной жизни.

Франция была первой страной, в которой рождаемость начала сокращать­ся в конце XVШ в., причем именно за счет ее внутрисемейного ограничения. Эта же страна стала первой, где общественные деятели и ученые проявили беспокойство по поводу угрозы депопуляции и попытались понять причины падения рождаемости. Однако научные исследования факторов рождаемости развернулись лишь на рубеже XIX—XX вв., когда развитие переписей насе­ления, текущей статистики естественного движения населения и системы по­казателей рождаемости и брачности подготовило информационную базу для исследований. Одними из первых таких исследований были работы француз­ского статистика Жака Бертильона. В них ученый рассматривал дифферен­циальную рождаемость, т. е. систематические различия в уровнях рождаемо­сти между социальными группами. В 1890 г. он опубликовал результаты статистического исследования различий в уровнях рождаемости жителей че­тырех европейских столиц (таблица 5.14).

В таблице четко проявляется обратная корреляционная зависимость[41] между материальным уровнем жизни и рождаемостью. С переходом от райо­нов с бедным населением к районам с богатым населением показатели брач­ной рождаемости снижаются. Возможно, именно с этого времени, с экспери­ментов Ж. Бертильона, началась в науке острая дискуссия по поводу так называемого «парадокса обратной связи между уровнем рождаемости и бла­госостоянием», которая продолжалась в нашей стране до середины 1970-х гг. А в обыденном сознании представление о том, что для повышения рождае­мости необходимо и достаточно лишь улучшить условия жизни, непоколе­бимо и до сих пор вопреки любым научным доказательствам обратного.

Таблица 5.14

Специальные коэффициенты брачной рождаемости в ряде

европейских столиц в конце XIX в. (в расчете на

1000 замужних женщин в возрасте 15—49 лет)[42]

Районы с населением	Вена 1891—1897 гг.	Берлин 1886—1895 гг.	Париж 1886—1898 гг.	Лондон 1881—1890 гг.
Очень бедным	200	222	140	147
Бедным	164	206	129	140
зажиточным	155	195	111	107
Очень зажиточным	153	178	99	107
Богатым	107	146	94	87
Очень богатым	71	122	69	63

В нашей стране после окончания первой мировой и гражданской войн рождаемость к середине 1920-х гг. поднялась выше довоенного уровня (общий коэффициент рождаемости по СССР в 1924 г. достиг 49,0 ‰[43]. Этот рост носил компенсационный характер, но некоторым политикам казалось, что его причины — в успехах строительства нового общества и что таков он навсегда. Но уже в следующем году уровень рождаемости начал снижаться.

Всесоюзная перепись населения 1926 г. явилась стимулом для появления ряда статистических работ, посвященных изучению дифференциальной рож­даемости. Одним из первых был, по-видимому, экономист Б.С. Яголим, кото­рый повторил метод Ж. Бертильона в новых условиях. В 1928 г. он проанали­зировал различия общих коэффициентов рождаемости в Москве за 1925 и 1927 гг. по сравнительно мелким участкам города (отделениям милиции)[44]. Он обнаружил, что самые низкие коэффициенты были в участках, располо­женных ближе к центру города, а самые высокие — в окраинных участках. Так как ко времени написания его статьи имелись данные переписи населе­ния 1926 г. о социальном составе только по районам города, Б.С. Яголим ис­пользовал аналогичные итоги городской переписи населения 1923 г., в кото­рых была проведена разработка итогов по отделениям милиции.

Считая, что за 4 года социальный состав не мог существенно измениться, он сопоставил данные о социальном составе по итогам переписи насе­ления 1923 г. с коэффициентами рождаемости по соответствующим адми­нистративным единицам Москвы за 1927 г. Оказалось, что в центральных участках Москвы около половины жителей (50,7%) составляли служащие и лица свободных профессий, рабочие — только 15%. Общий коэффици­ент рождаемости в этих участках составлял в среднем 18,2 ‰. Среди жителей окраинных участков служащие и лица свободных профессий составля­ли 24,4%, рабочие — 45,4%. Общий коэффициент рождаемости в этих районах составлял в среднем 33,7 ‰.

На основании этих результатов Б.С. Яголим справедливо объяснил различия в коэффициентах рождаемости по жилым районам Москвы социаль­ными различиями в уровнях рождаемости.

