Возрастныекоэффициентырождаемости

Итак, хотелосьбыпостроитьтакиепоказателирождаемости (ипреждевсего, итоговоевыражениедляееуровнявданномкалендарномгоду), которыебылибысвободныотхарактеристикконкретногонаселения: егосостава, распределенияпотемилиинымдемографическимхарактеристикам, оказывающимсущественноевлияниеначислорожденныхдетей.

Традиционносчиталось, чтовозрастженщиныэтосамыйважный, определяющий, демографическийфакторрождаемости. Внаселенияхспочтинеконтролируемой, высокойрождаемостьюондействительнобылтаковым: преждевсегоиз-затого, чторождаемостьприближаласькбиологическойспособностидеторождения, естественнозависящейотвозраста, нотакжеиз-затого, чтосоциальныенормыбрачногоповедениязначительноразнилисьповозрастнымгруппам. Всовременномнаселении, однако, возрастутратилрольпервостепенногодемографическогофакторарождаемости. Говоряонаселениях «европейскойкультуры», известныйфранцузскийдемографЛ. Анриотмечалеще 1954 г., что «напрактике, ограничительныйэффектвозраставторостепенен, аколичество [ужерожденных] детейвсемьестановитсянаиболееважнымфактором». Темнеменее, влияниевозрастногосоставаженскогонаселенияначислорожденийигнорироватьникакнельзя.

Возрастной коэффициент рождаемости находитсякакотношениечисладетейрожденныхженщинамиданнойвозрастнойгруппывтечениекалендарногогодаксреднегодовойчисленностиженскогонаселенияэтойгруппы.

Длябольшейточностисреднегодовоенаселениеследуетрассчиты-

ватькакчислочеловеко-лет, прожитыхвданномвозрастноминтервалевтечениеданногокалендарногогода. Напрактике, однако, этовозможноисключительноприрасчетепомикроданным, т.е. поиндивидуальнымзаписям, доступнымтолькоизтекущихрегистровнаселения (см. главу 4), ретроспективныхобследованийилимикропереписей. Поэтому, еслииспользуютсятабулированныеданные, тометодрасчетавозрастныхкоэффициентоврождаемостиустанавливаетсявзависимостиотпринятойтабуляции, приэтомвозрастженщиныневсегдаучитываетсянамоментрожденияееребенка, ночасто — покалендарномугодуеерождения (таковапрактикастатистическихоргановГерманиииФранции, например)^[48]. Внекоторыхслучаях, всвязисиспользуемойтабуляциейданных, аиногдаиз-завеличинывыборки, покоторойведетсярасчет, возрастныекоэффициентыисчисляютсядлядвухсмежныхкалендарныхлетвсреднем (такаяпрактикабылапринятавРоссиидо 1990 г.) илидажедляболеедлительногокалендарногопериода. Часто, потемжепричинам, коэффициентырассчитываютсятолькодляпятилетних, нонедляодногодичныхвозрастныхинтервалов.

Рис. 9.1 Возрастные коэффициенты рождаемости: примеры Источник: данныеГоскомстатаРоссии, Eurostat Bevölkerungsstatistik, 1991; расчетыН.Б. Баркаловапомикроданным DHS.

Рис. 9.1 показываеттипичныепримерыодногодичныхвозрастныхкоэффициентоврождаемости. Всовременныхнаселенияхонимогутзначительноразличатьсякакповеличине, такипоформезависимостиотвозраста. Последняя, однако, практическиникогданевыходитизклассакуполообразныхунимодальных (т.е. сединственныммаксимумом) кривых.

Вцелом, взападноевропейскихнаселенияхрождаемость, судя

повозрастнымкоэффициентам, смещенакстаршимвозрастнымгруппам, достигаямаксимумамежду 25 и 29 годами. Ввосточноевропейскихнаселениях, особенновРоссии, ВосточнойГермании (бывшейГДР) ивбывшихевропейскихреспубликахСССРрождаемостьзначительномоложе: максимальныйуровеньвозрастныхкоэффициентовдостигаетсяк 22–23 годам (см. табл. 9.1). Вомногомэтосвязаносоструктуройрождаемостипоочередностирождений: наЗападедоляпервыхрожденийсущественнониже, чемувосточноевропейскихнаселений, адолябездетногонаселения — выше. Заметим, чтодемографическаяэволюцияРоссиипосле 1990 г. выразиласьвзначительномснижениивозрастныхкоэффициентов, нонеизменилаформуихзависимостиотвозраста.

