БОРИСОВ В А ДEМОГРАФИЯ УЧEБНИК ДЛЯ ВУЗОВ (3)

<< Пред. стр. 1 (из 4) След. >>

5.15. Изучение репродуктивного поведения
Исследования, основанные на методах опроса мнений, подошли вплотную к тому, чтобы начать изучение психологических аспектов, связанных с рождаемостью. Но следующий шаг за пределы своей профессии исследователи, видимо, не решились сделать. А без этого невозможно было продвинуться в направлении понимания причин малодетности. Дело в том, что специфика статистического изучения основана главным образом на применении метода корреляционного анализа. Однако корреляционный анализ показывает лишь само наличие и тесноту связи между социальными явлениями, но не раскрывает причинно-следственный характер этой связи, т.е. не отвечает на вопрос, что является подлинной причиной данной корреляционной зависимости. Причиной может быть третья величина, оказывающаяся за пределами наблюдения. Поясню таким примером. Исследования показывают, что более образованные женщины рожают в среднем меньше детей, чем менее образованные. Однако вполне очевидно, что не само по себе образование является причиной ограничения рождаемости, хотя и были попытки объяснить низкую рождаемость у образованных женщин тем, что они лучше необразованных умеют обращаться со средствами контрацепции, что у них меньше свободного времени, чем у менее образованных, что у них другой круг интересов. Последнее ближе всего к истине. Но все равно не хватает объяснения - почему? Почему с повышением уровня образования женщин у них ослабевает интерес к рождению детей? И если признать, что причина подобного ослабления потребности иметь несколько детей кроется именно в образовании, то так скоро можно дойти до мысли об ограничении права женщин на образование в интересах спасения нации от вымирания. Мало того, что подобное решение было бы реакционным, оно не могло быть эффективным, не привело бы к повышению рождаемости потому, что причины ослабления потребности женщины (вернее, семьи) в числе детей связаны с образованием женщин не прямо, не непосредственно, а косвенно, опосредованно, через систему социальных ценностей и норм, необходимость следования которым и вызывает негативные изменения в структуре потребностей семьи и женщины.
Специальные исследования показали также, что для эффективного контроля рождаемости уровень образования вовсе не является необходимым условием. Тем более, что методы, которыми еще недавно пользовалось большинство и до сих пор пользуются многие, в основном очень примитивны. Скажем, один из основных - так называемый метод прерывания полового сношения до начала семяизвержения, метод, который не требует никакого образования, но зависит почти исключительно от силы мотивации к предотвращению беременности. И мы снова приходим к вопросу: какие силы порождают мотивацию к ограничению рождаемости?
Исследования факторов рождаемости, проводившиеся преимущественно специалистами в области статистики и статистическими методами, фактически были ориентированы в основном на поиск объективных причин, вынуждающих женщин (семью) ограничивать число своих детей. При этом исследователи исходили из подсознательного допущения о "естественном" характере репродуктивной мотивации женщин, о "естественном" желании любой женщины иметь много детей, которое ограничивается лишь нехваткой внешних условий, необходимых для удовлетворения такого желания. Позднее такая исследовательская ориентация получила наименование концепции (или парадигмы) помех. Согласно такой концепции, для повышения рождаемости нужно было только выяснить, какие конкретные условия жизни мешают людям (женщинам) удовлетворить свои естественные потребности в большом числе детей, и с помощью мер социальной политики устранить эти препятствия. И тогда, казалось, рождаемость автоматически повысится до неопределенно высокого (до желательного, "оптимального") уровня. К середине 1970-х гг. становится ясно, в немалой степени именно в результате исследований, основанных на изучении мнений о наилучшем и планируемом семьями числе детей, что это не совсем так, что большинство семей имеет довольно четкое представление о числе детей, которое они хотели бы иметь, и это число вполне конечное и различается в разных социальных группах. Многие исследования, особенно наиболее крупные, проведенные демографами НИИ ЦСУ СССР, показали, что не только фактическое число детей в семьях обратно пропорционально уровню благосостояния, но и желаемое, и ожидаемое (планируемое) в среднем оказывается в обратной пропорции к материальным условиям жизни семей. Эти результаты показали недостаточность корреляционного измерения связи между условиями жизни и числом детей в семье, минуя фактически самого человека, рождающего этих детей, всю совокупность психофизической деятельности человека, связанной с деторождением. Такая деятельность получила наименование репродуктивного поведения.
Репродуктивное поведение - система действий, отношений и психических состояний личности, связанных с рождением или отказом от рождения детей любой очередности, в браке или вне брака1. Термин "репродуктивное поведение" эмоционально нейтрален, не содержит оценочной окраски, относится ко всем индивидам и брачным парам, не только к тем, кто сознательно планирует размер своей семьи, но и к тем, кто не желает такого планирования (неосознанно или вполне сознательно).
Репродуктивное поведение является частью общего поведения личности или группы людей (одним из видов которой является семья), относящейся предметно к определенной области жизни, а именно - к рождению (или нерождению) детей. Это довольно широкая область человеческой жизни, требующая от каждого человека много внимания и усилий (независимо от размеров своих репродуктивных желаний).
Как и всякое другое поведение, репродуктивное поведение представляет собой целостную по своим физическим и психическим компонентам реакцию на внешние и внутренние стимулы, состоящую не только из внешне проявляемых действий, но и внутренних, активных, но внешне не проявляемых психических актов и состояний (импульсов, установок, мотивов, настроений и т.п.). Внешними стимулами поведения являются социальные ценности и нормы2, внутренними - потребности3. Внешними стимулами репродуктивного поведения являются ценность детей и родительства для личности, семьи и общества, а также и другие социальные ценности, так или иначе связанные с репродуктивными ценностями, соответствующие этим ценностям социальные нормы детности внутренними стимулами являются потребности личности и семьи в числе детей.
Репродуктивное поведение обладает структурой, которую можно представить в виде последовательности психических компонентов: репродуктивные потребности, установки4, мотивы, интересы, планы, решения, действия, результаты действий. В качестве результатов репродуктивных действий оказываются не обязательно рождение детей, но и противозачаточные меры, и аборты. Если мы хотим повлиять на результаты репродуктивного поведения, то должны двигаться по указанной цепочке от ее конца к началу с тем, чтобы повлиять на формирование репродуктивных потребностей в сторону гармонизации личных и общественных потребностей. Если, конечно, мы знаем, каковы эти общественные репродуктивные потребности.
Если поведение (любое, в том числе и репродуктивное) развивается в последовательности от формирования потребностей и установок к действиям и результатам, то исследование поведения происходит, естественно, в обратной последовательности - от результатов поведения и действий к потребностям через установки и мотивы. Основными внешними индикаторами репродуктивных установок служат три основных показателя: среднее идеальное, желаемое и ожидаемое (планируемое) число детей.
Среднее идеальное число детей характеризует представление респондента о наилучшем числе детей в семье вообще (в средней семье по стране, в городской семье, сельской, русской и т.п.), но не обязательно в своей семье. По мнению большинства специалистов, среднее идеальное число детей отражает представления людей о социальных нормах детности, о наилучшем числе детей при определенных обстоятельствах, жизненных условиях5. Вопрос об идеальном числе детей заимствован нашей демографией из американских исследований, где он используется часто в анкетах в такой редакции: "Какое, по вашему мнению, идеальное число детей для средней американской семьи?", причем слово "средней" в анкете подчеркивается. В одном из первых крупнейших отечественных обследований (1969 г.), использовавших метод опроса мнений женщин, вопрос об идеальном числе детей задавался респондентам в следующей редакции: "Как Вы думаете, сколько детей лучше всего вообще иметь в семье?" Впоследствии исследователи дружно отказались от этого вопроса без особых дискуссий на тему о его целесообразности. Очевидно, сочли его слишком абстрактным, малопонятным для массового респондента, а потому и малоинформативным. В западных странах этот вопрос продолжает пользоваться популярностью в исследованиях репродуктивного поведения. Там он рассматривается почти как синоним другого показателя, среднего желаемого числа детей.