В 1929 г. опубликовал результаты своих исследований дифференциаль­ной рождаемости по материалам Ленинграда уже упоминавшийся в связи со своей пророческой статьей о понижении рождаемости и смертности в России С.А. Новосельский. Как и Б.С. Яголим, С.А. Новосельский исполь­зовал метод Ж. Бертильона для измерения социальной дифференциации рождаемости. Он сопоставил показатели рождаемости в Петербурге по 48 административным участкам города за 4 года, примыкавшие к городской переписи населения 1910 г. Специальный коэффициент рождаемости (чис­ло родившихся за год в расчете на 1000 женщин в возрасте 15—49 лет) в районах с наименее обеспеченным населением составил 139,8‰ с плавным понижением до 45,6‰  в районах с наиболее обеспеченным населением. Использовав также материалы переписи 1926 г., С.А. Новосельский срав­нил показатели брачной рождаемости по 4 социальным группам рабочих, служащих, лиц свободных профессий и хозяев. Различия в показателях рождаемости между выделенными группами оказались очень большими. Брачная рождаемость рабочих была в 2 раза выше, чем у служащих и лиц свободных профессий (у этих двух групп рождаемость была примерно оди­наковой) и в 3 раза выше, чем у хозяев[45].

Как уже отмечалось, начиная с 1925 г. рождаемость в стране стала снижа­ться, сначала медленно (за период между 1924 и 1929 гг. общий коэффициент рождаемости сократился с 49,0 до 44,1%о), но после 1929 г. — более заметно. Ответом правительства на такую динамику рождаемости было прекращение публикации статистических показателей. Лишь недавно опубликованы оцен­ки динамики показателей естественного движения населения, в том числе и рождаемости, за 1930-е гг., выполненные специалистами-демографами[46]. Но, очевидно, правительство 1930-х гг. было обеспокоено снижением рождаемо­сти и дало команду статорганам изучить эту проблему.

Первое крупное исследование дифференциальной рождаемости в СССР было проведено органами государственной бюджетной статистики в 1934 г.

Оно охватило 9 507 матерей и 20-летний период их брачной жизни, т.е. 1914—1933 гг. Из общего числа опрошенных женщин 4 937 (51,9%) — «работающих», т. е. занятых наемным трудом, и 4 570 — «не работающих», т.е. занятых трудом в своем домашнем хозяйстве. По социально-профессиональ­ному статусу опрашиваемые женщины делились на три группы: рабочие — 7311 чел. (76,9%), служащие — 1 768 чел. (18,6%) и инженерно-технический персонал (техническая интеллигенция или специалисты) — 428 чел. (4,5%). Программа исследования была не очень широкой. Но все же изучалась зави­симость рождаемости от уровня среднедушевых доходов семьи, социаль­но-профессионального статуса женщин, занятости их наемным трудом или в своем домашнем хозяйстве, длительности проживания в городе. Результаты исследования показали обратную корреляционную зависимость между уровнем благосостояния и рождаемостью. И, следовательно, указывали на возможность дальнейшего снижения рождаемости по мере роста благососто­яния. Вероятно, эти результаты были встречены руководителями госстати­стики с большим сомнением в их достоверности, потому что они противоре­чили господствовавшим в то время взглядам, будто при социализме (поскольку социализм создает условия для быстрого роста благосостояния всего народа) рождаемость должна расти и, уж во всяком случае, не снижать­ся. Поэтому результаты исследования 1934 г. не были опубликованы. Лишь выдержки из них вошли в статью влиятельного в те времена в научно-политических верхах выдающегося экономиста академика Станислава Густавовича Струмилина (1877—1974)[47]. Написанная в 1936 г. статья ученого была опубликована лишь в 1957 г.

С.Г. Струмилин был не только первым из советских ученых, обратившим внимание на загадочный обратный характер корреляционной связи между условиями жизни и рождаемостью, но и первым, кто попытался этот характер как-то объяснить. Из выявленного в обследовании 1934 г. факта, что в менее обеспеченных семьях рождаемость в среднем выше, чем в бо­лее обеспеченных, он сделал вывод, что «падающая в СССР за весь истек­ший период бурной его индустриализации рождаемость является совер­шенно законным и вполне последовательным результатом непрерывного роста в нашей стране уровня оплаты труда и благосостояния трудящихся СССР»[48]. Теперь такой вывод не выглядит необычным, но в то время он прозвучал почти как откровение, был чем-то новым в теоретическом смыс­ле. Однако в таком выводе вовсе не содержалось ответа на вопрос, почему же рост благосостояния может вести к снижению рождаемости, в то время как, казалось бы, должно быть наоборот.

