Абсолютныедемографическиепоказатели

Характеристикутогоилииногодемографическогопроцессавнаселенииможноначатьсабсолютногочисладемографическихсобытий. Например, можнопосмотреть, какменялосьчислосмертейиличислорожденийвнаселениинапротяженииопределенногопериода. Анализабсолютногочисладемографическихсобытийосновываетсянауравнениидемографическогобаланса:

P (t) = P (0) + { N (0, t) − M (0, t)}+ { I (0, t) − E (0, t)}, где P (0) и P (t) — численностинаселениявначалеивконцеисследуемогопериода; N (0, t) — числородившихсязапериод (0, t); M (0, t) — числоумершихзапериод(0, t); I (0, t) — числоиммигрантовзапериод (0, t); E (0, t) — числоэмигрантовзапериод (0, t).

Дляанализаотдельныхдемографическихпроцессов, однако, использованиеисравнениеоднихлишьабсолютныхчиселсобытийнедостаточноввидуизменениячисленностииструктурынаселения.

Покажемэтонапримере. Сравнимрождаемостьвдвухстранах, используяобщиечислародившихся. Например, мызнаем, чтов 1997 годувКитаеродилось 21,02 млн. детей. ВБениневтомжегодуродилось 274,4 тыс. детей. Можнолисказать, чторождаемостьвКитаевыше, чемвБенине? Скореевсего, нельзя, таккакдостаточновспомнить, чточисленностьнаселенияКитаяв 209,6 разапревышаетчисленностьнаселенияБенина, неговоряодругихфакторах, которыемогутповлиятьнаобщеечислорождений. Длятогочтобыустранитьвоздействиеобщейчисленностинаселениянапоказатели, характеризующиедемографическиепроцессы, можнорассчитатьсоответствующиеобщиекоэффициенты.

Приведемещеодинпример. Есливдвухстранах, одинаковыхпочисленностинаселения, окажетсятакжеиравноечислосмертей, тоещенельзяговоритьотом, чтосмертностьвэтихстранаходинаковая. Воднойстранебольшаячастьзарегистрированныхсмертей — этосмертипожилогонаселения, вдругой — молодогонаселения. Тоестьнавеличинуабсолютныхчиселсобытийможеттакжеповлиятьструктура населения (внашем примере — возрастнаяструктура). Чтобыпреодолетьограниченныевозможностиабсолютныхпоказателей, используютсяотносительныехарактеристикиинтенсивностидемографическихпроцессов.

6. 5.1. Характеристики интенсивности демографического процесса Дляхарактеристикиинтенсивностидемографическихсобытийможноиспользоватьвероятностинаступлениясобытийиликоэффициенты.

Вероятность наступления демографического события — «относительнаявеличина, характеризующаявозможностьнаступленияданногособытиядляодногочеловекаприусловии, чтовселюдиизданнойкогортывравноймереподверженырискуэтогособытия»^[35].

Вероятность наступления события в возрастном интервале рассчи-

тываетсякакотношениечисласобытийвданноминтервалекчисленноститойчастикогортывначалеинтервала, длякоторойизучаемоесобытиеещененаступило. Например, еслиизучаетсявероятностьвступлениявпервыйбрак, тонеобходиморазделитьчислобраковввозрастноминтерваленачисленностьнезамужних (неженатых) вначалеинтервала.

Пример: рассчитаемвероятностьвступлениявбраквинтервалевозрастаот 15 до 16 лет. Вточномвозрасте 15 леткогортасостоитиз 600 незамужнихженщин. Ввозрасте 15 исполнившихсялет (тоестьприпереходеотточноговозраста 15 леткточномувозрасту 16 лет) вэтойкогортебылозарегистрировано 60 первыхбраков. Чтобыполучитьвероятностьвступлениявпервыйбракввозрасте 15 исполнившихсялет, необходиморазделитьчислопервыхбраковначисленностькогортывначалеинтервала: 60/600=1/10.

Вобщемвидеформулавероятностиможетбытьзаписанаследующимобразом:

qx () k = Pхy (xk (k −)1),

где q_x () k — вероятностьнаступлениясобытияввозрасте х исполнившихсялет, тоестьприпереходеотточноговозраста x кточномувозрасту x +1; k — очередностьизучаемогособытия; y_x (_k) — числособытийвинтервалевозрастаот х до x +1; P_х (k −1) — численностьчленовкогортывначалеинтервала, неиспытавшихизучаемогособытия k.