Среднее желаемое число детей рассматривается как показатель, наиболее близко характеризующий индивидуальную потребность в детях (в числе детей). Вопрос о желаемом числе детей предполагает выявить личные предпочтения респондентов в отношении числа детей, которое респондент хотел бы иметь в своей семье, если бы ничто не мешало ему(ей) осуществить свое желание. Этот вопрос исследователи стараются формулировать таким образом, чтобы в нем не содержалось намека на долженствование или зависимость от окружающих условий. Например, в американских исследованиях этот вопрос обычно задается в такой редакции: "Если бы вы могли иметь детей ровно столько, сколько хотите, какое это число могло бы быть?" В некоторых отечественных исследованиях этот вопрос звучал так: "Сколько бы вам хотелось иметь детей в семье, если бы для этого были все условия?" Некоторые исследователи критикуют такую редакцию вопроса о желаемом числе детей. Они считают, что в нашей стране имеется много людей, не способных ни в какой абстракции представить себе наличие всех условий сразу, якобы поэтому невольно занижающих в своих ответах желаемое число детей, ориентируясь на наилучшие из реально возможных условия жизни.
И, наконец, среднее ожидаемое (или планируемое) число детей, которое характеризует реальные намерения, репродуктивные планы людей и семей, с учетом конкретных обстоятельств их жизни, с учетом конкуренции репродуктивных планов с другими жизненными планами и т.п. Вопрос об ожидаемом числе детей формулируется обычно таким образом: "Сколько всего детей вы собираетесь иметь?", "Сколько еще детей вы собираетесь иметь?", "Сколько предполагаете иметь еще детей?" Показатель ожидаемого числа детей рассматривается статистиками-демографами как имеющий наибольшее, по сравнению с двумя предыдущими показателями, практическое значение для прогнозирования тенденций рождаемости. Вероятно, поэтому он и получил наибольшее предпочтение в исследованиях факторов рождаемости, проводимых ими.
Другому индикатору - желаемому числу детей - повезло меньше. До сих пор он не заинтересовал статистиков, в том числе и ученых-демографов, статистиков по образованию. Они ему, кажется, не доверяют. Между тем желаемое число детей как показатель потребности личности и семьи в числе детей имеет, по крайней мере, не меньшую ценность в анализе тенденций рождаемости, репродуктивной мотивации и в качестве инструмента прогнозирования рождаемости, чем ожидаемое число детей. В частности, по результатам многих исследований уже известно, что репродуктивные установки формируются в раннем возрасте и затем мало изменяются на протяжении жизни одного поколения. Поэтому показатели среднего желаемого числа детей в еще меньшей степени, чем соответствующие показатели ожидаемого числа детей (более чувствительные к изменениям социальной конъюнктуры), подвержены деформирующему влиянию возрастной структуры респондентов и, следовательно, более адекватно характеризуют репродуктивное поведение семей, чем, скажем, показатели фактической рождаемости. По тем же причинам (т.е. в силу малой изменчивости репродуктивных потребностей на протяжении жизни одного поколения) уменьшение среднего желаемого числа детей с переходом от старших поколений женщин к младшим имеет прогностическое значение, указывает на вероятное снижение потребности в числе детей в недалеком будущем (через 10-15 лет), когда младшие ныне поколения женщин проживут репродуктивный период своей жизни и реализуют свои установки на число детей (обычно не полностью).
Наконец, среднее желаемое число детей указывает тот предел, до которого можно поднять уровень рождаемости с помощью привычных экономических способов социальной поддержки семей: пособий, льгот и т.п. Попросту говоря, люди никогда не станут заводить детей, больше того числа, которое они хотят.
В то время как демостатистики, сделав первые важнейшие шаги в сторону изучения репродуктивного поведения, остановились на его границе, продвижение продолжили экономисты и социологи Центра по изучению народонаселения экономического факультета Московского университета им. М.В. Ломоносова. В 1976 г. под руководством сотрудника этого центра проф. Анатолия Ивановича Антонова были проведены два исследования репродуктивного поведения семьи, в Москве и в Вильнюсе (в Вильнюсе исследование проводил непосредственно литовский социолог Витаутас Баршис, бывший в то время аспирантом А.И. Антонова). Оба исследования отличались широкой программой, с использованием психологических методов измерения установок. Вильнюсское исследование отличалось еще и тем, что в нем впервые в нашей демографии изучались одновременно репродуктивные установки обоих супругов. Опрашивалось 212 брачных пар. Результаты оказались во многом неожиданными. До этого уже проводились опросы мужчин, но одновременный опрос мужей и жен в одних и тех же браках был проведен впервые (в нашей стране и один из первых в мире). При опросах женщин и мужчин средние показатели предпочтений в отношении числа детей мало различаются по полу (числа детей по ответам мужчин в среднем обычно превышают аналогичные числа по ответам женщин, но не намного). В исследовании, получившем название "Вильнюс-76", обнаружилось, что многие репродуктивные предпочтения и установки мужей и жен не совпадают. Так, по идеальному числу детей совпали мнения лишь в 48% семей, по желаемому числу - в 41% семей. В целом же средние желаемые числа детей были еще довольно высокими - 3,07 по ответам мужей и 2,97 - по ответам жен6.
Во втором из названных обследований, "Москва-76", было опрошено 259 замужних женщин с разным числом детей по анкете, содержавшей около 150 вопросов. Особенностью обоих обследований было то, что наряду с обычными прямыми вопросами, направленными на выявление репродуктивных установок, использовались и специальные тестовые методики для измерения силы и устойчивости репродуктивной установки на определенное число детей, разработанные А.И. Антоновым на основе общих принципов так называемого метода семантического дифференциала, предложенного в 1952 г. американским психологом Чарльзом Осгудом. Эти методики позволяют освободить ответы респондента от самоконтроля и, таким образом, лучше выявить подлинные психологические установки. С их помощью исследователям удалось показать, что наиболее сильная установка - на двух детей, в то время как на третьего и более ребенка установки очень слабые. Большинство опрошенных женщин удовлетворило свои потребности в детях и больше детей рожать не намеревалось. Среди однодетных женщин испытывали потребность еще в одном ребенке 18% женщин, среди двухдетных - 5% и среди трехдетных - также 5%7.
В 1978 г. тот же коллектив провел в Москве обследование 1319 замужних женщин с двумя детьми. Исследование, в котором использовались психологические методики, вновь показало слабую потребность москвичек в трех и более детях. Лишь 7% опрошенных женщин высказали желание иметь третьего ребенка8. Но все же среднее желаемое число детей было еще выше границы простого воспроизводства населения - 2,80, хотя среднее ожидаемое - только 2,089.
Заслуживает упоминания и ряд исследований репродуктивного поведения, проведенных Отделом демографии Института социологии РАН. Первое из них было проведено в 1983-1984 гг. в одном из районов Москвы по программе, разработанной под руководством автора этих строк, в 1984 г. по той же программе были проведены исследования в Саратове и Уфе. Опрашивались супружеские пары, имеющие одного или двух детей, в которых возраст жены не превышал 35 лет. Вновь опрашивались одновременно мужья и жены по отдельным анкетам. В женской анкете насчитывалось 355 вопросов, в мужской - 304.
Всего было опрошено 212 супружеских пар в Москве, 304 - в Саратове и 373 - в Уфе (таблица 5.15). Во всех трех городах среднее желаемое число детей оказалось выше, чем идеальное число. Надо сказать, что такая разница в этих показателях обнаруживается и по данным других социолого-демографических исследований. Удовлетворительных объяснений этому феномену никто из исследователей пока не попытался сделать. Возможно, приемлемым может быть предположение, сделанное выше, что респонденты понимают слово "идеальное" не как абстрактно наилучшее, а как наилучшее из возможного в реальных сегодняшних условиях. Это нормальная научная проблема, которую еще предстоит решать, разгадывать.
Таблица 5.15
Среднее идеальное, желаемое и ожидаемое число детей
(по материалам обследований, проведенных Отделом
демографии Института социологии РАН в 1984 г.10)