Как уже отмечалось, Всесоюзная перепись населения 1959 г. явилась мощным стимулом к развитию всех гуманитарных наук, опирающихся на эмпирические методы, в том числе социологии и демографии. Уже в 1960 г. органы госстатистики провели крупное обследование, теперь уже 37 тыс. семей рабочих и служащих, ведущих регулярные бюджетные записи, с целью изучения факторов рождаемости. В этих семьях были опрошены 54,5 тыс. женщин в возрасте 17 лет и старше. Опросный бланк содержал сведения о занятии и месте работы женщины или другом источнике средств су­ществования, о стаже работы и — впервые — о жилищных условиях. Боль­ше о программе этого обследования фактически ничего не известно, так как никакого научного отчета о нем снова не было опубликовано. (У нас и до сих пор не принято публиковать результаты научных исследований, проводимых в социальной сфере, в форме научного отчета или стандартно­го доклада. Все эти исследования по стародавней традиции окружаются завесой тайны.) Опять лишь небольшие выдержки из результатов этого обследования были опубликованы в докладе начальника Отдела статистики населения и здравоохранения ЦСУ СССР Антонины Михайловны Востриковой (1904—1991), который был представлен на Всемирной конференции ООН по вопросам народонаселения 1965 г.

Обследование вновь показало обратную связь между условиями жизни и рождаемостью. В семьях с более высоким доходом показатели рождаемости во всех возрастных группах женщин были ниже, чем в семьях с ме­ньшим доходом. Такая связь была истолкована автором доклада в духе привычных житейских представлений — как якобы следствие более высоких культурных и экономических запросов у женщин с высокими дохода­ми, их большей занятостью, в результате чего у них просто не остается вре­мени для детей. Такой взгляд, кстати, довольно распространен еще и сегодня. Однако люди, знакомые с основами социальной психологии, зна­ют, что это всего лишь один из видов психологической защиты, оправдате­льной мотивировки, известный под именем рационализации[49]. Ведь в дан­ном случае остается нераскрытым, почему именно для детей (нескольких) у женщин не хватает времени, в то время как для других дел — находится?

Выводы акад. С.Г. Струмилина, объяснявшего снижение рождаемости ростом заработной платы, вызвали возражения у ряда научных руководителей, посчитавших подобные результаты обследований следствием мето­дологической ошибки. Дело в том, что в обследованиях 1934 и 1960 гг. среднедушевой доход рассчитывался путем деления общего дохода семьи на число ее членов, включая новорожденного. Тем самым, как полагали не­которые научные авторитеты, занижался среднедушевой доход многодет­ных семей.

Поэтому важное методологическое значение приобрело небольшое обследование в г. Жуковском, проведенное в том же 1960 г. Ниной Александ­ровной Таубер. В этом обследовании при определении среднедушевого до­хода семьи принималось в расчет число членов семьи за вычетом новорожденного. Однако это методологическое уточнение не изменило ха­рактера корреляционной связи между размерами дохода и рождаемостью: связь снова оказалась обратной.

В последующие годы в различных регионах СССР, в основном в крупных городах, были проведены несколько десятков обследований, направ­ленных на выяснение связи рождаемости с различными факторами, в основном с материальными условиями жизни. Наибольшее значение среди них получили обследования, проводившиеся Отделом демографии Науч­но-исследовательского института ЦСУ СССР под руководством Андрея Гавриловича Волкова почти каждые 3 года в 1965—1966, 1967—1969, 1972, 1975, 1978, 1981, 1984 гг.

Исследование, проведенное в 1965—1966 г.[50] на 4 московских предприя­тиях и охватившее 1462 замужних работниц в возрасте до 45 лет, открыло со­бой принципиально новый подход к изучению факторов рождаемости — изу­чение мнений о наилучшем и планируемом числе детей в семье. Основными результатными показателями в этом обследовании были три индикатора: ретроспективное желаемое число детей (по ответам на вопрос: «Когда Вы вступали в брак, сколько детей Вы хотели иметь?») идеальное число детей (по ответам на вопрос: «Сколько детей, по вашему мнению, лучше всего иметь в семье?») и так называемое ожидаемое, или планируемое, число детей (по ответам на вопрос: «Сколько всего детей вы предполагаете иметь?»)[51].

