В последней трети ХХ века

Для оценки двусторонних межрайонных миграционных связей ин­дексы могут быть составлены суммарно по прибывающему и выбываю­щему населению. Однако принимая во внимание неточности учета вы­бывающего населения, коэффициенты межрайонных миграционных свя­зей более оправданно исчислять по прибывающему населению.

Для анализа межрайонных миграционных связей исчисленные для определенного времени и конкретной территории КИМСы могут быть предс­тавлены в табличном виде. Если коэффициенты межрайонных миграци­онных связей рассчитать по всем возможным для данной территории парам районов, то числа столбцов (районов выхода) и строк (райо­нов вселения) будут равны. Такая таблица представляет квадратную матрицу порядка m (m- равно числу районов выхода и соответственно - районов вселения).

Особенностью полученной матрицы является то, что ее элемен­ты, расположенные на главной диагонали, проходящей из верхнего левого угла в нижний правый, не несут нагрузки, они лишены смыс­ла, так как район выхода совпадает с районом вселения. В этих клетках могли бы быть расположены показатели, характеризующие внутриобластную миграцию. Поэтому коэффициенты с одинаковыми ин­дексами строк и столбцов при расчетах принимаются в качестве ну­левых.

Данные каждой строки матрицы говорят о различиях в интен­сивности миграционных связей i-го района выхода со всеми района­ми вселения, а данные каждого столбца показывают на различия в интенсивности миграционных связей j-го района вселения со всеми районами выхода (i =1, 2, 3,..., m; j=1, 2, 3,..., m).

У любой пары районов имеется одна прямая и одна обратная связь. Заданному числу районов будет соответствовать определен­ное число прямых связей. Эмпирически число связей для любого ко­личества районов подсчитывается следующим образом:

m n

1 0

2 1

3 3

… …

7 21

8 28

где т — число районов;

п — число связей.

Число прямых связей у последующего количества районов равно сумме предыдущего количества районов и соответствующего ему чис­ла связей. Квадратная m-мерная матрица, коэффициенты главной диагонали которой равны нулю, имеет всего (m х m - m) значений. Число ее одно­родных (прямых или обратных) связей составляет соответственно (m х m – m): 2. В то же время количество односторонних связей квадратной m-мерной матрицы равно сумме чисел от 1 до m -1. Удво­ение этой суммы дает общее число прямых и обратных связей. Информация о миграции населения всех субъектов Российской Федерации (m = 89) позволяет полу­чить, как уже отмечалось, 7832 коэффициентов интенсивности межрайонных миграционных связей, половина из которых прямые, а вторая обратные связи.

Анализ такой совокупности коэффициентов межрайонных мигра­ционных связей может дать чрезвычайно интересные выводы, необхо­димые для последующего моделирования миграционных процессов, со­вершающихся между отдельными районами страны. Разработка достаточно большого мас­сива КИМС дает информационную основу для научного анализа миграционных процессов.

Для расчета коэффициентов интенсивности межрайонных мигра­ционных связей используется текущая статистика о миграционном движении населения. Чтобы исключить случайности и возможные неточности при ха­рактеристике миграционных связей между парами районов, желательно, во-первых, предпочтение отдавать использованию данных о прибыва­ющем населении и, во-вторых, привлекать данные за относительно про­должительный период (3-5 лет). Расчет осуществляется следующим образом. Находят удельные веса всех районов выхода в миграции населения каждого района вселения в отдельности. Одновременно рассчитывают удель­ные веса каждого района вселения в общей численности населения всех районов за вычетом из нее численности населения того района, для кото­рого осуществляется расчет. Затем первый ряд значений (удельные веса районов в миграции) делят на второй (удельные веса районов в населении). Полученные коэффициенты вносят в таблицу, имеющую для межрайонных связей населения России 89 стро­к и и столько же столбцов. В этой таблице каждый субъект Федерации имеет свой номер.

Коэффициенты ин­тенсивности миграционных связей городского населения различных районов России, рассчитанные по данным 1966-1969 гг., опубликованы в «Региональном анализе миграций» (118).

Наряду о матрицей индексов прямых связей может быть составлена также матрица индексов обратных связей. Возможны два реше­ния: либо, используя статистическую информацию по выбывающему населению, либо поворотом слева направо на 90 градусов матрицы индексов прямых связей. Если построчные значения характеризуют прямые связи, т.е. прибытие в j-й район из всех районов выхода, то зна­чения столбцов выражают обратные связи, т.е. выбытие в i-й район из всех мест вселения. Так, по данным 1966-69 гг. коэффициенты интенсивности меж­районных миграционных связей, помещенные в колонке с номером 01 (Архангельская область), представляли по существу для остальных территорий обратные связи. Для Нижегородской области индекс обратной связи был равен 1,38, для Красно­дарского края - 1,51 и т.д. (118)

Преимущество КИМС по сравнению с другими показателями меж­районных миграций состоит в том, что этот показатель позволяет осуществлять сопоставления миграционных связей не только по графам, т.е. по районам выхода, но и по строкам, т.е. по районам все­ления. К началу 70-х годов прошлого столетия на основе суммарной информации за 5 лет (1966-69гг.) о внутрироссийской миграции городского населения была раз­работана матрица межрайонных миграционных связей для всех областей, краев и автономных республик.