Город
Среднее число детей Идеальное Желаемое Ожидаемое Женщины Мужчины Женщины Мужчины Женщины Мужчины Москва 2,25 2,37 2,32 2,59 1,74 1,91 Саратов 2,23 2,36 2,42 2,52 1,92 2,04 Уфа 2,47 2,52 2,59 2,76 2,13 2,25
К сожалению, уже более 10 лет исследования репродуктивного поведения не проводятся, всякая теоретическая работа в этой области фактически прекратилась, за исключением появления спорадических небольших работ отдельных ученых-одиночек. Остается надеяться лишь на то, что этот научный штиль - явление кратковременное.

5.16. Показатели репродуктивного поведения
в переписях населения
В нашей стране проведено немало исследований репродуктивного поведения. Однако все они - небольшие, локальные, не претендующие на охват всей территории страны или какой-либо социальной группы. Поэтому очень важным достижением можно считать изучение дифференциальной рождаемости и особенно репродуктивного поведения в переписях населения. В этом отношении наши переписи населения опередили большинство других стран. Первым экспериментом в этом отношении можно считать включение вопроса об ожидаемом числе детей в программу Всесоюзной микропереписи населения 1985 г. В разделе В "Сведения о рождениях" Бланка обследования (так назывался переписной лист) содержался один вопрос (обращенный к замужним женщинам в возрасте до 45 лет) в такой редакции: "Сколько всего детей собираетесь иметь?" К сожалению, большая часть итогов микропереписи 1985 г. фактически осталась неопубликованной. Лишь несколько статей и таблиц мало пригодных для научной работы, появились в журнале "Вестник статистики". В числе прочих были опубликованы три таблицы, содержащие распределение опрошенных женщин по ответам об ожидаемом ими числе детей, национальности и уровню образования11. Никаких распределений в сочетании с возрастом опубликовано не было (возрастная структура все еще относилась к числу военных секретов). В целом среднее ожидаемое число детей по ответам замужних русских женщин составило 1,95 ребенка (в расчете на одну женщину) и было самым низким среди других национальностей СССР, одноименных с названиями союзных республик (так называемые титульные национальности)12. Но главное все-таки не в том, что уровень рождаемости у русских - самый низкий в бывшем СССР (ниже, пожалуй, только у евреев), а в том, что он значительно ниже границы простого воспроизводства населения (напомню, для этого необходимо 2,6 ребенка в среднем на одну брачную пару). У городских русских замужних женщин среднее ожидаемое число детей равнялось 1,86, у сельских - 2,27. Таким образом и у сельских женщин (даже у сельских!) репродуктивные планы уже в 1985 г. были значительно ниже границы простого воспроизводства населения. С переходом от старших возрастных групп к младшим ожидаемые числа детей снижаются. Так, у сельских русских женщин в возрасте 40-44 года среднее ожидаемое число детей - 2,44, а в возрастной группе 18-19 лет - 2,08, т.е. на 0,36 ребенка меньше. Это означает, что в ближайшие четверть века можно ожидать снижения суммарного коэффициента рождаемости еще на 0,4 (по сравнению с уровнем 1985 г.).
Нашли свое отражение вопросы о предпочитаемом числе детей и во Всероссийской микропереписи населения 1994 г. Причем впервые в таком солидном статистическом обследовании, репрезентативном (представительном) для всей территории страны использовались одновременно ожидаемое и желаемое числа детей. Ожидаемому и желаемому числам детей были посвящены соответственно вопросы 26 и 27 раздела 6 переписного листа в следующей редакции: вопрос 26 (об ожидаемом числе детей): "Сколько всего детей собираетесь иметь (включая уже имеющихся)?" Вопрос 27 (о желаемом числе детей): "Сколько всего детей хотели бы иметь?"
Последовательность расположения вопросов 26 и 27 в переписном листе представляется правильной (т.е. сначала следует вопрос об ожидаемом числе детей, а затем - о желаемом). Тем самым, думается, ослабляется возможное давление конкретной жизненной ситуации на мнение респондента, ему (ей) легче понять, что речь идет об идеальной ситуации.
Среднее желаемое число детей в целом по России составило 1,91 (в расчете на одну женщину в среднем без различия брачного состояния), среднее ожидаемое - 1,77 (таблица 5.16). Эти цифры показывают масштабы демографической катастрофы России. Во-первых, даже если представить невозможное - мгновенное создание самых благоприятных материальных условий для миллионов российских семей, - то и тогда рождаемость могла бы повыситься всего лишь на 0, 1 5 ребенка (в расчете на 1 женщину в среднем без различия брачного состояния) и далеко не достигла бы спасительной отметки 2,12. Во-вторых, разность между желаемым и ожидаемым числом детей - 0,15 ребенка - показывает довольно небольшое влияние внешних условий на реализацию репродуктивных потребностей населения (т.е. большинство семей и сегодня имеют детей столько, сколько хотят, другое дело, что хотят мало). В-третьих, та же маленькая разница между желаемым и ожидаемым числами детей показывает очень небольшие возможности традиционной социальной политики поднять уровень рождаемости - всего на 0,15 ребенка.
Таблица 5.16
Желаемое и ожидаемое число детей у женщин России
(по данным Всероссийской микропереписи населения 1994 г.)

Желаемое число детей Ожидаемое число детей Всего на 1000 женщин 18-44 лет в том числе в возрасте (лет) Разность менаду возрастными группами Всего на 1000 женщин
18 - 14 лет в том числе в возрасте (лет) Разность между возрастными группами 20-24
35-39 20-24 35-39 Все население
1913 1739 2018 279 1767 1468 1945 477 Городское население
1816 1690 1897 207 1642 13 1796 398 г. Москва
1684 1622 1707 85 1474 1343 1553 210 Сельское население
2229 1913 2400 487 2169 1714 2412 698
С целью прогноза дальнейших вероятных изменений репродуктивных установок полезно рассмотреть различия среднего желаемого и ожидаемого чисел детей по возрастным группам женщин. Для этого в таблице 5.16 выделены две возрастные группы: 20 - 24 года и 35 - 39 лет (возрасты рождения первого и последнего ребенка у большинства современных россиянок) и показана разница в показателях между ними. Уменьшение величины репродуктивных установок с переходом от старших поколений к младшим указывает на вероятное дальнейшее снижение рождаемости в ближайшие 10-15 лет по мере того, как женщины младших репродуктивных возрастов будут реализовывать свои репродуктивные планы (в основном в возрастах от 20 до 35 лет).
Аналогичная закономерность уменьшения от старших к младшим поколениям женщин может быть отмечена и в отношении средних ожидаемых чисел детей. Обращает на себя внимание тот факт, что межпоколенные разности ожидаемых чисел значительно больше, чем желаемых. Это говорит о том, что снижение рождаемости будет происходит за счет откладывания (или отказа) желанных рождений, хотя и потребность в числе детей тоже будет сокращаться.
Сравнение показателей городского и сельского населения показывает значительно более существенные изменения рождаемости в ближайшие годы у сельского населения, чем у городского. У городского населения желаемое число детей понизится примерно на 0,21 ребенка (в Москве - на 0,09), а у сельского - на 0,49 ребенка. Разница ожидаемых чисел еще больше: у городского населения - 0,40, в Москве - 0,21, у сельского населения - 0,70 ребенка, естественно, если установки и планы россиянок не изменятся (а измениться они могут в любую сторону, в зависимости от изменения условий жизни в стране и активности демографической политики)13.
Таким образом, среднее желаемое число детей выполняет очень важную функцию: характеризует остроту и глубину проблемы малодетности и одновременно - возможности традиционной социальной политики в области повышения рождаемости. Именно поэтому оба названных индикатора репродуктивных установок имеют самостоятельную познавательную ценность, не могут заменить один другого, составляют диалектическое единство, а потому должны использоваться в опросах непременно совместно.

5.17. Теория демографического перехода и
интерпретация дифференциальной рождаемости
Теория (или концепция) демографического перехода используется в демографии для описания эволюции демографических процессов, исторической последовательности смены типов воспроизводства населения в результате эволюции общества. Согласно этой концепции, все страны и народы проходят в своей демографической истории через одни и те же этапы, каждому из которых соответствует определенный тип (режим) воспроизводства населения.
До начала демографического перехода воспроизводство населения характеризуется высокими уровнями смертности и рождаемости (рис. 5.2.). Рождаемость едва превышает смертность, естественный прирост очень низкий или отсутствует, в отдельные исторические периоды мог быть отрицательным. Такой тип воспроизводства населения, называемый примитивным (ввиду очень слабого влияния со стороны общества на уровень смертности), или экстенсивным, существовал большую часть истории человечества (в Европе до середины XVIII - конца XVIII в., во многих развивающихся странах Азии, Африки и Латинской Америки - до недавнего времени). Высокая смертность была следствием условий жизни большинства населения, слабого развития медицины и здравоохранения, низкой санитарной культуры населения. Чтобы выжить, общества вырабатывали в течение тысячелетий социальные нормы, поощрявшие максимально высокую рождаемость. Эти нормы действовали прямо и косвенно в форме законов, религиозных предписаний, народных обычаев и традиций. Такова первая фаза перехода.
С развитием индустрии и медицины, с улучшением условий жизни большинства населения начинается снижение уровня смертности. Уровень рождаемости, однако, какое-то время остается таким же, как до начала перехода, или даже возрастает вследствие сокращения уровня овдовения, повышения уровня брачности и удлинения сроков жизни в браке. Обычаи и традиции обладают большой инерционностью, изменяются медленно, в том числе и те из них, которые регулируют семейную жизнь и рождаемость. Поэтому вторая фаза демографического перехода характеризуется снижением смертности и традиционно высокой (как в фазе до начала перехода) или возрастающей рождаемостью. Естественный прирост при этом иногда до размеров, получивших в некоторой части литературы наименование "демографического взрыва" (ненаучное словообразование, любимое некоторыми журналистами и прочими любителями сенсаций).
Рис. 5.5. Схема демографического перехода

