История развития хранилищ для нефти: Первые склады нефти появились в XVII веке. Они представляли собой землянные ямы-амбара глубиной 4…5 м...
Автоматическое растормаживание колес: Тормозные устройства колес предназначены для уменьшения длины пробега и улучшения маневрирования ВС при...
Топ:
Методика измерений сопротивления растеканию тока анодного заземления: Анодный заземлитель (анод) – проводник, погруженный в электролитическую среду (грунт, раствор электролита) и подключенный к положительному...
Выпускная квалификационная работа: Основная часть ВКР, как правило, состоит из двух-трех глав, каждая из которых, в свою очередь...
Характеристика АТП и сварочно-жестяницкого участка: Транспорт в настоящее время является одной из важнейших отраслей народного...
Интересное:
Распространение рака на другие отдаленные от желудка органы: Характерных симптомов рака желудка не существует. Выраженные симптомы появляются, когда опухоль...
Влияние предпринимательской среды на эффективное функционирование предприятия: Предпринимательская среда – это совокупность внешних и внутренних факторов, оказывающих влияние на функционирование фирмы...
Наиболее распространенные виды рака: Раковая опухоль — это самостоятельное новообразование, которое может возникнуть и от повышенного давления...
Дисциплины:
2018-01-30 | 161 |
5.00
из
|
Заказать работу |
|
|
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 FX — 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
|
|
Индивидуальные и групповые автопоилки: для животных. Схемы и конструкции...
Наброски и зарисовки растений, плодов, цветов: Освоить конструктивное построение структуры дерева через зарисовки отдельных деревьев, группы деревьев...
Таксономические единицы (категории) растений: Каждая система классификации состоит из определённых соподчиненных друг другу...
Поперечные профили набережных и береговой полосы: На городских территориях берегоукрепление проектируют с учетом технических и экономических требований, но особое значение придают эстетическим...
© cyberpedia.su 2017-2024 - Не является автором материалов. Исключительное право сохранено за автором текста.
Если вы не хотите, чтобы данный материал был у нас на сайте, перейдите по ссылке: Нарушение авторских прав. Мы поможем в написании вашей работы!