<< Пред. стр. 3 (из 3) След. >>
Список литературы по разделу
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 абортов31. 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
?= 6 755 405 х 1,06 = 7 160 729
Общая численность населения России по переписи 1989 г. равнялась 147400,5 тыс. человек. Отсюда nгмер = 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 48,632. 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- 189733
49,9
47,7
104,7
1926- 192734
46,0
50,2
91,6
1938- 193935
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 рождаемости36. 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 год37. (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 абортов39.
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 зависимость41 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 хозяев45.
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-демографами46. 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 рационализации49. 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. ? 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. ? М., 1975. С. 44.
??
??
??
??
<< Пред. стр. 3 (из 3) След. >>
Список литературы по разделу