Приизучениивероятностейнаступлениядемографическихсобытийнеобходимопомнитьотом, чтоихвеличиназависитотдлиныинтервала: чемдлиннееинтервал, темвышевероятностьнаступленияизучаемогособытия. Следовательно, можносравниватьвероятности, относящиесятолько кодинаковымвременныминтервалам. Например, нельзясравниватьвероятностьумеретьввозрастныхинтервалах 5–9 лети 10–19 лет. Чтобысравнитьинтенсивностьдемографическогопроцессанаразныхинтервалахвремени, нужносравниватьневероятности, акоэффициенты.

Таблица единственного выбытия: еслидлянекотороговременногоинтерваланамизвестнывсевероятности q_x = y_x / P_x , то, используяследующийалгоритм, можнопостроитьтаблицу, показывающуюраспределениенеповторяющихсясобытийвизучаемойкогорте:

 Pyx −= Pyxx ⋅= qPxx,+1.

x

Такимобразом, мыполучаемтриосновныхраспределениятаблицы:

1. P_x , распределениечисел «доживающих» доточноговозраста х, тоестьчисленностьиндивидоввточном «возрасте» х, неиспытавшихещеизучаемогонеповторяющегосясобытия;

2. распределениевероятностей q_x испытатьизучаемоесобытиемеждуточными «возрастами» х и x +1(илив «возрасте» x исполнившихсялет);

3. распределениенеповторяющихсясобытий y_x , наступившихвинтервале «возраста» х исполнившихсялет.

Ещеоднораспределениевыводитсяизпредыдущих. Этовероятность p_x неиспытатьизучаемоесобытиевданноминтервалевозраста. Онорас-

считываетсякакдополнениедоединицывероятности q_x : p_x =1− qx.

Таблицаединственноговыбытиянаиболеечастоиспользуетсявдемографии, вчастности, дляанализапроцессасмертности (ометодахрасчетатаблицсмертностирассказановглаве 8). Таблицыединственноговыбытияможностроитьтакжеприизучениилюбыхдругих, помимосмертей, неповторяющихсясобытий: например, прианализепервыхрожденийилипервыхбраков.

Коэффициенты интенсивности демографических процессов — «среднеезначениесилыдемографическогопроцессавданноминтервалевремени, взвешенноевременем, прожитымвсейкогортойвданноминтервалевремени, например, числомчеловеко-лет, прожитыхвэтоминтервале»^[36].

Вотличиеотвероятности, коэффициентотноситчислособытий винтерваленекчисленностикогортывначалеинтервала, аковремени, прожитомувданноминтервалевсемичленамикогорты, дожившимидоегоначала.

Прирасчетекоэффициентовнапервыйпланвыходитпроблемазнаменателя, посколькунамнеобходимосоотнестичислонекоторыхсобытийвнаселении, составляющихчислитель, стемнаселениемвзнаменателе, вкоторомэтисобытияпроизошли. Собственно, всясистемакоэффициентовстроитсянаосновепереходакзнаменателям, вбольшейстепениотражающимнаселение, причастноекнаступлениюизучаемыхсобытий.

Вобщемвидекоэффициентпредставляетсобойчислодемографическихсобытийвнаблюдаемомкалендарномпериоде, отнесенноексреднемучислупрожитыхчеловеко-летвданномпериодевсемииндивидами, составляющимиизучаемоенаселение.

Пусть t — коэффициент, которыйнужнорассчитать; y — числодемографическихсобытий; P — средняячисленностьнаселениязапериод; Т — длительностьнаблюдаемогопериода.

Тогдакоэффициентвобщемвидеможнорассчитатьпоформуле: t = P y ⋅ T.

Среднюючисленностьнаселенияилисреднеенаселениерассчитывают, обычноиспользуяформулусреднейарифметической. Есличисленностьнаселениявтечениегодаколеблетсянеоченьсильно, томожноограничитьсяполусуммойначальнойиконечнойчисленностинаселения (на 1 январяи 31 декабря). Втомслучае, есличисленностьнаселениярегионасильноразличаетсяпомесяцамилисезонам, среднеенаселениеможетбытьрассчитанокаксуммаежемесячныхчисленностейнаселения, отнесеннаякчислумесяцев.