ВозрастныекоэффициентырождаемостиКазахстананапоминают

кривую, встречающуюсявразвивающихсястранах. Длянеехарактеренвысокийуровеньрождаемости, поддерживаемыйнапротяжениидлительноговозрастногоинтервала (из-забольшогочисларожденийтретьей, четвертойивышеочередности). Нельзянезаметить, скольнерегулярныздесьизменениякоэффициентовсвозрастом. Этопотому, что, вотличиеотдругихпримеров, показанныхнарис. 9.1, коэффициентыдляКазахстанарассчитаныпосравнительномалойвыборке (около 3800 женщин). Пятилетниекоэффициентыболееподошлибыдлятакогопримера, ноодногодичныездесьданыспециально, чтобыпоказатьвлияниеразмеравыборкинакачестворасчетакоэффициентов. 9.3.3. Суммарный коэффициент рождаемости

Ещев 1907 г. немецкийдемограф P. Кучинскийпредложилрассчитыватьитоговыйпоказательуровнярождаемостивданномкалендарномгодупростокаксуммуодногодичныхвозрастныхкоэффициентоврождаемости. С 1930-хгг. этотпоказательизвестенкак суммарный коэффициент рождаемости (СКР, TFR). Поопределению, онравенобщемучислурождений, которыеимелибыместовданномкалендарномгоду, еслибычисленностиженскогонаселениявсеходногодичныхгруппсовпадали. Инымисловами, этоиндексгодовогочисларождений, устраняющийвлияниеконкретноговозрастногосоставанаселенияпрямойстандартизацией (см. главу 6). Вкачествестандартнойвозрастнойструктурыздесьпринимаетсяравномерноевозрастноераспределение.

СКР = 5⋅∑ Fx,

где F_X — повозрастныекоэффициентырождаемостиженщинввозрастеот 15 до 49 летпопятилетнимгруппам.

Данныйпоказатель, рассчитанныйсиспользованиемповозрастныхкоэффициентовпопятилетнимгруппамдлявсехженщинРоссииза 1996 г., составил 1280,5 (см. табл. 9.1.).Этоозначает, чтоврасчетенаоднуженщинуввозрастеот 15 до 49 летв 1996 г. рождалось 1,28 ребенка, иначе 1281 детейна 1000 женщинуказанноговозраста.

Такимобразом, еслиисходитьизданныхтабл. 9.1., можносказать, чтоСКРравенсуммевозрастныхкоэффициентоврождаемостивовсехвозрастныхинтервалахиликумулятивному (накопленному) коэффициентурождаемостикконцурепродуктивногопериода.

Сточкизрениядемографическогоанализа, однако, принципиальноважнодругоетолкованиесуммарногокоэффициента, аименнотолкованиевтерминахгипотетическойкогорты (гипотетическогопоколения). Представимсебекогортуженщин, вкоторойотсутствуюткаксмертность, такимиграция. Примемобщеепредположение, чтонапротяжениивсейжизниэтойкогортырождаемостьсохраняетсявточноститакойже, какрождаемостьданногокалендарногогода. Уточнимдалееэтообщеепредположение, допустив, чточислодетей, рожденныхженщинамикогортывкаждомодногодичномвозрастноминтервале, рассчитанноевотношениикчисленностикогорты (втерминологиидемографическогоанализа: приведенноечислорождений), совпадаетссоответствующимвозрастнымкоэффициентомрождаемостиданногокалендарногогода. Тогдасреднеечислодетей, рожденныхженщинойкогортывтечениевсейеежизни, составитсуммарныйкоэффициентрождаемостиданногокалендарногогода.

Подчеркнемпринципиальноеобстоятельство. Суммарный коэффициент рождаемости календарного года определяетсякаксреднеечислодетейнаженщинугипотетическойкогорты (точнотакжекаконбылбыопределенидляреальнойкогорты). Этоопределениевовсенепредполагает, чтоприравниваниерождаемостигипотетическойкогортыкрождаемостикалендарногогодадолжнонепременноосуществлятьсявтерминахприведенныхчиселрожденийивозрастныхкоэффициентов. Последнеелишьустанавливаетконкретныйметодрасчетаврамкахданногообщегоопределения. Возможны (иширокоприменяютсянапрактике) идругиеметодырасчета, стольжеполносоответствующиеобщемуопределениюСКР.

Обыкновенныйсуммарныйкоэффициентрождаемости, т.е. СКРоснованныйнавозрастныхкоэффициентах, оказалсянаиболеечастоприменяемымизвсехкогда-либо предложенных показателейрождаемости. ПроцитируемизвестногоанглийскогодемографаУ. Брасса: «простота, удобствоипропагандапривеликширокомупризнаниюэтогопоказателя, которыйбылипродолжаетоставатьсястандартомнапротяженииоколопятидесятилет».

Нарядусобщимсуммарнымкоэффициентомрождаемостичастовычисляют СКР для женщин, состоящих и не состоящих в браке, атакже для каждой очередности рождения, отдельносуммируявозрастныекоэффициентыданнойочередностирождения (числителемкоторыхслужитгодовоечислорожденийданнойочередностиуженщинопределеннойвозрастнойгруппы, азнаменателем — среднегодоваячисленностьэтойгруппыбезразделенияпочислуужерожденныхдетей)^[49]. СуммаСКРповсемочередностямрождениясовпадаетсобщимСКР.