И наконец, в 1969 г. Отделом демографии НИИ ЦСУ СССР был проведен почтовый опрос 33,6 тыс. замужних женщин в семьях рабочих и служащих. В анкете содержались вопросы об идеальном и ожидаемом числе детей. Мето­дика проведения обследования была такова, что позволяла объединить данные опроса мнений с фактическими данными об условиях жизни семьи; полученными во время обследования тех же семей, проведенного в 1967 г. Обследование 1969 г. стало первым и наиболее представительным для терри­тории СССР исследованием, в котором соединились традиционные методы сопоставления показателей рождаемости с показателями условий жизни и новые методы опроса мнений. Программы последующих обследований, ре­гулярно проводившихся каждые три года, отличались друг от друга лишь в деталях. Надо учитывать, что главной целью этих обследований было не изу­чение мотивации, а уточнение методов прогноза рождаемости. Тем не менее все эти обследования подтвердили существование обратной зависимости между показателями благосостояния и рождаемости.

---

[1] Получено из Интернета: htlp://www/idbprint.html.

[2] Цит. по: Сови А. Общая теория населения. Т.2. -  М., 1977. С. 274.

[3] Закон больших чисел — форма связи между численностью исследуемых явлений и степенью проявления общей закономерности, присущей этим явлениям. При достаточно большом числе элементов совокупности случайные отклонения от средней величины взаимно уравно­вешиваются и проявляется общая закономерность.

[4] В некоторых случаях приходится пользоваться данными, относящимися к территории бывшей Российской Империи или СССР вместо России в современных границах, из-за отсут­ствия соответствующих данных. Но разница, думается, невелика. Показатели по России в со­временных границах были бы немного хуже, на 1—3 процентных пункта.

[5] Демографический ежегодник России. - М.: Госкомстат России, 1996. С. 35.

[6] Андреев Е.М., Дарский Л.Е., Харькова Т.Л. Демографическая история России: 1927—1959. - М.: «Информатика», 1998; Демографический ежегодник России. 1998. - М.: Госкомстат России, 1998.

[7] Простые по своей структуре семьи называются также нуклеарными (ядерными, от лат. nucleus — ядро), а процесс увеличения доли нуклеарных семей в общем числе семей отсюда получил название процесса нуклеаризации семьи.

[8] Понятие «семейная группа» было предложено в 1976 г. группой архитекторов, изучавших эту форму семейных взаимоотношений и изложивших результаты своих исследований в кни­ге и ряде статей (см. их книгу Ружже В.Л., Елисеева И.И., Кадибур Т.С. Структура и функции семейных групп.- М., 1983).

[9] Во всех приводимых примерах будут использоваться только фактические статистиче­ские данные. Обращая на них минимум внимания, читатель сможет получить и некоторое представление о демографической ситуации, уровне и тенденциях демографических процес­сов в стране.

[10] В демографическом анализе рождаемости речь обычно идет только о родившихся живыми. Поэтому в дальнейшем тексте слово «живыми» в словосочетаниях о родившихся не будет использоваться, кроме необходимых случаев.

[11] Границы возрастного, так называемого репродуктивного, интервала были статистиками выбраны давно, в, XIX в., когда они в основном соответствовали реальным возрастным грани­цам периода жизни, в котором женщины рожали детей. Сегодня в странах с низким уровнем рождаемости женщины рожают своих 1—2 детей в основном в интервале от 22 до 35 лет. Так что возрастные границы репродуктивного периода жизни женщины — 15—49 лет — это все­го лишь дань традиции и необходимость соблюдения принципа сопоставимости динамиче­ских рядов показателей в исторической ретроспективе.

[12] Подробнее об этом см. Борисов В.А. Плодовитость — категория или показатель // Население и экономика (Серия «Народонаселение»). - М., 1973. С. 83—94; Борисов В.А. Перспективы рождаемости. - М., 1976. С. 18—24; Демографический энциклопедический словарь. - М., 1985. С. 329; Народонаселение. Энциклопедический словарь. «Большая Российская энциклопедия» - М., 1994. С. 321—322; Социология: Словарь-справочник. Т.З. Междисциплинарные исследо­вания. - М., 1991. С. 138—140.

[13] Здесь я хочу разъяснить одно недоразумение, с которым в последнее время приходится почему-то часто сталкиваться. Довольно часто в массовой прессе можно встретить наимено­вание фактического брака «гражданским». Неизвестно, откуда оно пошло, но это чистое недо­разумение. Гражданским браком называется брак, зарегистрированный в органах регистра­ции актов гражданского состояния, в противоположность церковному браку, т.е. оформлен­ному по церковному обряду и зарегистрированному церковными органами. В нашей стране церковный брак равнозначен фактическому, поскольку не обладает юридической силой. Тем не менее фактический и гражданский брак — это вовсе не синонимы.