Третья фаза перехода характеризуется снижением уровня рождаемости, в то время как снижение уровня смертности замедляется по мере приближения к нулевой отметке (которой она никогда не сможет достичь). Соответственно сокращается и естественный прирост, приближаясь к нулевой отметке (которую, в отличие от смертности, он может достичь и даже пересечь).
Наконец, четвертая фаза (постпереходная) характеризуется стабилизацией рождаемости и смертности на низком уровне, близком или равном друг другу, отсюда-прекращением роста населения (мечта многих западных ученых - нулевой прирост населения, панацея от всех экологических и политических неприятностей). По мнению же других ученых (к которым принадлежит и автор), "завершающий" этап демографического перехода характеризуется продолжением сокращения рождаемости, ростом коэффициента смертности вследствие старения возрастной структуры, отрицательным естественным приростом, т.е. депопуляцией.
Некоторые ученые предпочитают вместо демографического перехода использовать термин "демографическая революция", подчеркивая этим нарушение плавности демографического развития, качественный скачок при переходе от одного типа воспроизводства населения к другому.
Концепция демографического перехода была впервые разработана не демографом, а швейцарским криминологом, уроженцем Польши, доцентом права Женевского университета Леоном Рабиновичем в книге "Проблема населения во Франции: Очерк социологии населения" (Париж, 1929). Именно он первым использовал понятие демографического перехода (кстати, и "демографической революции" также) и предложил оригинальную концепцию анализа демографической эволюции. Исходя из тезиса К. Маркса о том, что каждому способу производства присущи свои особенные законы населения, Л. Рабинович на большом историческом материале анализировал последовательность смены типов воспроизводства населения следом за сменой способов производства. За промышленной революцией, как ее следствие, происходит и демографическая революция, которая проявляется в снижении смертности, росте урбанизации, изменении репродуктивных установок населения в сторону снижения рождаемости. Этот процесс, по мнению Л. Рабиновича, является универсальным для всего индустриального мира, а не только для Франции. Если он продолжится, то в конце концов рост населения индустриальных стран прекратится совсем, наступит стадия демографического регресса, депопуляция. Любопытно, что в год публикации книги Л. Рабиновичу было всего 23 года (но он уже был доцентом, автором второй монографии и целого ряда статей в научных журналах)14.
В разработку теории демографического перехода (демографической революции) внесли вклад многие ученые после Л. Рабиновича: американцы Уоррен Томпсон (1930), Кингсли Дэвис (1949), француз Адольф Ландри (1934, 1945), англичанин Коррадо Блэккер (1947), голландец Дирк ван де Каа (1987) и др. Каждый из ученых вносил свое понимание. Поэтому она представляет собой, скорее, конгломерат различных концепций, нежели одну единую концепцию. В нашей стране оригинальную версию теории демографической революции (перехода) развил А. Г. Вишневский (1976).
Концепция демографического перехода заставляет изменить интерпретацию социальной дифференциации рождаемости. При традиционном статистическом подходе корреляционная зависимость уровня рождаемости от условий жизни понимается как постоянная и неизменная. Концепция демографического перехода трактует эту зависимость как динамическую, меняющуюся в зависимости от фазы перехода. В первой фазе до начала перехода не только уровень рождаемости и смертности близки друг другу по величине, но и дифференциация семей по числу детей минимальна и носит скорее случайный, чем систематический, характер. В древние и средние века в структуре заболеваемости и смертности главную роль играли эпидемии, поражавшие всех без разбора - бедных и богатых, знатных и безродных. Поэтому дифференциация по числу детей не могла быть большой.
Сокращение уровня смертности начинается с высших и образованных классов общества. Как уже говорилось, в результате увеличивается естественный прирост населения. Но он же означает и большее выживание детей, и тогда возрастает и дифференциация семей по числу детей.
На более поздней стадии, когда рождаемость и смертность вновь сближаются (но теперь на низком уровне), естественный прирост приближается к нулю, дифференциация семей по числу детей также приближается к исчезновению, приобретая одновременно случайный характер (т. е. и академик, и плотник с одинаковой вероятностью могут быть как однодетными, так и многодетными). Уже сегодня, к примеру, между Москвой и сельской местностью Московской области нет большой разницы в среднем желаемом числе детей (по данным микропереписи 1994 г. соответственно 1,68 и 1,81 в расчете на одну женщину без различия брачного состояния). Отсюда следует важный вывод о том, что изучать дифференциальную рождаемость в крупнейших городах с преобладанием населения малодетных национальностей (русские, украинцы, белорусы, евреи, татары, народы Балтии и др.) уже не имеет смысла. У всех в основном по одному ребенку, хотя дифференциация по параметрам условий жизни остается значительной.

5.18. Исторические причины развития массовой
малодетности семей
На основе проведенных к настоящему времени многочисленных исследований репродуктивного поведения в нашей стране и во многих других странах сложились определенные концепции, объясняющие причины развития массовой малодетности. Эти причины обусловлены историческими изменениями функций семьи в обществе и изменением роли детей в семье.
В прошлых аграрных обществах семья была производственной ячейкой, отношения между членами семьи во многом определялись производственными факторами. Дети имели значение для родителей как работники, помощники в хозяйстве, его наследники, воины-защитники хозяйства. Большое число детей способствовало благосостоянию семьи (рода, племени), росту авторитета родителей в общине. Семья выполняла, кроме того, важную посредническую роль между ее членами и обществом.
После промышленной революции XVIII в., по мере развития индустриальной цивилизации, все вышеназванные роли постепенно переходят от семьи к другим социальным институтам. Происходит поляризация семейных и внесемейных интересов и способов жизнеобеспечения. Постепенно полезность детей для родителей снижается до 1-2. Это тот оптимум, который позволяет родителям сочетать удовлетворение потребности в родительстве с удовлетворением других потребностей (в труде с целью заработка, в социальном продвижении, в отдыхе и т.п., все в основном - вне семьи). Дети постепенно теряют свою экономическую полезность и начинают удовлетворять в основном лишь эмоциональные потребности родителей, для чего в большинстве случаев, очевидно, достаточно именно 1-2 детей.
В результате возникает противоречие между репродуктивными интересами семьи и общества. Общество не может длительно существовать (физически) без довольно большой доли семей с тремя и более детьми, в то время как большинство семей уже не имеет потребности в таком их числе. Для преодоления этого противоречия недостаточно лишь мер "социальной поддержки" семей, экономической помощи отдельным семьям: пособий, льгот и т.п. Эти меры способны повысить рождаемость, но лишь до уровня желаемого числа детей в семье. Однако, если это желаемое число детей сократилось до величины, не достигающей даже уровня простого воспроизводства населения (как это и произошло уже в России), то одних экономических мер поддержки становится недостаточно. Необходимо так изменить всю культуру, весь образ жизни, чтобы полезность детей для родителей в количественном аспекте повысилась до общественно необходимого уровня. Только в этом случае совпадут репродуктивные интересы семьи и общества.
В свете теории демографического перехода по-иному выглядит пресловутый "парадокс" обратной связи между условиями жизни и рождаемостью. Конечно, никакого парадокса тут нет. Хорошие условия жизни сами по себе не могут подавлять потребность в числе детей. Здесь "здравый народный инстинкт" нас не подводит. Однако в новой системе ценностей индустриальной цивилизации, которая является неизбежным результатом развития промышленности и универсальной индустриализации всех сторон образа жизни, при которой все больше социальных ценностей носит внесемейный характер, функционирует вне семьи и помимо нее, когда рост доходов, уровня образования, социальное возвышение и престиж, в общем, - улучшение всех сторон жизни - является результатом все большего участия во внесемейной деятельности, и удовлетворение бытовых потребностей также все больше осуществляется во внесемейной сфере.
Обратная корреляция между рождаемостью и условиями жизни статистически отражает неравномерность перехода семей разной социальной принадлежности к ценностям новой индустриальной цивилизации. Сначала к новым социальным ценностям и нормам (в том числе и нормам детности) переходят наиболее образованные и, главное, ранее других социальных групп утратившие связь с сельскохозяйственным укладом жизни слои интеллигенции. В результате появляется заметная дифференциация в рождаемости (вернее, в числе детей). Затем нормы малодетности усваиваются рабочим классом, также начиная с его относительно высокооплачиваемой и образованной верхушки. Наконец, по мере индустриализации сельского хозяйства и урбанизации деревенского быта (пресловутое "сближение города и деревни") нормы малодетности закономерно распространяются и среди крестьян. Рождаемость снова нивелируется, но уже на минимальном уровне (мини-рождаемость, по выражению Б.Ц. Урланиса).

5.19. Демографические и социальные
последствия длительного сохранения массовой
малодетности российского общества
Собственно говоря, если демографические последствия малодетности достаточно прозрачны, то другие ее социальные последствия никто в нашем обществоведении никогда не просчитывал и даже не обсуждал. Такая перспектива долгое время считалась совершенно невозможной. Поэтому начало депопуляции было подобно снежной буре посреди безоблачного лета.
Попробуем представить возможные последствия малодетности российского общества.
1. Даже если рождаемость далее не будет снижаться, что вряд ли можно всерьез предполагать при нынешнем состоянии демографического образования в стране и отсутствии общественного движения за спасение российской нации от вымирания, депопуляция будет продолжаться неопределенно долго (сколько - можно посчитать), может быть, до полного исчезновения России с политической карты мира. Однако гибель страны может произойти и раньше, когда численность населения сократится настолько, что она ослабеет и кто-либо из крупных соседей присоединит ее к себе.
К этому надо добавить сильное постарение возрастной структуры населения, которое неизбежно сопутствует депопуляции и взаимодействует с ней. Конечно, на определенном этапе роста средней продолжительности жизни постарение все равно происходит, но речь может идти о разных масштабах и темпах постарения населения в зависимости от соотношения смертности и рождаемости.
2. Соответственно будет происходить постарение совокупной рабочей силы в стране. Уже обсуждается законопроект об увеличении возраста выхода на пенсию на 5 лет и для мужчин, и для женщин. При всех оговорках и успокаивающих заверениях авторов законопроекта можно не сомневаться, что в нашем обществе, при многовековом отсутствии традиций и обычаев уважения человеческой личности, при относительно низкой продолжительности жизни, плохом здоровье людей, возможно, большинства населения, ужасающе низкой заработной плате, не дающей возможности большинству граждан вкладывать достаточно средств в свое здоровье и т.д., последствия такого нововведения могут только осложнить демографическую катастрофу.
3. Низкая рождаемость и относительно высокая смертность, суженное замещение поколений и их качественное ухудшение могут привести к обострению проблемы воспроизводства трудовых ресурсов и военно-призывного контингента. Это проблема уже сегодняшнего дня, хотя не многие понимают демографическое происхождение этой проблемы. Это проблема не только нашей страны, но и других стран с низкой рождаемостью, причем стран со значительно более высокой производительностью труда, чем у нас. В свое время в дискуссиях по вопросам нашего демографического будущего некоторые политэкономисты доказывали, будто малодетность можно компенсировать ростом производительности труда и сокращением потребности народного хозяйства в рабочей силе. Так вот, и Великобритания, и Германия, и Франция, и страны Скандинавии, не говоря уж о США, вынуждены привлекать иностранную рабочую силу, так называемых "гастарбайтеров" для компенсации нехватки аборигенных работников. В результате в этих странах обостряются межэтнические отношения, доходящие до серьезных конфликтов с разрушительными последствиями.
Во многих странах (и в нашей тоже) становится "модным" привлекать женщин к службе в армии, причем не только в частях обслуживания, но и в строевых, пехотных и прочих. Случайно ли, что женские боевые войска формируются именно в странах с низкой рождаемостью? Трудности же нашего военного ведомства по выполнению плана ежегодного набора призывников хорошо известны из средств массовой информации.
Перечень этот, конечно, можно было бы продолжать, но, повторюсь, в основном он опирается пока лишь на предположения. Во всяком случае, эти предположения должны стать предметом обсуждения и исследований, возможно, с помощью моделирования.