Какправило, коэффициентырассчитываютсяприведеннымикгоду, тоестьзакалендарныйпериод, равныйодномугоду, при T =1.

Различаютнескольковидовдемографическихкоэффициентов, характеризующихинтенсивностьдемографическихпроцессов: общиекоэффициенты, специальныеиповозрастныекоэффициенты, суммарныекоэффициенты.

Общий коэффициент показываетсреднеечислодемографическихсобытий, приходящеесянасреднеечислочеловеко-лет, прожитыхвтечениеодногогодаизучаемымнаселением.

Если В — числобраковвнаселениивтечениегода, P — средняячисленностьнаселения, b — общийкоэффициентбрачности, то

b .

Например, вРоссиив 1996 годубылозарегистрировано 866651 браков (В), средняячисленностьнаселениясоставила

147739000 человек (P), общийкоэффициентбрачностибылравен:

.

Полученноезначение (5,9‰) можноинтерпретироватьследующимобразом:

– внаселенииРоссиив 1997 годувсреднемприходилось 0,059 браковнаодногочеловека, или 5,9 браковна 1000 человек;

– еслибынаселениеРоссиинасчитывалотолько 1000 человек, товнембылобызарегистрировано 5,9 браков.

Чтонамдаетобщийкоэффициентпосравнениюсабсолютнойчисленностьюсобытий? Покажемэтонапримере (см. табл. 6.2).

Табл. 6.2. Сравнение абсолютного числа смертей и общих коэффициентов смертности в России в 1926 и 1996 гг.

числосмертей	1920 тыс.	2082,2 тыс.
численностьнаселения (наначалогода)	92735 тыс.	147976 тыс.
общийкоэффициентсмертности	20,7‰	14,2‰

Источник: НаселениеРоссииза 100 лет (1897–1997). М.: Госкомстат, 1998.

Еслиприниматьвовниманиетолькочислосмертей, томожнобылобыприйтиквыводу, чтосмертностьвРоссииза 70 летвыросла. Общийкоэффициентсмертностисвидетельствуетобобратном: общаясмертностьзаэтотпериодснизилась, посколькузатотжепериодчисленностьнаселениярослаболеебыстрымитемпами, чемчислосмертей. Такимобразом, устраняявлияниеобщейчисленностинаселения, общийкоэффициентнаодиншагприближаетнаскизмерениюнастоящегоуровняизучаемогопроцесса.

Вернемсятеперькобщемукоэффициентубрачности. Взнаменателеэтогокоэффициентапредставленовсенаселение, хотявбракмогутвступатьтольколюди, достигшиеустановленногозакономбрачноговозраста, иприэтомнесостоящиевбраке,тоестьбракоспособноенаселение. Поэтомуследующимшагомбудетрасчетспециальногокоэффициентабрачности, знаменателькоторогоболееточноотражаеттонаселение, котороевступаетвбрак.

Специальный коэффициент представляетсобойотношениечислазарегистрированныхвтечениегодасобытийксреднемучислучеловеколет, прожитыхвтечениетогожегоданаселением, способнымпродуциро-

 

¹Общиекоэффициентыобычноприводятсявпромилле (‰), тоестьврасчетена 1000 человек.

ватьэтисобытия. Например, специальный коэффициент брачности представляетсобойотношениечислазарегистрированныхбраковксреднейчисленностибракоспособногонаселения (населения, достигшегобрачноговозрастаинесостоящеговбраке): bспец = B.

Pбракосп.

Аналогичнорассчитывается специальный коэффициент рождаемости: среднеечислодетей, рожденныхженщинамиврепродуктивномвозрастезапрожитыйгод.

Специальныйкоэффициентэлиминирует, такимобразом, нетольковлияниеобщейчисленностинаселения, ноичастично — влияниеструктурынаселения, таккаквзнаменателенаходитсятолькотонаселение, котороеможетпродуцироватьдемографическиесобытия. Специальныйкоэффициентбрачностиможнорассчитыватьтакжеотдельнодлямужчиниженщин.

Втожевремянамизвестно, чтовбраквступаютпреимущественномолодыелюди. Поэтомуможнопредположить, чточембольшевнаселениипожилых, темнижебудеткоэффициентбрачности. Чтобыизбавитьсяотвоздействиявозрастнойструктурынауровеньдемографическогопроцесса, рассчитываютсяповозрастныекоэффициенты.