ВпериодыбыстрыхизмененийСКР, основанногонавозрастныхкоэффициентах, сособойостротойвстаетвопрос, насколькоточнотакиеизмененияотражаютфактическиетенденциитекущейрождаемости. 9.3.4. Специальная таблица рождаемости

Путирешенияданноговопросадосихпорвидятсяпо-разному. Однагруппаученыхпредлагаласосредоточитьисследованиянапродольноманализерождаемости, т.е. описанииеевтерминахреальныхкогорткакединственномметодеполучитьнеискаженнуюкартинудействительности. ВедущийамериканскийдемографН. Райдервнеснаибольшийвкладвконцептуализциюэтогонаправленияиразработкунеобходимогоматематическогоаппарата.

Признаваяпервичностьпродольногоанализа, другиедемографыпредлагали, соответственноусовершенствоватьглавнуютеоретическуюконструкциюпоперечногоанализа — гипотетическуюкогорту, — уподобивеереальнойкогортевбольшейстепени, чемэтодостигалосьпометодувозрастныхкоэффициентов. Всередине 1950-хгг. быливыдвинутыдвесовершенноразличные (идажеформальнонесопоставимые) теоретическиесхемы. Однаизних, введеннаяизвестнымамериканскимдемографомП. Уэлптоном, свеласькмодели, названнойвпоследствии специальной таблицей рождаемости (применяюттакжетерминтаблицарождаемостипоочередностирождений). Другая, принадлежащаяЛ. Анри, былаболеереволюционной. Былопредложеновообщеотказатьсяотописаниязависимостирождаемостиотвозраста (и, следовательно, отказатьсяотвозрастныхкоэффициентов), введявместоэтогозависимостьотвремени, истекшегосмоментарожденияребенкапредыдущейочередности, т.е. зависимостьотдлиныинтергенетическогоинтервала (интервала междурождениями). Лишьнескольколетназадвстатьефранцузскихдемографовбылаформальновведенамодель, объединяющаяобесхемы.

СпециальнаятаблицарождаемостиподробноизложенавстатьеЛ.Е. Дарского (первымвРоссиипостроилтакиетаблицы), помещеннойвЭнциклопедическомсловаре «Народонаселение» (C. 512–515) иврядеучебныхпособий^[50]. Формально, специальнаятаблицарождаемостипредставляетсобойчастныйслучайтакназываемоймультистатуснойтаблицы, моделизначительноболеесложной, чемобычнаятаблица. Этоипонятно, таккакспециальнаятаблицаотражаетпоследовательностьпереходовмеждудемографическимисостояниями (отданногочисладетейкследующему), втовремякаквслучаесмертностиимеетместотолькоодин (безвозвратный) переход.

Математическиболеесложная, всравнениисрасчетомвозрастныхкоэффициентоврождаемости, специальнаятаблицатребуетдляпостроенияинесравненнобольшегообъемаданных, какправило, вформеиндивидуальныхзаписей (т.е. микроданных), доступныхтолькоизтекущихрегистровнаселения, микропереиисей, илиретроспективныхобследованийрождаемости. Ееглавноепреимуществосостоитвточностирасчетапоказателейрождаемостигипотетическогопоколения. Пусть, например, требуетсярассчитатьсуммарныйкоэффициентрождаемости. Онопределенкаксреднеечислодетей, рожденныхженщинойкогортывтечениевсейеежизни. Нотольковслучаереальнойкогортыонможетбытьрассчитаннепосредственно. Вслучаегипотетическойкогорты, соответствующейнекоторомукалендарномугоду, необходимыдополнительныепредпосылки, устанавливающиеконкретныйметодрасчета. Какправило, принимается, чторождаемостьженщингипотетическойкогорты, обладающихопределеннымидемографическимихарактеристиками (возрастом, числомужерожденныхдетей, состояниемвбраке, длинойтекущего (открытого) интергетическогоинтервалаит.п.), совпадаетсрождаемостьютехженщинданногонаселения, которыеобладаюттакимижесамымихарактеристиками. Всезависитоттого, какиеименнохарактеристикиучтены.

Вметодевозрастныхкоэффициентовэтотольковозраст. Специальнаятаблицарождаемостиобеспечиваеттакжеиучетчислаужерожденныхдетей. Такимобразом, СКР, рассчитанныйпоспециальнойтаблице, вбольшеймереустраняетвлияниенагипотетическуюкогортухарактеристикнаселениясложившихсяподвлияниемдемографическихпроцессовпрошлыхлет, ив этомсмыслеон болееточен. Однако какобыкновенныйСКР, такиСКРспециальнойтаблицыизмеряютодну итужедемографическуювеличину: среднеечислодетей, рожденныхженщинойкогортывтечениевсейеежизни, разнясьлишьметодомрасчета. Еслирождаемостьменяетсябыстро, уточнениеметодарасчетаиногдаоказываетсяоченьсущественным, вкорнеизменяявыводыпоперечногоанализарождаемости^[51].

Вероятностиувеличениясемьи

Уровеньрождаемостиобычноизмеряетсячисломдемографическихсобытий (здесь: числомрожденныхдетей) врасчетенаоднуженщину, происшедшихнапротяжениивсейжизнипоколения (реальнойилигипотетическойкогорты) безотносительнотого, когдаименновтечениежизниэтисобытияпроизошли.