5.20. Социальная и демографическая политики:
взаимосвязь и различия целей
Государство во многих областях общественной жизни проводит свою политику или, можно сказать, множество различных политик, каждая из которых преследует определенную ограниченную цель и в соответствии с этой целью имеет наименование (политика в области занятости, заработной платы, доходов, образования, жилищная политика, национальная, культурная, оборонная, социальная и т.д.). Наименование политики указывает (прокламирует) ее цели. Таким образом, это вовсе не пустая формальность, не схоластика. Провозглашение целей данной политики налагает определенную ответственность на органы управления за достижение этих целей и за результаты (включая побочные). Таким образом определяется эффективность политики - путем сопоставления результатов именно с целями.
Пожалуй, невозможно назвать мероприятия государства или общественный процессы, которые бы совершенно не отражались на демографической ситуации. Но это вовсе не дает оснований числить любое мероприятие государства по разряду демографической политики. Между тем существует уже давняя традиция, в частности, в отношении рождаемости. После каждого постановления правительства, содержащего какие-либо меры по материальной поддержке семей с детьми, эти меры причисляются даже некоторыми авторитетными учеными-демографами к мерам демографической политики. От них ожидают повышения рождаемости. Хорошо известна, однако, кратковременность действия и демографическая безрезультативность подобных мер - как по опыту бывших восточноевропейских стран, так и по опыту нашего отечества. И эта безрезультативность закономерна, поскольку и не предполагалась в качестве цели.
В связи с этим необходимо различать социальную и демографическую политики. В частности, социальная политика имеет своей целью регулирование условий жизни, организацию помощи нуждающимся и т.п.15.
Демографическая политика, в соответствии с предметом демографии, имеет своей целью управление демографическими процессами их регулирование16.
Конечно, меры социальной политики, направленные на улучшение материальных условий жизни семей и отдельных людей, могут сближаться с задачами демографической политики, создавая благоприятные условия для реализации имеющихся демографических, в частности репродуктивных, потребностей. Но возможности только мер социальной политики воздействовать на изменение потребностей невелики.
По данным всех исследований репродуктивных установок, проведенных в нашей стране и за рубежом, показатель среднего желаемого числа детей в семье выше показателя среднего ожидаемого (реально планируемого) числа детей, что свидетельствует о неполной удовлетворенности потребности в числе детей, которую испытывает множество семей (можно даже сказать, какая это часть семей. Но, по разным исследованиям, часть эта оценивается различно. Анализ результатов исследований увел бы нас в сторону от основной темы. Поэтому я позволю себе не рассматривать этот аспект).
Положительная разность между желаемым и ожидаемым числами детей указывает на возможность некоторого повышения рождаемости, которого можно достичь с помощью традиционных мер социальной политики: пособий, льгот и т.п. Одновременно малая величина этой разности, всего 0,15 ребенка, показывает соответственно незначительность влияния материальных помех на реализацию существующей потребности в детях. Все-таки и в нынешних переходных социальных условиях большинство семей имеют число детей в соответствии (или почти в соответствии) с потребностями в них. Отсюда можно сделать вывод о малых возможностях традиционной демографической (вернее, социальной) политики поднять рождаемость с помощью привычных способов: пособий и льгот. Довести рождаемость удалось бы лишь до среднего желаемого числа детей, которое поданным микропереписи 1994 г., как известно, составляет 1,91 ребенка и не достигает необходимой хотя бы для простого воспроизводства населения величины 2,12 (а поскольку мы уже в процессе депопуляции, то для выхода из него показатель рождаемости должен значительно превышать значение 2,12).
Для того чтобы выйти из зоны демографической катастрофы, необходимо поднять уровень рождаемости значительно выше величины 2,12 в расчете на одну женщину без различия брачного состояния или выше 2,6 в расчете на один эффективный брак. А для этого нужно повлиять на репродуктивные потребности миллионов российских семей, поднять среднее желаемое число детей примерно до величины 2,8-3,0 ребенка, для чего следует популяризировать семью с 3-4-мя детьми, не забывая при этом выказывать все знаки внимания и уважения к семье многодетной (с 5-ю и более детьми).
Исходя из вышесказанного, политика, призванная повлиять на репродуктивное поведение населения в сторону повышения уровня рождаемости, складывается из двух направлений: 1) регулирование условий жизни с целью содействия семьям в удовлетворении существующих у них потребностей в числе детей, и 2) регулирование условий жизни таким образом, чтобы повысить потребность в числе детей до уровня, позволяющего нашему обществу избежать демографической катастрофы.
Первое направление полностью сливается с задачами традиционной социальной политики. Они вовсе не должны ограничиваться системами пособий и льгот. Напротив, необходима такая социальная политика, при которой бы неуклонно снижался удельный вес семей, нуждающихся в государственной благотворительности. Иными словами, необходимо увеличивать в обществе удельный вес семей, способных жить на собственные доходы, от наемного труда и коммерческой деятельности.
Второе направление пронаталистской (т.е. направленной на повышение рождаемости) политики государства и деятельности общественных организаций заключается в укреплении семьи как социального института, повышении преимуществ и привлекательности семейной жизни, полезности детей для родителей. Более конкретных мер по укреплению института семьи и повышению потребности семьи в числе детей пока назвать не представляется возможным, поскольку никаких научных наработок в этой области еще нет.

Тема 6

Смертность, средняя ожидаемая продолжительность жизни, самосохранительное поведение

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

6.1. Возрастные коэффициенты смертности
Показатели эти, которые рассчитываются раздельно для мужского и женского полов17, являются наилучшими для анализа состояния и тенденций уровня смертности. Они рассчитываются по однолетним или пятилетним возрастным группам. Однолетние коэффициенты, конечно, дают наилучшие возможности для подробного анализа, и поэтому профессиональные демографы стараются пользоваться именно ими. Но, во-первых, пользоваться однолетними показателями смертности затруднительно, потому что их очень много (обычно их ограничивают возрастами до 85 лет, но и 84 коэффициента - это не мало). Во-вторых, при использовании однолетних коэффициентов в дело вмешивается возрастная аккумуляция. Поэтомy, если не требуется высокая точность расчетов показателей смертности (такая точность требуется, скажем, при построении математических моделей смертности), то в большинстве случаев для анализа тенденций уровня смертности вполне можно обойтись и пятилетними коэффициентами. Рассчитываются они по формуле:
(6.1)
где тх - возрастной коэффициент смертности; Мх - число умерших в возрасте "х" в календарный период (обычно за год); х - численность населения в возрасте "х" в середине расчетного периода (обычно среднегодовая).
Выражаются возрастные коэффициенты смертности, как и большинство других демографических коэффициентов, в промилле (‰).

6.2. Коэффициент младенческой смертности
Этим коэффициентом измеряется уровень смертности детей в возрасте до 1 года. В прежние годы именовался коэффициентом детской смертности. Теперь различают младенческий - 0 лет - и детский - до 15 лет - возрасты и соответственно младенческую и детскую смертность (в возрасте до 1 года и до 15 лет). Коэффициент младенческой смертности выделяется среди других показателей смертности как своей величиной (вероятность смерти на первом году жизни примерно такая же, как у людей, достигших 55 лет), так и методами расчета и своим социальным значением. Наряду с показателем средней ожидаемой продолжительности жизни коэффициент младенческой смертности служит важной характеристикой условий жизни и культурного уровня населения.
Методы расчета коэффициента младенческой смертности отличаются от методов расчета всех других возрастных коэффициентов. Поскольку уровень смертности детей первого года жизни резко меняется на протяжении года, вычислить среднегодовую их численность представляется затруднительным. Поэтому поступают проще: вместо коэффициента вычисляют вероятность смерти на первом году жизни путем соотнесения случаев смерти детей в возрасте до года не со среднегодовой их численностью, а с общим числом родившихся (однако по старой традиции именуют эту вероятность коэффициентом). Используются в основном три метода расчета коэффициента младенческой смертности, в зависимости от характера исходных данных и требований к точности расчета.
Дети, умершие в возрасте до года в расчетном году "t", принадлежат к двум смежным поколениям родившихся. Часть из них родилась в том же году "t" , в котором они и умерли. Другая часть родилась в предыдущем году "t - 7". Это можно наглядно показать на диаграмме, называемой демографической сеткой. Не будем задерживаться на методологических подробностях построения демографической сетки и пользования ею. Ограничимся лишь описанием сетки в той части, которая необходима нам сейчас для демонстрации соотношения умерших на первом году жизни и родившихся в двух смежных календарных годах.
Демографическая сетка представляет собой систему квадратов (см. рис. 6.1). Горизонтальные линии отсекают годы возраста, вертикальные - годы календарных лет. Число родившихся в календарном году "t" условно изображается в виде точек на оси 0 между вертикальными осями "t" и "t +1", или, иначе говоря, между началом расчетного года и его концом (началом следующего календарного года). По диагоналям от точек на оси 0, символизирующих даты рождения, слева направо и снизу вверх проводятся прямые линии, именуемые линиями жизни. В случае смерти человека линия жизни обрывается, заканчивается точкой смерти. Вот все, что нам пока достаточно знать о демографической сетке.
На сетке можно видеть, что точки смерти детей, умерших в возрасте до года в календарном году "t", образуют квадрат ABCD, который состоит из двух треугольников (элементарных совокупностей умерших) ABC и ACD. Смерти детей, произошедшие в календарном году "t" из числа детей, родившихся в том же году, образуют нижний треугольник ACD, а смерти детей, произошедшие в том же возрасте "0" лет и в том же календарном (расчетном) году "t", но из числа детей, родившихся в предыдущем году "t-1", образуют верхний треугольник того же квадрата - ABC.