[14] Демографический ежегодник России 1998. - М., 1998. С. 166.

[15] Демографический ежегодник России 1990. - М., 1998. С. 316.

[16] Демографический ежегодник России 1996. - М., 1996. С. 166.

[17] Довольно длинная часть данного определения, вводящая условие, «что на всем протяжении репродуктивного периода жизни данного поколения возрастные коэффициенты рождаемости в каждой возрастной группе остаются неизменными на уровне расчетного периода», — именно и обозначает параметры условного поколения. Ранее в главе 3 в разделе о методах реального и условного поколения уже говорилось, что только при условии длительного постоянства возра­стных коэффициентов итоговые (суммарные) показатели условного и реального поколения сов­падут по величине. В данном случае длинный, но обязательный ввод характеристик условного поколения может быть заменен коротким указанием на то, что женщина, о которой здесь идет речь, — это «средняя женщина из условного поколения». Но в этом случае нужно быть готовым объяснить преподавателю, понимаете ли вы, что такое условное поколение.

[18] Если сравнить суммарный коэффициент, рассчитанный по пятилетним возрастным коэффициентам в табл. 5.1, с аналогичным показателем, рассчитанным Госкомстатом РФ по одно­летним коэффициентам — 1,344 (Демографический ежегодник России 1996. - М., 1996. С. 92), то увидим, что разница ничтожна. Конечно, она может быть и более заметной, но никогда — существенной. Это означает, что пятилетние возрастные коэффициенты рождаемости вполне пригодны для любого анализа уровня и динамики рождаемости.

[19] См. Англо-русский демографический словарь. – М., 1978. С. 84.

[20] Урланис Б.Ц. Проблемы динамики населения СССР. – М., 1974. С. 287-288.

[21] Синельников А.Б. Сколько детей нужно иметь, чтобы население не стало уменьшаться? //Рождаемость известное и неизвестное. – М., 1983. С. 50-60.

[22] Обоснование см. также: Воспроизводство населения и демографическая политика в СССР. - М., 1987. С. 200—204; Борисов В.А., Синельников А.Б. Брачность и рождаемость в России: демографический анализ. - М., 1995. С. 54—56.

[23] Еще в 1940 г. крупнейшие американские ученые, демограф Фрэнк Ноутстейн и социогигиенист Регина Стикс писали, что «ни одно население, даже при низкой смертности, не смо­жет обеспечить свое воспроизводство без значительной доли многодетных семей, чтобы уравновесить долю не состоящих в браке, бесплодных и тех, кто не может иметь более одного или двух детей. Расчеты показывают, что для воспроизводства населения необходимо, чтобы более 30% всех семей имели по 4 и более детей». Спустя много лет, в 1974 г., другой крупней­ший американский демограф, Энсли Коул, фактически подтвердил своим авторитетным мне­нием верность этих расчетов, сославшись на них в своем докладе на всемирном демографиче­ском конгрессе в Бухаресте (из которого и была заимствована вышеприведенная цитата). Вре­мя внесло в эти расчеты лишь поправки на снижение смертности (Coale A.J. The Demographic Transition //The Population Debate: Dimensions and Perspectives/ Paper on the World Population Conference, Bucharest, 1974. V. 1, NY, UN, 1975, p. 350).

[24] 15 лет приняты в качестве условной границы между детским и взрослым возрастами. Здесь мы исходим из аргумента, что в возрастах после 15 лет люди умирают по законам взрослых.

[25] Новосельский С.А. К вопросу о понижении смертности и рождаемости в России // Вест­ник общественной гигиены, судебной и практической медицины. 1914. № 3. С. 339—352.

[26] Там же. С. 349.

[27] Новосельский С.А. К вопросу о понижении смертности и рождаемости в России // Вест­ник общественной гигиены, судебной и практической медицины. 1914. № 3. С. 350.

[28] До 1987 г. возрастные и суммарные коэффициенты рождаемости в нашей стране рассчитывались в виде скользящих средних величин за два года. Считалось, что так методологиче­ски правильнее. Общие же коэффициенты естественного движения населения рассчитыва­лись за каждый год. Поскольку далее мы сравниваем динамику общих коэффициентов с ана­логичной динамикой суммарных коэффициентов, пришлось общие коэффициенты пересчи­тать в двухлетние средние для сопоставимости с суммарными коэффициентами за соответствующие годы.