Повозрастные коэффициенты представляютсобойотношениечисладемографическихсобытийнаступившихвтечениегодауиндивидовопределенноговозраста х, кчислучеловеко-лет, прожитыхданнойвозрастнойгруппой^[37]втомжегоду. Так, повозрастнойкоэффициентбрачностиженщинпоказываетсреднеечислобраковвтечениепрожитогогодауженщинввозрасте х: bх = PB_ххf.

Повозрастныекоэффициентыдаютвозможностьизмеритьуровень

демографическогофеноменанезависимоотвоздействиявозрастнойструктуры. Когдаповозрастныекоэффициентырассчитываютсядляоднолетнихвозрастныхинтервалов, влияниевозрастнойструктурыможносчитатьполностьюустраненным, таккакпредполагается, чтовтечениеодногогодажизнидемографическиесобытияраспределеныравномерно^[38]. Есликоэффициентырассчитываютдляпятилетнихилидесятилетнихвозрастныхгрупп, определенноевлияниевозрастнойструктурыможетсохраняться.

Числителиуповозрастныхкоэффициентовивероятностейодинаковые. Различаютсятолькознаменатели. Вобщемвидеформулаповозрастногокоэффициентаможетбытьзаписанаследующимобразом:

tx = Pх +0 y, x 5((kk)−1)приусловииравномерногораспределениясобытийвинтервале.

Где y_x () k — числособытийочередности k вданноминтервале;

P_х +0,₅(k −1) — числочеловеко-лет, прожитыхвданноминтервалетеми, ктонеиспыталсобытия k.

Еслисобытияраспределенывинтерваленеравномерно, тоэтаформуладастнамлишьприближенноезначениекоэффициента. Когдаинтервалнеслишкомвелик, можносчитать, чтособытияраспределенывинтервалеравномерно. Исключениесоставляетмладенческаясмертностьисмертностьвпожилыхвозрастах, чтобудетпоказановсоответствующейглаве. Соотношение между повозрастными коэффициентами и вероятностями

Икоэффициенты, ивероятностииспользуютсядляхарактеристикиинтенсивностидемографическихпроцессоввкогорте. Темнеменеенадоприниматьвовнимание, чторасчетэтихпоказателейприводиткразнымчисловымрезультатам. Этиразличиявытекаютизопределенияиформырасчетапоказателей. Покажемразницунапримере. Рассмотримпоколениеженщин, вкоторомнаступаюттолькопервыебраки. Предположим, чтосмертностьимиграцияотсутствуют, асобытияввозрастныхинтервалахраспределеныравномерно.

Пустьизвестно B ¹ _x — числопервыхбраковввозрасте x исполнившихсялет; P_x^f , ^P_x^f ₊₁ — числонезамужнихженщинвточныхвозрастах х и x +1.Тогдадляэтогопоколенияженщинвданноминтервалемыможемрассчитать q_x ⁼ B 1 ^x_f — вероятностьвступитьвпервыйбрак P_x

винтервалеточноговозрастаот х до x +1и t_x ^{= B}_f ¹ x — коэффициент

P_{x +0,5}

первыхбраковввозрасте х приусловии, чтобракиравномернораспределенывинтервалевозрастаот х до x +1. Внашемпримередлинаинтерваларавнаодномугоду. Еслиинтервалболеедлинный (5 или 10 лет), тоследуетпомнить, чтокоэффициентнезависитотдлиныинтервала, и, напротив, чемдлиннееинтервал, тембудетбольшезначениевероятностивступлениявпервыйбрак.

Расчетповозрастныхкоэффициентовставитнаспереднеобходимостьюиметьделосбольшимколичествомчисел. Втожевремядлясравненийудобнопользоватьсяоднимединственнымчислом. Какмыужевидели, общийиспециальныйкоэффициентынепригодныдлясравнений, таккакзависятотвоздействияструктурынаселения. Суммарныйкоэффициентводномчислеобобщаетинформацию, содержащуюсявкоэффициентах, приэтомнезависяотвозрастнойструктуры.