Показателемтакоготипаслужитсуммарныйкоэффициентрождаемости (внезависимостиотметодаегоисчисления) Ноэтонеединственныйтакойпоказатель. Приналичииданныхинтереснеерассмотретьполноераспределениеженщинкогортыпоитоговомучислудетей, чемпростосреднееэтогораспределения, т.е. СКР. Напрактикеизучаютдвапоказателя (нарис. 9.2 изображеныпримерыобоих): частоту распределения по итоговому числу детей и (значительночаше) такназываемую вероятность рождения следующего ребенка (или вероятность увеличения семьи). Последняяопределяетсякаквероятностьтого, чтоженщина, котораятолькочтородиларебенканекоторойочередности, родиткогда-либовбудущем, покрайнеймере, ещеодногоребенка. Смысл, вкладываемыйвэтуформулировку, вточноститакойже, чтоивотнесениипоказателяпродолжительностипредстоящейжизник новорожденному, т.е. ктолькочторожденномучеловеку, которомуещепредстоитпройтичерезвсегодыжизни. Аналогично, вероятностьрожденияпервогоребенкаотносяткженщинам, вступающимврепродуктивныйвозраст, вероятностьрождениявторогоребенка — кженщинам, толькочтородившимпервого, т.е. вступающимвновоедемографическоесостояние, заключающеесявналичиеодногоребенкаит.д.

Обратимвниманиенатриметодологическиважныхобстоятельства. Во-первых, вероятностирожденияследующегоребенкахарактеризуютлишьитоговоеколичестводетей, непредоставляяникакой

 

Рисунок

9.2

Источник

:

Giorgi,

1993:

Genus

(3–4).

P. 185,

расчеты

Н

.

Б

.

Баркалова

помикроданным DHS.

информацииотом, когдаименновтечениежизниженщинамиэтидети были (илибудут) рождены (такиепоказателиназываютсяпоказателями квантума рождаемости, см. вставку 9.4). Во-вторых, подобноСКР, вероятностиувеличениясемьивравноймереприложимыкаккреальной, такикгипотетическойкогорте. Нотольковпервомслучаеихлегкорассчитатьнепосредственно. Вслучаегипотетическойкогорты, соответствующейнекоторомукалендарномугоду, необходимыдополнительныепредпосылки, устанавливающиеконкретныйметодрасчета.

В-третьих, опять-такиподобноСКР, определениевероятностейрожденияследующегоребенкавовсенепредопределяетникакойконкретныйметодихрасчета. Внастоящеевремяоничащевсегоисчисляютсяпоспециальнымтаблицамрождаемости. Однако, традиционновычисленияпроводилисьпосхемеЛ. Анри, котораяучитываеточередностьрожденияидлинуинтергенетическогоинтервала, ноневозрастженщины. Л.Е. Дарский (1972 г.) впервыеприменилрасчетпоспециальнымтаблицамрождаемости, опередивработызападныхученыхвэтомнаправленииболеечемна 10 лет.

Чемвбольшеймереизучаемаярождаемостьявляетсясознательнорегулируемой, определяемойповеденческимифакторами (впротивоположностьчистобиологическим), тембольшуюрольиграютвероятностиувеличениясемьикакинструментдемографическогоанализарождаемости. Действительно, есличислодетейвсемьепланируется, точислоужеимеющихсядетейстановитсяпервостепеннымфакторомвпринятиирешенияорожденииследующегоребенка. Следовательно, тенденциярождаемостизаболееилименеедлительныйпромежутоквремени, различиямеждурождаемостьюразныхнаселений, воздействиесоциально-экономическихфакторовимердемографическойполитикидолжныпроявитьсявхарактеристикахрождаемостипопорядкамрождения.

Впримере, изображенномнарис. 9.2, суммарныекоэффициентырождаемости (здесь: рассчитанныепоспециальнымтаблицам) практическисовпадают, составляяоколо 1,43–1,45. ОднаконаселениеИталииобладаетпочтивдвоебольшимуровнембездетности, чемнаселениеРоссии. Вцелом, всовременныхзападноевропейскихнаселенияхидлябелогонаселенияСШАуровеньбездетностизначительновыше, чемввосточноевропейскихнаселениях, достигаяиногда 30%, причемизменениярождаемостистечениемвременипреждевсегоотражаютсявуровнебездетности. Сдругойстороны, вРоссиивероятностьрождения (соответствующаячислуужерожденныхдетейнарис. 9.2) третьегоребенказначительноменьше, чемвзападноевропейскихстранахипродолжаетснижаться. Вещебольшейстепениупалапосле 1990 г. вероятностьрождения второгоребенка, приводякнеобычно (позападныммеркам) широкойраспространенностиоднодетнойсемьи. НаЗападевтожевремядолямногодетныхсемейсравнительновысока, и, вцелом, гипотетическиекогортызначительноболеенеоднородныпочислурожденныхдетей.

Анализкалендарярождений

Вставка 9.4. Показатели квантума рождаемости — этосуммарные (т.е. итоговые, накопленныезавсюжизнь) числарожденийврасчетенаоднуженщинуипроизводныеотнихвеличины. Среднеечислодетейнаженщину, т.е. суммарныйкоэффициентрождаемости, распределениепоитоговомучислурожденныхдетей, вероятностирожденияследующегоребенка (вероятностиувеличениясемьи) сутьпоказателиквантумарождаемости.