Рис. 6.1

Если имеются данные о распределении детей, умерших в возрасте до года, по годам своего рождения (или, иначе говоря, по поколениям), то каждая совокупность умерших детей в возрасте 0 лет соотносится с соответствующим ей числом родившихся. Расчет выглядит в виде следующей формулы:
(6.2)
где - коэффициент младенческой смертности в расчетном году "t"; и - число детей, умерших в возрасте до года из числа родившихся соответственно в расчетном году "t" и предыдущем году "t-1"; Nt и Nt-1 - - число родившихся соответственно в расчетном году "t" и предыдущем году "t-1".
Для применения этой формулы необходимы данные о распределении умерших детей в возрасте до года по поколениям родившихся. Используется же она в тех случаях, когда требуются особенно точные показатели младенческой смертности с большим числом знаков после запятой десятичной дроби. Обычно эта необходимость возникает при построении таблиц смертности (о которых речь пойдет ниже).
Зачастую данных о распределении умерших детей в возрасте до года по поколениям родившихся не оказывается в публикациях, да и необходимости в очень точных измерениях показателей младенческой смертности тоже, как правило, нет. Тогда достаточно бывает воспользоваться методом приближенной оценки уровня младенческой смертности, основанном на эмпирической формуле, которую предложил в начале 1920-х гг. немецкий демограф и математик Йоханнес Ратс (1854-1933):
(6.3)
где все условные обозначения - те же, что и в предыдущей формуле.
И наконец, простейшая формула, называемая грубым методом, которой, однако, можно пользоваться при определенных условиях. Условия эти - постоянство уровня рождаемости в двух смежных годах, один из которых - расчетный, т.е. тот, за который определяется уровень младенческой смертности, а второй - предшествующий ему. Достаточно просто заглянуть в демографический ежегодник и сравнить показатели рождаемости за указанные годы. Если они одинаковы или мало различаются, можно смело пользоваться "грубым" методом. Он выражается следующей формулой:
(6.4)
где все условные обозначения известны. Таким образом при этом методе достаточно просто разделить число детей, умерших в расчетном году "t" в возрасте "0" лет, на число родившихся в том же году. Но, повторим, это можно делать только в случае, когда общие коэффициенты рождаемости в расчетном и предшествующем ему годах одинаковы или близки по величине. В случае же существенных различий коэффициентов рождаемости следует использовать формулу Ратса.
Пример расчета. В 1992 г. в России родилось 1 587,6 тыс. детей, в 1993 г. - 1 379,0 тыс., умерло в возрасте менее 1 года соответственно 29,2 и 27,9 тыс. детей. Требуется определить уровень младенческой смертности в 1993 г. грубым методом и методом Ратса.
Решение:
1) грубым методом: ‰;
2) по методу Ратса:
‰
Как видим, во втором варианте расчета (по методу Ратса) уровень младенческой смертности в нашей стране в 1993 г. был на самом деле значительно ниже, почти на целую промилле (это существенная разница!), чем об этом свидетельствует показатель, рассчитанный грубым методом.
За последнее десятилетие уровень младенческой смертности в России снизился очень мало, с 20,9‰ в 1984 г. до 17,2‰ в 1997 г.18 Это не очень высокий уровень, если сравнивать его с аналогичным показателем в нашей же стране лет 30-40 назад (когда он был равен 30-40‰). Но если сравнивать российский показатель младенческой смертности с аналогичными показателями, которые наблюдаются сегодня в других странах, то он оказывается одним из самых высоких среди экономически развитых стран, в большинстве которых уровень младенческой смертности более чем вдвое ниже, чем в России (т.е. не превышает 8,0‰). В то же время этот уровень почти стабилизировался, хотя резервы для его дальнейшего снижения еще далеко не исчерпаны. В какой-то степени такой показатель младенческой смертности объясняется переходом нашей статистики с конца 1992 г. на международные принципы учета живо- и мертворождений. До этого времени в российской (а ранее - в советской) статистике живорожденными считались дети, родившиеся при сроке беременности 28 недель и более, с массой тела при рождении 1000 г. и более (или, если масса неизвестна, длиной тела 35 см и более и сделавшие после появления на свет хотя бы один самостоятельный вздох). Дети, родившиеся ранее указанного срока беременности, с массой тела менее 1000 г., учитывались в качестве живорожденных, только если они прожили более 7 суток. Критерии живорождения, установленные Всемирной организацией здравоохранения, были иными. По ним живорожденным признается ребенок, если после появления на свет (независимо от сроков беременности) он дышит или проявляет другие признаки жизни, такие, как сердцебиение, пульсация пуповины или произвольные движения мускулатуры. По оценкам экспертов, переход на критерии живорождения, рекомендованные ВОЗ, может привести к росту величины коэффициента младенческой смертности в России на 25-35%19. И если этого пока не случилось, то можно предполагать, что снижение уровня младенческой смертности было на самом деле более существенным, чем об этом можно судить по динамике публикуемых коэффициентов, но это снижение отчасти компенсировалось противоположной динамикой - повышением коэффициента за счет смены критериев живорождения. Кроме того, смена критериев - процесс, очевидно растянутый во времени, и многие статистические и медицинские учреждения не торопятся "испортить" свои учетные данные плохими показателями. Так что видимая на поверхности явлений "стагнация", или медленное снижение коэффициента младенческой смертности, - т.е. тот факт, что коэффициент не растет, - говорит о том, что он наверняка снижается.
В таблице 6.1 показана структура уровня младенческой смертности в России по основным классам причин смерти и ее изменение за последние 10 лет. При некотором снижении общей величины уровня младенческой смертности за данный период, можно видеть, что это снижение происходит за счет снижения смертности от инфекционных и паразитарных болезней и болезней органов дыхания. В то же время возрос уровень смертности и удельный вес случаев смерти (в общей структуре уровня смертности) от таких классов причин смерти, как врожденные аномалии, несчастные случаи, отравления и травмы и особенно-состояния, возникающие в перинатальном периоде20. При этом на три класса причин смерти - от врожденных аномалий, от состояний, возникающих в перинатальный период, и от несчастных случаев, отравлений и травм - приходится в сумме 72,0% (три четверти!) всех случаев смерти на первом году жизни. А ведь это причины смерти, обусловленные главным образом поведением и образом жизни матерей.
Таблица 6.1
Структура уровня младенческой смертности в
России по основным классам причин смерти

Умершие в возрасте до 1 года в расчете на
10 000 родившихся То же в процентах к общей величине коэффициента 1985 1990 1997 1985 1990 1997 Всего умерших в возрасте до 1 года, в том числе от: 207,2
174,0
171,5
100,0
100,0
100,0
инфекционных и паразитарных болезней 24,0
13,4
10,8
11,6
7,7
6,3
болезней органов дыхания 48,2
24,7
22,6
23,3
14,2
13,2
врожденных аномалий 36,7 37,0 42,0 17,7 21,3 24,5 состояний, возникающих в перинатальном периоде 77,7
80,1
72,4
37,5
46,0
42,2
несчастных случаев, отравлений и травм 9,0
7,1
10,0
4,3
4,1
5,8
Всех прочих причин 11,6 11,7 13,7 5,6 6,7 8,0 6.3. Применение индексного метода в анализе
динамики общего коэффициента смертности
Возрастные коэффициенты смертности, как уже отмечалось, дают наилучшие возможности для анализа уровня смертности. Но у них есть недостаток, такой же как у всех других возрастных коэффициентов: их много, с ними трудно работать. Нужен один, обобщающий показатель. Но такого показателя смертности, аналогичного суммарному коэффициенту рождаемости, нет (в определенной степени эту роль выполняет показатель средней ожидаемой продолжительности жизни, но для его получения нужно строить довольно трудоемкие таблицы смертности).
В известной степени можно компенсировать трудности анализа возрастных коэффициентов смертности, повышая аналитические возможности общего коэффициента смертности с помощью индексного метода и методов стандартизации коэффициентов. Для применения этих методов обратимся к общему коэффициенту смертности и представим его в такой форме, чтобы можно было видеть его внутреннюю структуру.
(6.5)
Первая дробь в правой части формулы есть уже известное отношение годового общего числа умерших М к среднегодовой численности населения. Числитель этой дроби - М - можно представить как сумму произведений возрастных коэффициентов смертности тx на численности населения каждой соответствующей возрастной группы Рх, т.е. . В знаменателе этой дроби общую численность населения Р можно представить как сумму численностей населения всех возрастных групп, т.е. ?Px. Для расчета удобнее численность населения каждой возрастной группы использовать не в абсолютном, а в относительном выражении, в долях единицы или в процентах (приняв соответственно общую численность населения за 1 или за 100. В долях единицы рассчитывать удобнее всего, тогда знаменатель третьей дроби, равный единице, можно опустить).
Сравнение двух общих коэффициентов смертности теперь можно представить таким образом:
(6.7)
Индексный метод в данном случае можно применить, если известны все структурные элементы сравниваемых совокупностей, т.е. возрастные коэффициенты смертности тx, и возрастные структуры сравниваемых населений (удельный вес возрастных групп в общей численности населения ?x). Правые верхние индексы 0 и 1 обозначают сравниваемые совокупности населения (либо на начало и конец изучаемого периода времени, если анализируется динамика уровня смертности, либо между собой, если анализируются различия смертности двух групп населения в статике). Итак, рассмотрим случай, когда все структурные элементы коэффициента смертности нам известны и возможно использовать индексный метод. Построим систему индексов. Для этого в правой части равенства введем в числитель и знаменатель одно и то же число (т.е. величину общего коэффициента смертности при предположении о неизменности, одинаковости возрастной структуры сравниваемых населений), затем произведем несложную перестановку:

(6.7)
В правой части нашего уравнения оказались два индекса-дроби. Первая из них характеризует изменение (или отличие) общего коэффициента смертности за счет различий именно смертности (повозрастной интенсивности смертности) при неизменной возрастной структуре (доли каждой возрастной группы в составе общей численности населения одинаковы в числителе и знаменателе). Второй индекс характеризует изменение (либо отличие) общего коэффициента смертности за счет изменения (или отличия) возрастной структуры населения. Отметим также, что сумма произведений возрастных коэффициентов смертности на доли соответствующих возрастных групп в численности населения () есть не что иное, как общий коэффициент смертности, и произведем соответствующие замены в знаменателе первой дроби и в числителе второй. Теперь система индексов получает законченный вид.
Для примера проанализируем динамику уровня смертности населения России за время между серединами 1990 и 1995 гг. (таблица 6.2). Все исходные данные заимствованы из Демографического ежегодника России.
Подставив в формулу числовые значения, получим:

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

6.4. Методы стандартизации коэффициентов
Для применения индексного метода требуются данные о структурных элементах, от которых зависит величина общего коэффициента. К сожалению, необходимые данные не всегда имеются. В таком случае можно использовать так называемые методы стандартизации коэффициентов. В зависимости от характера исходных данных, которыми располагает аналитик, используются обычно два метода стандартизации коэффициентов: прямой и косвенный.
Таблица 6.2
Расчет факторов изменения уровня смертности в
России в 1990-1995 гг.

Возрастные
группы
(лет)
Доля каждой возрастной
группы в общей численности
населения на середину 1990 г.
(в долях единицы, ) Возрастные коэффициенты смертности (в промилле,
)

0-4 0,0745 4,1 0,3055 5-9 0,0818 0,6 0,0491 10-14 0,0780 0,5 0,0390 15-19 0,0688 1,6 0,1101 20-24 0,0618 2,7 0,1669 25-29 0,0754 3,4 0,2564 30-34 0,0844 4,6 0,3882 35-39 0,0778 6,3 0,4901 40-44 0,0629 8,9 0,5598 45 -49 0,0607 12,3 0,7466 50-54 0,0687 17,1 1,1748 55-59 0,0506 21,4 1,0828 60-64 0,0574 29,7 1,7048 65-69 0,0346 39,2 1,3563 70-74 0,0217 51,3 1,1132 75-79 0,0222 78,2 1,7360 80-84 0,0123 123,2 1,5154 85 и старше 0,0064 214,4 1,3722 Итого 1,0000 14,1672
6.4.1. Прямой метод стандартизации
Если в распоряжении исследователя имеются возрастные коэффициенты смертности, но неизвестны данные о возрастной структуре сравниваемых населений, то индексный метод применить невозможно. В таком случае можно использовать прямой метод стандартизации. В принципе этот метод очень схож с индексным методом. Разница лишь в том, что неизвестные данные о фактической возрастной структуре населений (как правило, отличной друг от друга) заменяются произвольно выбранной структурой другого населения (одного для всех сравниваемых населений). Таким путем влияние различий возрастной структуры на величины общих коэффициентов устраняется (элиминируется), они искусственно (условно) приводятся к одинаковой возрастной структуре, которая принимается за стандарт (слово "стандарт" в данном случае, так же как и "стандартизация", вряд ли можно признать удачным наименованием, но это уже очень старая всемирная традиция, и к ней привыкли все специалисты).
Вернемся снова к формуле общего коэффициента смертности в ее структурном выражении: т = тx?x, где все условные обозначения те же, что и в предыдущем разделе (об индексном методе). Предположим, что мы хотим сравнить два или более общих коэффициента смертности и при этом установить, в какой степени различия между этими коэффициентами (в динамике или в статике) обусловлены различиями в уровнях смертности и в какой - различиями возрастных структур сравниваемых населений (или населения, если выясняется изменение уровня смертности одного и того же населения в динамике). При этом напомню, что по условию ни одна из возрастных структур нам не известна. Формула, приведенная в начале этого абзаца, примет следующий вид: mСТ = mx?x0, где тСТ - стандартизованный общий коэффициент смертности; тх, - фактические возрастные коэффициенты смертности; ?х0 - возрастная структура населения, принятого за стандарт (или, как говорят, "стандарт-населения").
Рассмотрим теперь применение прямого метода стандартизации коэффициентов смертности на том же примере, который использовался для демонстрации индексного метода в предыдущем параметре. Делаю это для того, чтобы можно было сравнить результаты применения разных методов для одной и той же цели (таблица 6.3).
Таблица 6.3
Стандартизация динамики общих коэффициентов смертности населения России за 1990-1995 гг. прямым методом

Возрастные
группы
(лет)
Возрастные коэффициенты смертности
mx, ‰
Возрастная структура
населения Украины
по переписи 1989 г.,
принятая за стандарт
?x0, в долях единицы

mx?x0 1990 1995 1990 1995 0-4 3,9 4,1 0,0737 0,2874 0,3022 5-9 0,5 0,6 0,0718 0,0359 0,0431 10-14 0,4 0,5 0,0703 0,0281 0,0352 15-19 1,1 1,6 0,0690 0,0759 0,1104 20-24 1,7 2,7 0,0652 0,1108 0,1760 25-29 2,1 3,4 0,0769 0,1615 0,2615 30-34 2,7 4,6 0,0758 0,1819 0,3487 35-39 3,6 6,3 0,0727 0,2617 0,4580 40-44 5,0 8,9 0,0526 0,2630 0,4681 45 - 49 7,6 12,3 0,0626 0,4758 0,7700 50-54 10,3 17,1 0,0720 0,7416 1,2312 55-59 15,2 21,4 0,0574 0,8725 1,2284 60-64 22,0 29,7 0,0628 1,3816 1,8652 65-69 29,6 39,2 0,0393 1,1633 1,5406 70-74 45,7 51,3 0,0275 1,2568 1,4108 75-79 71,6 78,2 0,0277 1,9833 2,1661 80-84 114,4 123,2 0,0150 1,7160 1,8480 85 и старше 201,8 214,4 0,0077 1,5539 1,6509 Итого 11,2 15,0 1,0000 12,5510 15,9144
Теперь вычислим индексы динамики общих коэффициентов смертности в России за 1990 - 1995 гг. Индекс динамики фактических общих коэффициентов уже известен из предыдущего раздела. Он равен:

Индекс динамики стандартизованных коэффициентов смертности будет иным:

Хотя по условию задачи нам не известна возрастная структура на начало и конец изучаемого периода, мы можем узнать ее влияние на динамику общего коэффициента смертности. Для этого вспомним взаимосвязь трех индексов динамики общего коэффициента смертности из предыдущего раздела: Jm = Jmx x J?x, т.е. индекс динамики фактических общих коэффициентов смертности равен произведению двух индексов, первый из которых характеризует изменение величины общего коэффициента смертности за счет действительного изменения смертности, а второй индекс - изменение той же величины общего коэффициента смертности за счет изменения возрастной структуры населения. Таким образом, по двум известным элементам вышеприведенного уравнения взаимосвязи трех индексов нетрудно определить третий индекс:
. Отсюда: 1,339/1,268 = 1,056.
Окончательный вывод: уровень смертности населения в России увеличился за 1990-1995 гг. на 26,8% (а не на 33,9%, как свидетельствует изменение общего коэффициента смертности), а еще 5,6% роста - результат изменения (постарения) возрастной структуры населения. Полученные прямым методом стандартизации коэффициентов результаты несколько отличаются от аналогичных результатов, полученных с помощью индексного метода. Это результат грубости расчетов, их приблизительности. Но все же различия невелики.