[29] По данным Всероссийской микропереписи населения 1994 г., в программе которой впервые в истории наших переписей содержался вопрос о желаемом женщинами числе детей, 64,6% опрошенных женщин в возрасте 18—29 лет ответили, что желают иметь двух или более детей..

[30] Идея расчета заимствована у польского демографа Эгона Фильрозе (1907—1984) из его книги «Elements of the Natural Movement of Population. Oxford a. London, 1965, p. 157—165.

[31] Подробнее см.: Народонаселение энциклопедический словарь. Большая Российская энциклопедия. - М., 1994. С. 137; Борисов В.А. Перспективы рождаемости. - М., 1976. С. 25—49.

[32] В недавнем прошлом многие деятели объясняли снижение уровня рождаемости в нашей стране исключительно и только деформациями возрастной структуры в результате разруши­тельных последствий Великой Отечественной войны. Они отказывались признавать главен­ствующую роль в снижении рождаемости за внутрисемейным ограничением ее. Огромная ве­личина коэффициента ГМЕР опровергает эти заблуждения.

[33] 50 губерний Европейской части Российской Империи

[34] Европейская часть СССР

[35] СССР в послевоенных границах. Показатели рассчитаны А.Б. Синельниковым.

[36] Архангельский В.Н ГМЕР и индексный метод // Материалы научной конференции молодых ученых и специалистов. - М., 1978. С.32—33.

[37] Вересов Д. Историческая демография СССР. Benson, Vermont (USA), Chalidze Publicati­ons, 1987, p. 84—85.

[38] Рассчитано как средняя за соответствующие годы по источнику: Российский статистический ежегодник. 1994. - М, 1994. С.165.

[39] Вересов Д. Цит. соч.. С. 85.

[40] Смит А. Исследование о природе и причинах богатства народов. - М.: Изд. соц.-эконом. лит., 1962, с.73.

[41] Корреляционная зависимость — взаимосвязь между признаками, состоящая в том, что средняя величина значений одного признака меняется в зависимости от изменения другого признака. Если оба признака, один из которых рассматривается как влияющий фактор, а дру­гой — как фактор-результат, изменяются в одном направлении (оба возрастают или уменьша­ются), то связь между ними прямая. Если же изменения происходят в противоположных на­правлениях (при увеличении влияющего фактора фактор-результат уменьшается, или все на­оборот), то связь обратная (Подробнее см.: Статистический словарь. - М., 1965. С. 253).

[42] Приводится по кн.: Смулевич Б.Я. Критика буржуазных теорий и политики народонаселения. - М., 1959. С. 75—76.

[43] Андреев Е.М., Дарский Л.Е., Харькова Т.Л. Население Советского Союза. 1922—1991. - М., 1993. С. 57.

[44] Яголим Б.С. Рождаемость по г. Москве в связи социальным составом населения // Статистическое обозрение. - М., 1928, № 10. С. 85—88.

[45] Новосельский С.А. Плодовитость населения в связи с социальным положением //Санитарно-статистический сборник Ленинградского облздравотдела. Л., 1929, вып. 2, с. 84—93. Перепечатано с сокращениями в кн.: Новосельский С.А. Демография и статистика (Избран­ные произведения). Под ред. Л.Е. Полякова. - М., 1978. С. 136—142.

[46] Андреев Е.М., Дарский Л.Е., Харькова Т.Л. Население Советского Союза 1922—1991. - М., 1993. С. 57.

[47] Струмилин СР. К проблеме рождаемости в рабочей среде /7В кн.: Струмилин С.Г. Проблемы экономики труда. М., 1957. С. 186—207. Статья снабжена примечанием «Написано в 1936 г. Публикуется впервые». Включена также в кн.: Струмилин С.Г. Избранные произведения. Т. 3, - М., 1964. С. 132—147. И вновь снабжена примечанием о том, что статья написана в 1936 г.

[48] Струмилин С.Г. К проблеме рождаемости в рабочей среде // Избранные произведения. Т. 3, 1964. С. 143.

[49] Рационализация в психологии — свойство людей оправдывать свои действия рациональными причинами, независимо от их подлинного характера, зачастую самим людям неизвест­ного. См.: Шибутани Т. Социальная психология. ¾ М., 1969. С. 74, 243, 357; Краткий психологи­ческий словарь. М., 1985. С. 191.

[50] В 1964 г. теми же исследователями был проведен опрос 204 сотрудников института, в котором авторы служили сами. Но тот опрос носил пилотажный характер, и его результаты не обнародовались.

[51] Белова В.А. Число детей в семье. ¾  М., 1975. С. 44.