Суммарные коэффициенты показывают, скольковсреднемсобытийприходитсянаодногочленакогортызавсевремяеесуществования. Например, суммарныйкоэффициентпервыхбраковпоказывает, скольковсреднемпервыхбраковпришлосьнаодногочленареальнойкогортыилискольковсреднемпервыхбраковпришлосьнаодногочленаусловнойкогортыприусловиисохраненияповозрастныхпоказателейбрачности, существовавшихвданномкалендарномгоду, напротяжениивсегосрокажизниданнойусловнойкогорты. Суммарныекоэффициентырассчитываютсякаксуммаповозрастныхкоэффициентовсучетомдлинывозрастногоинтервала. (Подробнееорасчетесуммарныхкоэффициентовсм. вследующихглавах).

Ограничимсяздесьтолькооднимзамечанием. Расчетииспользованиесуммарныхкоэффициентовможеттаитьвсебеиопределенныеловушки. Посколькусуммарныекоэффициентыможнорассчитыватькакдляусловногопоколения (показателиитоговойрождаемостиилиитоговойбрачностипоколения) такидляусловногопоколения, то, например, возникаетиллюзиятого, чтосуммарныйкоэффициентрождаемостикалендарногопериодаможноинтерпретироватькакпоказательинтенсивностипроцессарождаемостивреальныхпоколениях, неупоминаяоегоподверженностиконъюнктурнымколебаниям.

Нельзясчитать, чтоуровеньдемографическогопроцесса, рассчитанныйнаосновеусловногопоколения, идентиченреальнойинтенсивностидемографическогопроцесса, посколькуусловноепоколениесостоитизчастицреальныхпоколений, иинтенсивностьдемографическогопроцессавусло-вномпоколениизависитотповозрастныхинтенсивностейэтогопроцессавреальныхпоколениях. Например, значениясуммарногокоэффициентарождаемостимогутзаметноколебатьсяотгодакгоду, апоказательисчерпаннойрождаемостивреальныхпоколенияхприэтомпрактическинебудетменяться (см. рис. 6.6).

Подобнаяситуацияможетвозникнутьприизменениикалендарядемографическихсобытийвреаль– ныхкогортах. Например, мерыпомощисемьямсдетьми, принятыевсередине 1980 гг., привеликростусуммарногокоэффициентарождаемостивсвязистем, чтомногиеженщиныизраз– ныхпоколенийродилиочередного

,

,

суммарный коэффициент рождаемости итоговая рождаемость поколений

Рис. 6.6 Динамика суммарного коэффициента рождаемости и показателя итоговой рождаемости в реальных поколениях населения России Источник: рисунокпостроеннаосновеследующихданных: НаселениеРоссииза 100 лет (1897–1997). М.: Госкомстат, 1998.НаселениеРоссии. 1997. Пятыйежегодныйдемографическийдоклад // Отв. Ред. А.Г. Вишневский. М., 1998. С. 142–143.

ребенкаименновэтигоды. Приэтомизменилсятолькокалендарьрожденийвкогортах. Среднийвозрастматерейприрождениидетейснизился, таккакнекотороечислорождений, запланированныхнаболеепоздниегоды, былостимулированопринятымимерами. Итоговаярождаемостьмоглаинеизмениться, таккакженщиныродилине «дополнительного», а «запланированного» ребенка, которыйпридругихусловияхпоявилсябыпозже.

Этотпримернагляднопоказывает, чтонеобходимоосторожнотолко-

ватьпоказатели, полученныеметодомпоперечногоанализа, таккаконииспытываютвлияниеособыхсобытийкалендарногопериода.

6.5.2. Характеристика календаря демографического процесса Времявкогортеотсчитываетсяотмоментанаступленияисходногособытия. Например, впоколениивремяотсчитываетсяотмоментарожденияиндивидовивыражаетсявозрастом; вбрачнойкогортевремяотсчитываетсяотмоментарегистрациибракаивыражаетсявдлительностибрака. Всесобытиявкогортеможнораспределитьмеждуисходнымсобытием (время = 0) имоментомисчезновенияпоследнегочленакогорты (время w). Этимоменты (0 и w) будутверхнейинижнейграницамиинтервала, втечениекоторогонаблюдаетсяизучаемыйпроцесс. Например, приизучениисмертностивпоколениинижняяграницасоответствуетмоментурождения (возраст = 0), верхняя — предельномувозрасту, послекоторогонеостаетсявживыхниодногочленаданногопоколения, например, 115 лет. Еслиизучаетсярождаемость, тограницамиинтервалабудутнижняяиверхняяграницырепродуктивногопериода, тоестьсоответственно 15 и 49 лет.