6.4.2. Косвенный метод стандартизации
Если в распоряжении исследователя имеются данные о возрастной структуре сравниваемых совокупностей населения, но неизвестны возрастные коэффициенты смертности и нет исходных данных для их расчета, то можно произвести стандартизацию коэффициентов косвенным методом. В этом случае за стандарт принимаются возрастные коэффициенты какого-либо населения, которые можно найти в статистических справочниках.
При этом методе стандартизация производится косвенно, т.е. мы задаемся вопросом, каким было бы общее число умерших, если бы возрастные коэффициенты смертности во всех сравниваемых группах были бы одинаковыми и именно такими как в стандарт-населении (т.е. в населении, принятом за стандарт). Это рассуждение можно выразить в виде формулы: M = ?Мх = ?Px mx, или, если эту формулу пересказать словами, она означает, что общее число умерших M равно сумме умерших во всех возрастных группах ?Мx, которая, в свою очередь, может быть представлена в виде суммы произведений численности населения каждой возрастной группы на соответствующий ей возрастной коэффициент смертности. По условию нам известны возрастные структуры сравниваемых групп населения, но неизвестны их возрастные коэффициенты смертности. Поэтому заменяем неизвестные возрастные фактические коэффициенты смертности произвольно подобранными (из справочника, относящимися к любому населению, о котором мы все же априори знаем, что его повозрастная смертность не слишком отличается от смертности в сравниваемых населениях). Используя возрастные коэффициенты смертности населения, принятого за стандарт, получаем так называемые условные числа умерших, т. е. числа умерших, какими они были бы при условии, что повозрастная смертность во всех сравниваемых группах населения одинакова и такая, как в населении, принятом за стандарт. В виде формулы это можно изобразить таким образом: М0 = ?Px х тх0, где M0 ? условное число умерших, Рх - фактические возрастные структуры сравниваемых населений, и тх0 ? возрастные коэффициенты смертности населения, принятые за стандарт. Сравнивая затем фактическое число умерших в каждом населении с соответствующим этому населению условным числом умерших, получаем индекс, показывающий, насколько фактическая повозрастная смертность в сравниваемом населении (или группе населения) отличается от смертности стандарт-населения. Умножая этот индекс на общий коэффициент смертности стандарт-населения (т0), получаем в итоге стандартизованный коэффициент смертности для каждого сравниваемого населения. Окончательно наши рассуждения удобно выразить следующей формулой:
(6.8)
где тCТ - стандартизованный общий коэффициент смертности; Рх - возрастные группы сравниваемого населения; М - общее число умерших в сравниваемом населении; тх0 - возрастные коэффициенты смертности населения, принятого за стандарт, и т0 - общий коэффициент смертности населения, принятого за стандарт.
Но расчет самих стандартизованных коэффициентов смертности для проведения сравнений уровней смертности на самом деле вовсе не обязателен. Это, скорее всего, лишь дань привычке, уступка нашему желанию увидеть коэффициенты смертности в привычном виде. Однако эта привычка не безобидна, так как заставляет некоторых аналитиков трактовать величину стандартизованного коэффициента аналогично фактической. В этом случае нередко рассуждают так: "Фактические коэффициенты измеряют процесс неправильно, потому что их величина зависит от особенностей возрастной структуры. А стандартизованные коэффициенты (их величина) отражают уровень демографического процесса правильно, потому что они свободны от влияния возрастной структуры". Между тем величина стандартизованного коэффициента вовсе не характеризует уровень смертности. Сама по себе она - условна, самостоятельного значения не имеет никакого (ведь она во многом зависит от особенностей возрастной структуры стандарт-населения).
Поэтому вполне можно ограничиться расчетом индексов, выражающих соотношение фактических и условных чисел умерших, с последующим сравнением между собой уже этих индексов. Представим это рассуждение в виде формулы:

JmСТ (6.9)
где все условные обозначения известны из предыдущей формулы. От подобного упрощения расчет станет только точнее (за счет сокращения количества округлений).
В качестве примера сравним уровни смертности мужского и женского населения России в 1995 г.21 (таблица 6.4). Общие коэффициенты смертности мужского и женского населения России в 1995 г. составили соответственно 16,9 и 13,3‰. Отсюда определяем, что уровень смертности мужчин выше, чем женщин, на 16,9/13,3 = 1,271, т.е. на 27,1%. Это немало, но с такой разницей можно было бы согласиться. Однако мы догадываемся, что именно в силу более высокой продолжительности жизни женщин по сравнению с мужчинами их возрастная структура в среднем старше аналогичной структуры мужского населения. Стандартизация коэффициентов смертности позволяет устранить (элиминировать) влияние различий возрастной структуры мужского и женского населения на величину общих коэффициентов смертности, так сказать, уравнять их в этом отношении. Окончательный расчет по формуле будет таким:
JmСТ = 1197048 / 779467 х 1428193 / 1055541 = 1,536 х 1,353 = 2,078
Результат расчета показывает, что на самом деле смертность мужчин выше, чем смертность женщин, не на 27%, а в 2,1 раза. Это уже явно ничем не оправданная и нетерпимая разница в продолжительности жизни, имеющая далеко идущие и многообразные демографические и другие социальные последствия.
В заключение этого раздела хочу обратить внимание на два очень важных обстоятельства, связанных с использованием методов стандартизации коэффициентов.
Во-первых, не существует какого-либо формализованного способа выбора (подбора) стандарт-населения. Это делается на основе опыта. Подбирается население - его параметры (возрастная структура при прямом методе стандартизации - или возрастные коэффициенты смертности - при косвенном методе), - о котором априори известно, что оно по этим параметрам схоже с теми населениями, уровни демографических процессов которых (любых, не обязательно только смертности) сравниваются между собой. Если сравниваются населения с резко различающимися возрастными структурами, то параметры стандарт-населения выбираются таким образом, чтобы они были средними между параметрами сравниваемых населений (предполагаемых или известных за другие годы и т.п.).

Таблица 6.4
Стандартизация общих коэффициентов смертности мужского и
женского населения России в 1995 г. косвенным методом

Возрастные
группы
(лет)
Численность населения на середину 1995 г.
(тыс. человек) Рх

Возрастные коэффициенты смертности
стандарт-населения
в промилле
mx0 Условное число умерших
Рх х тх

Мужчины
Женщины
Мужчины
Женщины
0?4 3892 3693 4,1 15957 15141 5-9 5856 5606 0,6 3514 3364 10-14 6059 5861 0,5 3030 2931 15-19 5525 5367 1,6 8840 8587 20-24 5275 5042 2,7 8440 8067 25-29 4896 4632 3,4 16646 15749 30-34 5728 5641 4,6 26349 25949 35-39 6396 6477 6,3 40295 40805 40?44 5838 6081 8,9 51958 54121 45-49 4755 5134 12,3 58487 63148 50-54 2462 2888 17,1 42100 49385 55-59 4308 5460 21,4 92191 116844 60-64 2861 3965 29,7 84972 117761 65-69 2906 4764 39,2 113915 186749 70-74 1279 3298 51,3 65613 169187 75-79 600 1808 78,2 46920 141386 80-84 436 1629 123,2 53715 200693 85 и старше 217 974 214,4 46525 208826 Всего 69289 78320 15,0 779467 1428193
Во-вторых, считаю необходимым повторно предупредить читателя о том, что сама по себе величина стандартизованных коэффициентов носит условный характер, зависит от выбранного стандарта (стандарт-населения), поэтому она не имеет никакого самостоятельного значения. Имеет значение только разница между стандартизованными коэффициентами, которая в идеале остается неизменной при любом стандарте (небольшая разница в результатах может быть следствием грубости расчета, округлений цифр либо не очень удачного выбора стандарт-населения, если оно по своим характеристикам очень сильно отличается от сравниваемых населений).

6.5. Вероятностные таблицы смертности (чаще
называемые просто таблицами смертности)
Это самый совершенный инструмент для анализа состояния и тенденций уровня смертности. Они представляют собой систему взаимосвязанных показателей, характеризующих изменение вероятности смерти по мере увеличения возраста людей, или, напротив, изменение вероятности дожития до некоторого возраста, а также среднюю продолжительность жизни некоторого поколения родившихся. Иначе говоря, таблицы смертности описывают последовательность и скорость вымирания поколения.
Показатели (колонки) таблиц смертности:
lx - числа доживающих до возраста "х" лет;
dx - числа умирающих в возрасте "х" лет (т.е. в возрастном интервале от "х" до "х + 1");
qx - вероятность умереть в возрасте "х" (т.е. в возрастном интервале от "х" до "х + 1");
рх - вероятность для доживших до возраста "х" дожить и до следующего года возраста "х + 1";
Lx - числа живущих в возрасте "x" (в возрастном интервале от "х" до "х + 1";
Тх - числа живущих в возрасте "х" лет и старше (число человеко-лет предстоящей жизни для данного поколения);
е0 - средняя ожидаемая продолжительность жизни для новорожденных;
ех - средняя ожидаемая продолжительность жизни для достигших возраста "х".
В таблицах смертности принимают первоначальную численность поколения (число родившихся, основание или корень таблицы смертности) неизменной во времени и равной единице и прослеживают, как с переходом от возраста к возрасту, от 0 до предельного возраста (100 лет или 100 с небольшим) первоначальная совокупность поколения родившихся убывает в результате смерти от 1 до 0.
Отсюда следует, что в таблицах смертности все числа, кроме числа родившихся, равного 1, меньше 1, т. е. дроби. Чтобы избежать большого количества дробных чисел, число родившихся (основание таблицы) в практических расчетах принимают равным 100000 или 10000, в зависимости от желаемой значности (точности) расчетов. Но не менее 10000.

<< Пред. стр. 1 (из 4) След. >>

Список литературы по разделу