Показатели календарярождаемости — этопоказателираспределениярожденийпогодамрепродуктивногопериодажизни. Обычноисчисляютсясреднийвозрастматериприрожденииребенкаданнойочередностииинтергенетическийинтервал, т. е. среднеевремямеждуданнымиследующемдеторождением.

Частопоказателиквантумаикалендарярождаемоститесносвязаны, отражаяпоразномуодниитежеособенностирождаемости. Так, втехстранах, гдеуровеньбездетностинизок (Россия — однаизтакихстран), т.е. вероятностьрожденияпервогоребенкавысока (показателиквантума), первыедеторождения, какправило, происходятвболеемолодомвозрасте, т.е. среднийвозрастматериприрождениипервогоребенка (показателькалендарярождаемости) низок. Низкаяибыстроменяющаясявероятностьрождениявторогоребенкачастосопряженасболеедлительныминтергенетическиминтерваломмеждупервымивторымдеторождениями. Всеэтосвидетельствуетонеопределенностивпринятиирешенийорождениивторогоребенкаивтожевремяобуверенностивцелесообразностирожденияпервого.

Еслиуровеньрождаемостиизмеряетсясуммарнымчисломдетей, т.е. итоговымчисломдемографическихсобытий, происшедшихвтечениевсейжизни, топоказатели календаря рождений служатдляописаниятого, когдаименновжизникогортыпроизошлиизучаемыедемографическиесобытия (здесь: рождениядетей).

Наиболееширокоупотребляемымпоказателемкалендарярожде-

нийслужит средний возраст матери при рождении ребенка. Онисчисляетсяпоприведеннымчисламрождений, т.е. почисламрожденийженщинамиданнойкогортывотношениикчисленностикогорты (употребляетсятакжетермин «числорожденийвстационарномнаселении») ичастопредставляетсякакчислоисполнившихся (т.е. полных) летжизни. Приналичииданныхсреднийвозрастрассчитываютдлякаждойизочередностирожденийвотдельности. Внекоторыхслучаяхудаетсятакжевычислитьсреднийвозрастпридеторождениидлякаждойизгруппнаселения, определеннойитоговымчисломдетей: например, среднийвозрастприрождениипервогоребенкадлятех, ктовитогезавсюжизньродиттроихдетей.

Еслипоказателирождаемости рассчитаныпометодувозрастных коэффициентов, тосреднийвозрастнаходитсянепосредственно. Это наиболеераспространенныйметодрасчета. Специальнаятаблицарождаемости, однако, обеспечиваетболееточноевычислениеприведенныхчиселрождений, азначитиболееточнуюоценкусреднеговозрастаматери. Разницаможетоказатьсясущественной. Так, например, вРоссиисреднийвозрастматериприрождениикакпервого, такивторогоребенка, рассчитанныйпоспециальнымтаблицамрождаемости, увеличилсяв 1989–1994 гг., втовремякаквозрастныекоэффициентыпоказалиомоложениерождаемости.

Другой, частоещеболееважныйпоказателькалендарярождений — средняя длина интервала между двумя последовательными деторождениями, т.е. средняя длина интергенетического интервала. Дляеерасчета, какправило, нужныприведенныечисларождений, специфицированныеповремени, истекшемусмоментарожденияпредыдущегоребенка, анеповозрастуматери (т.е. повремени, истекшемусмоментаеесобственногорождения). Ниобыкновенныевозрастныекоэффициенты, ниспециальнаятаблицарождаемостинепозволяютрассчитатьэтиприведенныечисларождений. Однакооценкисреднийдлиныинтервалаудаетсянайтипоспециальнойтаблицерождаемости, применяяособыевычислительныеметоды.

9.3.7. Продольный и поперечный анализ рождаемости Современныйдемографическийанализрождаемостичащевсегоизбирательнососредоточиваетсянаоднойиздвухперспектив: рождаемостиреальныхкогортилирождаемостигипотетическихпоколений (гипотетическихкогорт, условныхпоколений). Соответственно, говорятопродольномилипоперечноманализерождаемости. Выдвигаютсямногочисленныеаргументывпользукактого, такидругогоподхода, идискуссияподчасноситдовольноострыйхарактер. Незатрагиваяметодологическиевопросы, мыобратимсякаргументации, сводящейсяктехническимпроблемамизмерения.

Действительно, расчетпоказателейрождаемостигипотетическогопоколениясущественнозависит (явноилинеявно) отпринимаемоймоделиизмерения (например: методвозрастныхкоэффициентов, специальнаятаблицарождаемости). Внекоторыхслучаяхпринятаямодельизмеренияможетпривестикочевиднонелогичным, дажебессмысленным, результатам, такимкакитоговоечислопервыхрожденийнаженщинупревышающееединицу. Ксожалению, взначительнобольшемчислеслучаев, хотяявныенелогичностиинезаметны, возникаетобоснованноеподозрение, чтопоказатели рождаемостигипотетическойкогортысмещены, искажают реальность. Этобывает, например, еслираспределениерождаемостигипотетическойкогортыповозраступредставляетсянеобычным (скажем, слишкоммолодымилислишкомстарым), еслиуровеньбездетностикажетсяслишкомвысоким, возрастнойинтервал — слишкомдлиннымит.п.