Календарь демографического процесса характеризуетраспределе-

ниедемографическихсобытийвзависимостиотвремени, истекшегосмоментаформированияданнойкогорты. Например, распределениерожденийповозрастуматери, распределениеразводовподлительностибракаидр. Календарьпроцессаможноизмеритьспомощьюсреднегоинтервалавременимеждусобытиями. Вобщемвидеформуласреднегоинтерваламеждусобытиямивыглядитследующимобразом^[39]:

β

∑ i ⋅ y_i i = ^α_β ,

∑ y_i

α

где i — среднийинтервалмеждусобытиями; i — интервалвременимеждуисходнымсобытиемисобытием y_i .

Если, например, речьидеторождаемости, тоизмеряют средний возраст матери при рождении ребенка:

n f x x = 15 49,

∑ n f x

где x — среднийвозрастматериприрожденииребенка; х — началовозрастногоинтервала, вкоторомнаступилорождениеребенка; τ — длинавозрастногоинтервала, вкоторомнаступилорождениеребенка; _n f _x — повозрастнойпоказательинтенсивностирожденийуженщинввозрасте x (повозрастнойкоэффициентрождаемости, числодетей, родившихсяуженщинданноговозрастаидр.)

Точнотакжеизмеряетсясреднийвозрастсмерти, среднийвозраствступлениявбрак, характеристикикалендаряпрочихдемографическихпроцессов.

Итак, длялюбогодемографическогопроцессаможнорассчитать, посути, одниитежепоказатели, характеризующиеегоинтенсивность (вероятностиикоэффициенты), ипоказатели, характеризующиекалендарь. Темнеменее, дляанализаотдельныхпроцессовиспользуютсяиспецифическиепоказатели (например, показательмладенческойсмертности, вероятностьувеличениясемьиидр.). Особенностиихрасчетаианализаприводятсявсоответствующихглавах.

6.5.3. Стандартизация демографических коэффициентов Повозрастныеисуммарныекоэффициентынезависятотвозрастнойструктуры. Дляустранениявлиянияструктурынаселениянавеличинукоэффициентовможнотакжевоспользоватьсяметодамистандартизации. Этиметодыпозволяютразделитьвлияниеструктурынаселенияиинтенсивностидемографическогопроцессанаитоговоечислособытий. Существуетнесколькометодовстандартизации, выборкоторыхзависитотисходныхданных. Приведемпримердвухспособовстандартизации: прямойикосвенной. Выбортогоилииногоспособазависитотдоступныхданных. Прямая стандартизация

Пустьнамнеобходимосравнитьобщиекоэффициентырождаемостидвухстран. Дляиспользованияметодапрямойстандартизациинужныследующиеданные: во-первых, возрастнаяструктурасравниваемыхнаселений (внашемпримере — возрастнаяструктураженщинврепродуктивномвозрасте); во-вторых, возрастноераспределениесобытий (распределениерожденийповозрастуматери). Используяэтираспределения, мыможемрассчитатьповозрастныекоэффициенты.

Длярасчетастандартизованныхкоэффициентов, тоестькоэффициентов, независящихотвлияниявозрастнойструктуры, предположим, чтовобеихстранахвозрастнаяструктураодинаковая; различаетсятолькоповозрастнойуровеньрождаемости. Дляэтогонужновыбратьнекоторуюстандартнуюструктурунаселения. Обычновкачествестандартавыбираютструктурунаселения, близкогокизучаемому.

Стандартизованныекоэффициентырассчитываютсяследующимобразом:

Кстанд = ∑ t_х ⋅ V_xстанд,

x

где К^станд — стандартизованныйкоэффициентдляизучаемогонаселения; t_х — повозрастныекоэффициентывизучаемомнаселении; V_x^станд — до-

лисоответствующихвозрастныхгруппвобщейчисленностинаселения, принятогозастандарт.

Косвенная стандартизация

Дляпримененияметодакосвеннойстандартизациимыдолжнырасполагатьследующимиданными: во-первых, возрастнойструктуройсравниваемыхнаселений, во-вторых, общимчисломизучаемыхсобытийвсравниваемыхнаселениях.