Говоря «смещены» или «искажаютреальность», мы, конечно, неимеемввидуто, чтопоказателирождаемостигипотетическогопоколениядалекиотпоказателейрождаемостиреальныхкогорт (которыеониинепризваныприближать). Известно, чтокогортные (продольные) показателивсегдаизменяютсястечениемвремениболееплавно, чемодноименныепоказателигипотетическихпоколений. Практическиониведутсебякакусредненияпоследнихповремени. Поэтомунеудивительно, чтопоказателигипотетическихкогортмогутдалековыходитьзапределы, наблюдающиесявреальныхпоколениях. Говоря «смещены», мыимеемввидутолькото, чтонаосновепринятоймоделиизмерениянамнеудалосьсприемлемойточностьюпостроитьвоображаемую, гипотетическуюкогорту, всяжизнькоторойпрошлабывусловияхрождаемостиданногокалендарногогода.

Развитиепоперечногоанализарождаемости, поэтому, естественнососредоточиваетсянаусовершенствованиимоделейизмерения. Специальнаятаблицарождаемости, безусловно, улучшаеткачествоизмерениявсравнениисметодомвозрастныхкоэффициентов. Кнастоящемувремениразработаныиболееточныемодели. Усложнениемоделей, однако, требуетбольшогообъемастатистическихданных, причем, какправило, невтабулируемойформе, авформемикроданных (индивидуальныхзаписей), болеесложныхпрограммвычисленияибольшихкомпьютерныхресурсов. Возникаюттакженепростыематематическиепроблемыоценкистатистическойошибкиизмерения.

Продольныйжеанализестественнымобразомсвободенотпроблемизмерения. Здесьоноосуществляетсянепосредственно, безпривлечениякакойбытонибыломодели. Когортныепоказателиотражаютдемографическиесобытия, имевшиеместовреальныхгруппахженщиннапротяженииихжизни, авневоображаемыхсовокупностяхподчиняющихсяпринятоймодели, ипоэтомуонинемогутбытьпротиворечивымиилиискажатьдействительность. Так, например, когортныйСКРестьпростосреднеечислодетей, рожденныхреальнойсовокупностью: женщинамикогорты, дожившимидоконцарепродуктивногопериодажизни.

Главнаяпроблема, однако, втом, чтокогортные (продольные) показателирождаемостиникакнеотражаютрождаемостьданногокалендарногогода. Так, например, судяпокогортнымпоказателям, нельзязаключить, возросилиуменьшилсяуровеньрождаемостипосравнениюспредыдущимгодом. Накопленныйэффектмногих изменений рождаемостипроисходящих, втечениевсейжизникогортывконцеконцовможет (нонеобязательно) отразитьсявитоговомкогортномСКР, ноизмененияконкретногогодапрослеженыбытьнемогут.

Следуялогикепродольногоанализа, хотелосьбынайтикогортный (и, следовательно, непротиворечивый, «реальный») показатель, который, темнеменее, характеризовалбырождаемостьизучаемогокалендарногогода. Крешениюэтойпроблемынаправленклассдостаточносложныхматематическихмоделейрождаемости, называемых моделями демографического перевода (непутатьсдемографическимпереходом), илитрансляции, разработанныйН. Райдеромв 1950–1960-хгг. Вместопостроенияспециальнойгипотетическойкогорты, соответствующейрождаемостиданногокалендарногогода, ониоцениваютрождаемостьнекоторойреальнойкогорты, котораяможетсчитатьсявопределяющеймеревоздействующейнарождаемостьтекущегогода. ВстатьеамериканскихдемографовприведенапростейшаяформулапереводаиееобобщениядляприложенийкСКРпоочередностирождения.

Отметимещедванаправленияанализа, получающихвпоследниегодывсебольшееразвитиеираспространение: математическоемоделированиенабазесовременныхЭВМисоциологическиеметоды.

Так, набазевероятностныхметодов, некоторыеизкоторыхмырассмотреливыше, построены, например, имитационныемоделирождаемости,позволяющиелучшевсегоучестьпричинно-следственныесвязи, обусловливающиерождаемость, включитьврассмотрениебольшоечислоповеденческихфакторов, которыенельзяучестьвдругихмоделях. Например, имитационнаямодельбрачнойрождаемостидаетвозможностьрешить, какпрямуюзадачуовлияниидемографическогоповедениянауровеньрождаемости, такиобратную — оценитьэффективностьконтрацептивов.

Средидругихмоделейрождаемостинаибольшуюизвестностьполучилитакие, какмодельвозрастныхкоэффициентоврождаемостиКоула– Трассела, модельпрямыхдетерминантрождаемостиДж. Бонгаартса, демографическиереляционныемодели, вчастности, модельБрасса — модельвозрастныхкоэффициентоврождаемости, основаннаянаметодеглавныхкомпонентидр. Надо, однако, заметить, многиеизнихявляютсядовольносложными, требуютхорошейматематическойподготовки, аглавное, достаточнополнойидостовернойдемографическойинформации.

Социологическиеметодывдемографиивсвоейосновенаправленынаанализрепродуктивногоповедениянаселения, мотивациюлюдейвотношениирождениядетей, качественногоразвитияихпотребностейвдетях. Этиметодыпозволяютнепростовыявить, сколько, например, семьяпредпочитаетиметьдетей, ноипоказать, почемуисколькоонахочетихиметь.

Вставка 9.5.МодельБонгаартса — мультипликативнаямодельвлияниянепосредственныхфактороврождаемости. Предложенаамериканскимдемографом Дж. Бонгаартсомв 1978 г. Представляетразличиемеждупотенциальновозможным уровнемрождаемостииеереальнымуровнемввидесериииндексов, каждыйизкоторыхпоказываетстепеньвлиянииопределенногофактора. Основныеуравнениямодели Бонгаартса: TFR = Cm ⋅ Cc ⋅ Ct ⋅ TF, TMFR = Cc ⋅ Ca ⋅ Ct ⋅ TF, TNMFR = Ct ⋅ TF, где TF — суммарныйкоэффициентплодовитости; TFR — суммарныйкоэффициент рождаемости; TNMFR — суммарныйкоэффициентестественнойбрачнойрождаемости; Cm — индексвлияниябрачногосостояния; Cc — индексвлиянияконтрацепции; Ca — индексвлиянияабортов; Ci — индексвлиянияпослеродовойстерильности. Источник: Народонаселение. Энциклопедическийсловарь. М: БольшаяРоссийская энциклопедия, 1994. С. 26

Средисоциологическихметодоввобластирождаемостивыделим

преждевсегометоды, направленныенавыяснениесрединаселенияпредпочтительноститогоилииногочисладетей. Подобноевыяснениедостигаетсяприпомощиспециальногосбораинформации. Всоциологии, какправило, выделяюттриосновныхвидасборасоциологическойинформации: опрос, анализдокументовинаблюдение. Спомощьюспециальноразработанныханкет, врезультатеопросаможно, например, выявитьтакназываемоеожидаемоеиидеальноечислодетейвсемье. Информациюопоследнемможетсвидетельствоватьотом, чтоприопределенныхусловияхинтенсивностьрождаемостивстранеможетувеличиться.

Использованиесоциологическихметодовванализерождаемостипривелокформированиюсамостоятельногонаучногонаправления —социологиирождаемости.

Взаключениеподчеркнем, чтонасегодняшнийденьнесуществуетодногоуниверсальногометода, позволяющегодатьисчерпывающийанализрождаемости, как, впрочем, идругихдемографическихпроцессов, поэтомуработанадсовершенствованиемужеразработанныхметодовисозданиемновыхпродолжается, иособыевозможностидляэтогопоявляютсясразвитиемматематическогомоделированияисредствЭВМ.

РОЖДАЕМОСТЬВРОССИИ

Суммарныйкоэффициентрождаемостивконце 1990-хгг. вРоссииопустилсянижекогда-либоранеезарегистрированногоуровня (и, возможно, ниже, чемкогда-либоранеевсовременнойееистории), причемпосле 1990 г. падениебылоособеннобыстрым. Былобынеправильно, однако, сводитьобъяснениеэтоголишькэффектусоциально-экономическогокризиса, последовавшегозараспадомСССР. Демографиче-

скиепроцессыоченьинерционны. Тенденция снижения рождаемости наблюдаласьвнашейстраненапротяженииоколо 100 леткакзакономернаятенденциядемографическогоперехода (см. вышевначалеглавы) протекавшеговусловияхсоциально-экономическихпреобразований 1920–1930-хгг., войниособенностейпослевоенногоразвития. 9.4.1. Историческая эволюция уровня рождаемости ДанныеорождаемостивРоссии, какивообщеоестественномдвижениинаселения, вплотьдоконца XIX в. оченьфрагментарны. Практически, мыможемсудитьорождаемоститоговременитолькопообщимкоэффициентам (ОКР), т.е. попоказателю, который, какмызнаем, можетсущественноисказитьуровеньрождаемостигипотетическихпоколений.

В 50 губернияхевропейскойРоссииОКРсохранялсявсреднемпочтинапостоянномуровнеоколо 50‰ (хотяибылподверженсильнымгодовымколебаниям), чтопримерносоответствуетсуммарномукоэффициенту 6,5 илисовременномууровнютакихстран, какКенияилиСенегал. ВотдельныхгубернияхОКРдажесистематическипревышал 60‰. ВгубернияхПрибалтики (Петербургской, Эстляндской, Лифляндской, Курляндской), атакжевВеликомКняжествеФинляндском, этническийсоставкоторыхсущественноотличалсяотсреднеговпределахимперии, общийкоэффициентрождаемостибылзначительнониже, достигая 30-35‰. Заметим, чтовпромышленноразвитыхстранахЕвропынарубеже XIX–XX вековОКРбылещениже: около 22‰ воФранции (СКРвблизи 2,9), около 28‰ вАнглиииУэльсе (СКРвблизи 3,4), около 35‰ вГермании (СКРблизокк 4,3).