Приэтомиспользуютсяповозрастныекоэффициентынекогонаселения, принятогозастандарт. Стандартизованныйкоэффициентрассчитываетсякакотношениечисласобытийвизучаемомнаселениик «ожидаемомучислусобытий», умноженноенаобщийкоэффициентвнаселении– стандарте. Заметим, чтоэтопоследнеедействие (умножение) излишне, таккакуженаосновесоотношенияреальногоиожидаемогочисласобытиймывидим, восколькоразизменилсябыкоэффициент, еслибывизучаемомнаселенииповозрастныекоэффициентыбылибытакимиже, каквнаселении-стандарте.

Стандартизованныйкоэффициентметодомкосвеннойстандартизацииможнорассчитатьследующимспособом:

∑ txVx

Кстанд = ∑ txстандVx K ′,

x

x

где К^станд — стандартизованныйкоэффициентвизучаемомнаселении; t_х — повозрастныекоэффициентывизучаемогонаселения; t_x^станд — повозрастныекоэффициентынаселения, принятогозастандарт; V_x — возрастноераспределениеизучаемогонаселения (доливозрастныхгруппвпроцентахкобщейчисленностинаселения); K ^′ — общийкоэффициентвнаселении, принятомзастандарт.

Стандартизованныекоэффициентыможноиспользоватьтолькодлясравнения, посколькуихзначениязависятотвыбранногостандарта. Всвязисэтимпоявляетсяпроблемавыборастандарта. Например, еслиприиспользованииметодапрямойстандартизациикривыеповозрастныхкоэффициентовпересекаются, товзависимостиотвыборастандартнойструктурыизменитсяиитоговыйрезультат. Предположим, чтонарис. 6.7 приведеныповозрастныекоэффициентыинтенсивностинекоторогопроцессавдвухгруппахнаселения.

ВнаселенииАинтенсивностьснижаетсясвозрастом, внаселенииБ — растет. Еслизастандартпринятьвозрастнуюструктуруспреобладаниеммолодыхвозрастов, стандартизованныйкоэффициентвАокажетсявыше. Еслизастандартпринятьструктуру, вкоторойбольшепожилых, тостандартизованныйкоэффициентбудетвышевБ.

Население

А

Население

Б

Повозрастные

коэффициенты

возраст

Рис. 6.7. Пример разнонаправленного изменения с возрастом повозрастных коэффициентов

Преждечемвоспользоватьсястандартизацией, нужнопроверить, непересекаютсяликривыекоэффициентов. Есликривыепересекаются, лучшеограничитьсясравнениемграфиковповозрастныхкоэффициентов.

 

ЛИТЕРАТУРА

1. БоярскийА.Я. КурсдемографическойстатистикиМ., 1945.

2. ЗахаровС.В. Демографическийанализ // Демография: современноесостояниеиперспективыразвития / Подред. Д.И. Валентея. М.: Высшаяшкола, 1997. Глава 17, С. 153–167.

3. Народонаселение. Энциклопедическийсловарь. М.: БольшаяРоссийскаяэнциклопедия, 1994.

4. Caselli G., Vallin J., Wunsch G. Démographie: analyse et synthèse. I. La dynamique des populations. Paris, INED, 2001.

5. Vandeschrick Ch. Analyse Démographique. 2ème édition. Louvain-la-Neuve: Academia–Bruylant L’Harmattan, 2000.

6. Vandeschrick Ch. Le temps dans le temps en démographie. Le diagramme de Lexis: bilan et perspectives // Le temps et la Demographie. Chaire Quetelet 1993. Louvain-la-Neuve: Academia / L’Harmattan, 1994. P. 271 – 307

7. Wunsch G., Termot M. Introduction to demographic analysis. New York:

Plenum Press, 1978.

ГЛАВА 7 СТРУКТУРЫНАСЕЛЕНИЯ

7.1. АНАЛИЗ СТРУКТУР: ОБЩИЕ ПОЛОЖЕНИЯ Прианализедемографическихпроцессовнеобходиморазличатьвлияниеуровня (интенсивности) процессаивлияниеразличныхструктурнаконечныйрезультат, тоестьначислособытий (рождений, смертей, браковидр.), вкоторыхэтотпроцессвыражается. Структурынаселениянетолькооказываютвлияниенадемографическиепроцессы, новтожевремясамиявляютсярезультатомдействияэтихпроцессоввпрошлом. Предметомнастоящейглавыбудетанализдемографическихструктур.

Таилиинаяструктуранаселениядаетнампредставлениеосоставе

населениянаопределенныймомент (календарнуюдату). Например, проводяпереписьнаселениястраны, мыполучаемпредставлениеополовозрастной, брачной, образовательнойидр. структурахнаселенияданнойстранынакритическиймоментпереписи. Можнотакжеговоритьоструктурекогорты, например, ораспределениичленовкогортыпосостояниювбраке, почислурожденныхдетей. Подобноанализудемографическихпроцессоввкогортахивисторическойперспективе (отгодакгоду), анализструктурпредполагаетизучениеизменений, происходящихстечениемвременикаквнаселениивцелом, такивотдельныхпоколениях. Например, мыможемизучатьизменениесовременембрачнойструктурывпоколении 1960 годарождения, либоизменениебрачнойструктурынаселениягородамеждупереписями 1979 и 1989 гг. Вдальнейшеммыбудемговоритьобизученииструктурнаселениявцелом, тоестьопоперечномподходеванализенаселения.

Чтопредставляетсобойструктуранаселения? Структура населения — этолюбоераспределениеиндивидов, изкоторыхсостоитнаселение, поразличнымкатегориямвсоответствиисопределеннымикритериями. Причемчащевсегорассматриваютсяструктурыкакого-либоопределенногонаселения, ограниченноготерриториально, например, населениягородаилирайона, населениястраны. Хотяможнорассматриватьиструктурунаселения, несвязанногосконкретнойтерриторией, например, структуруперсоналафирмы, имеющейфилиалывразныхстранах, илираспределениепреподавателейуниверситетавзависимостиотстажаработыилиученойстепени.

Критериираспределениянаселенияпокатегорияммогутбытьразличными, например, имимогутбытьвозраст, пол, рост, вес, — еслиречьидетожителяхстраны; размерыитипы — приизучениидомохозяйств, численностьнаселения — приизученииструктурыгородовипр. Любаяхарактеристика, отличающая одногоиндивидаотдругого, однодомохозяйство отдругого, можетбытьиспользованавкачествекритерияклассификации.

Выборкритериязависитотзадачисследованияиимеющихсяданных.

Такимобразом, когдаречьидетобизученииструктурнаселения, необходимоиметьввидутриобстоятельства: населениекакойтерриториимырассматриваем, накакоймоментвремени, какойкритерийположенвосновураспределениянаселенияпогруппам.

Невсеструктурыводинаковоймереинтересныдлядемографическихисследований. Во-первых, естественно, этиструктурыдолжныотноситьсякнаселению; во-вторых, онидолжныоказыватьвлияниенавоспроизводствонаселения. Например, возрастно-половаяструктуранаселениястранынаопределенныймоментвремениопределяетчисленностьвнаселенииженщинрепродуктивныхвозрастов, следовательно, нарядусдругимифакторамивлияетнавозможноечислорождений. Свозрастнымсоставомнаселениясвязаноичислоумерших. Другиедемографическиепроцессытакжеиспытываетвлияниевозрастно-половойструктуры. Втожевремяраспределениежителейгородапоцветуглазиволоснеотноситсякдемографическимструктурам, таккакнесвязаносвоспроизводствомнаселения.

Помимовозрастно-половойструктуры, обанализекоторойпойдетречьвнастоящейглаве, кизучениюфакторовдемографическихпроцессовполезнопривлекатьиряддругихструктурнаселения, средикоторых:

• демографическиеструктуры:

– брачная структура — распределениенаселенияпосостояниювбраке;

– семейная структура — распределениеиндивидовпосемейномусостоянию;

– миграционная структура — распределениенаселенияповременипроживаниявданномместежительства;

– распределениеженщинпочислурожденныхдетей;

– распределениедомохозяйствпотипу, поразмерам, почислудетей; –идр.

• социально-экономическиеструктурынаселения:

– образовательные структуры — распределениенаселенияповидамоконченныхучебныхзаведений, почислулетобучения;

– социально-профессиональные структуры — распределениенаселенияпопрофессиональнымгруппам, повидамзанятости, поотраслямэкономики;

– национальная (этническая) структура;

– конфессиональная структура;

– распределениенаселенияпоисточникамсредствсуществования; –идр.

Мыостановимся наанализевозрастно-половойструктуры населения — наиболееважнойдемографическойструктуры.