Хотясистематическоеснижениеобщегокоэффициентасмертностиотмечалосьс 1860-хгг., инесмотрянато, чтобыстроекапиталистическоепромышленноеразвитие, урбанизацияирастущийспроснарабочуюсилувгородах, последовавшиезареформамиАлександра II, несомненноспособствовалиразложениютрадиционнойкрестьянскоймногодетнойсемьи, тенденциякснижениюобщегокоэффициентарождаемостипроявиласьтольковначале XX века (восновныхзападноевропейскихстранахонаотмечаласьещес 1870-хгг.). КначалуПервойМировойвойныОКРвРоссииснизилсядо 43,9‰ (1911–1913 гг.).

ПоследующиереволюциииГражданскаявойнавызвалирезкоепадениерождаемости, нопоихокончанииуровень 1913 г. довольнобыстробылвосстановлен, идажеимелместозначительныйпослевоенный «бэби-бум». Так, в 1927 г. СКРРСФСР (вграницах 1959 г.) достиг 6,7

(ОКРоколо 50‰). ДетальнаяинформацияовоспроизводственаселенияРоссиив 1920-х, 1930-хи 1940-хгг. сталадоступналишьвконце XX в. благодаряаналитическимисследованиямсотрудниковОтделенияДемографииНИИГоскомстатаРоссии.

Интенсивныесоциалистическиепреобразования, начатые вовторойполовине 1920-хгг.: индустриализацияикооперированиесельскохозяйственногопроизводства (коллективизация), сопряженныесактивнымвовлечениемженщинвобщественноепроизводство, безусловнойутратоймногодетнойкрестьянскойсемьейееэкономическойроли, миграциейсельскогонаселениявгородаимассовымипереселениямиврайоныновогоосвоения, немоглинепривестикбыстромуснижениюрождаемости. Существенноещеоднообстоятельство. Вусловиях, когдасредстваконтрацепцииоставалисьвесьмапримитивными, Россияоказаласьединственнойстраной, обеспечивавшейлегальный (1920–1936 гг.) ипрактическибесплатныйдоступкискусственномуабортукаксредствуконтролярождаемости.

Суммарныйкоэффициентрождаемостидостиг 5,1 (ОКРоколо 40‰) к 1932 г. инеподнималсяболеевышеэтойотметки. В 1933–34 гг. падениебылочрезвычайнобыстрым. Резкоеувеличениесмертностив 1933 г. врезультатеголода, разразившегосявесной–летом (следствиекатастрофическогонеурожая 1932 г.), несомненно, сказалосьнаплодовитостиженщин. ВрезультатеСКРупалдорекорднонизкогоуровня — 3,6 в 1934 г. Запрещениеабортовв 1936 г. привелоккраткосрочномуувеличениюрождаемости (СКРвозросдо 4,9 вконце 1930-хгг.), ноужек 1940 г. отмечалосьееновоеснижение (см. табл. 9.5).

Табл. 9.5. Динамика суммарного коэффициента рождаемости в России

годы	суммарныйкоэффициентрождаемости	уровеньпростоговоспроизводстваa
	5,834 4,305 4,260 2,806 2,889 2,818 2,560 2,108 1,966 1,973 1,865 2,051 1,887 1,344 1,214	3,849 3,816 3,594 2,743 2,557 2,352 2,214b 2,203c 2,111c 2,138c 2,160c 2,144c 2,108 2,123 2,126

Примечание: (a) уровеньпростоговоспроизводстваоцененкакотношениеСКРкчистому (нетто) коэффициентувоспроизводстванаселения; (b) задвакалендарныхгода: 1958–1959 гг.; (c) задвакалендарныхгода: 1964–1965, 1969-1970, 1974–1975, 1979–1980, 1984–1985 гг.

Источник: Андреевидр., 1998. С. 164–165; Avdeev, Monnier, 1994. P. 886. Учебно-методическиематериалыпокурсу «Экономиканародонаселениеидемография» / Подред. В.А. Ионцева. М.: ТЕИС, 2002. С. 110.

Заметим, чтовЗападнойЕвропе, в 1930-е гг. уровень рождаемости былзначительнониже, непревышая 2,5, авнекоторыхстранах, особенностранах, охваченныхмировымэкономическимкризисом, начавшимсяв 1929 г., СКРдлительноевремядержалсянауровнениже 2,0 (напр., АнглияиУэльс, Швеция, Норвегия, Швейцария), т.е. нижеуровняпростоговоспроизводства). ВтечениеВторойМировойвойныисразупосленеерождаемостьвЕвропесновавозросла, икначалу 1950-хгг. введущихстранахСКРнаходилсявинтервале 2,5–3,0.

Рис. 9.3 Суммарный коэффициент рождаемости. Россия Источник: Андреевидр., 1998. С. 164–165; Avdeev et Monnier, 1994. P. 886; Учебно-методическиематериалыпоку