Трудоемкость расчетов и обширность требуемой информации не сделали КИМСы, несмотря на их полную адек­ватность и универсальность, достаточно популярными в миграционной проблематике в России. Помимо работ Центра демографии Института социально-политических ис­следований РАН (в прошлом отдела демографии Института соци­оло­гии АН СССР РАН), они использовались в советские годы только А.У. Хомр[СК1] ой на Украине. В отличие от этого П.Б. Слейтером (Университет Западной Вир­джинии, США) были применены КИМСы для регионального анализа миграции в Шот­ландии, Фран­ции и США (159). В середине семидесятых годов им были тщательно проанализированы, опубликованные к тому времени, КИМСы по России и показаны любопытные особенности миграционных связей по ее экономическим районам.

В России в 90-е годы минувшего века был защищен ряд кандидатских диссертаций, авторы которых (Н.В. Мкртчян, Л.Б. Карачурина и В. В. Воробьев) успешно использовали, разработанные ими матрицы коэффициентов межрайонных миграционных связей.

Анализ коэффициентов межрайонных миграционных связей, рассчитанных для 1966-1969гг., по территориям России (областям, краям и автономным республикам) показывает на значи­тельную амплитуду их колебаний, причем эта амплитуда различна в разных экономических районах. Экстремальные значения КИМС в то время достигали 43 единицы, минимальные –0.02, т.е. отличались более чем в 2 тысячи раз!

Можно для всей совокупности КИМСов любого района вселения отобрать индексы с максимальными и минимальными значениями, с тем, чтобы выяснить различия в характеристиках районов, связи с которыми сильные и слабые. Очевидно, что потребуется знание геогра­фических, природных, демографических и иных особенностей анали­зируемых районов. Уже простое сопоставление этих особенностей позволит выявить причины, обусловливающие ту или иную интенсив­ность миграционных связей. Так, анализ КИМСов за шестидесятые годы показывают, с одной стороны, почти пол­ное отсутствие связей между населением ряда районов выхода и вселения (например, между Читинской и Томской областями или Во­ронежской областью и Марийской АССР), а, с другой, - чрезвычайно сильные связи между некоторыми, чаще всего близкорасположенными районами (например, между Астраханской областью и Калмыцкой АССР или Красноярском краем и Тувинской АССР).

Распределим вою совокупность КИМС на 5 групп. В первую группу включим коэффициент со значениями до 0,39 включительно. Во вторую группу включим значения от 0,40 до 0,79, в третью - от 0,80 до 1,25, в четвертую - от 1,26 до 2,50 и в пятую - от 2,51 и выше. Назовем соответственно связи каждой группы несущественными, заметными, средними, повышен­ными и высокими.

Основная доля коэффициентов (около 2/3) приходится на две первые группы (до 0,80). На долю КИМС со значениями, превышающи­ми 1,25, приходится всего 20 %, а удельный вес коэффициентов интенсивности межрайонных миграционных связей свыше 2,5 составляет менее 9%. Но именно эти миграционные связи определяют общий уровень территориальной подвижности населения. Вследствие природы коэффициентов у 58 территорий из 72 по России того времени сумма всех КИМСов заметно превышает число 71 (сумму коэффициентов одного района). Теоретически допустимо, что сумма коэффициентов равна 71. Но это возможно либо тогда, когда все КИМСы равны единице, либо когда удельные веса больших и меньших коэффициентов, чем единица, взаимно уравновешены. Однако та­кая ситуация практически маловероятна. Поэтому в зависимости от меры рассеивания коэффициентов их сумма для отдельных территорий достигала 120 (Астраханская об­ласть), 118 (Чечено-Ингушская АССР), 110 (Красноярский край) и т.д. Это связано с тем, что каждый район имеет несколько чрезвы­чайно интенсивных связей, которые заметно увеличивают общую сум­му КИМСов. Так, в целом по областям, краям и автономным республи­кам Российской Федерации насчитывался 171 коэффициент со значе­нием 5 и больше.

Природа КИМСов представляет огромные аналитические возможности. Даже простой анализ матрицы КИМСов показывает, что наиболее тесные связи между парами территорий существуют в рамках собственных экономических районов (кстати, это может служить одним из критериев для уточнения границ экономических районов или федеральных округов). Ниже приводится сопоставление миграционных связей Архангельской области с территориями, расположенными в Северо-западном экономическом районе. КИМСы для 1966-69гг. разработаны по городскому населению, а для 1994-98гг. – по всему (табл. 3.6.1)

Таблица 3.6.1

Миграционные связи Архангельской области с территориями

собственного экономического района (значения КИМСов)

Субъекты Федерации	1966-1969гг.	1994-1998гг.
Вологодская область	6.41	9.54
Ленинградская область и Санкт-Петербург	1.60	3.27-2.62
Мурманская область	15.16	8.12
Новгородская область	1.71	2.55

Наиболее тесными оказались оба раза связи с Мурманской и Вологодской областями, расположенными рядом и связанные железнодорожным сообщением. Трудности, переживаемые северными районами, видимо, повлияли на величину связей между Архангельской и Мурманской областями. Но зато возросли миграционные связи с другими, принадлежащими Северо-западному экономическому району, территориями. Скорее всего трудности с передвижением (дороговизна) сократили среднее расстояние между районами выхода и вселения.

Иная картина наблюдается в другой части России –на Дальнем Востоке, где расстояния миграции, скорее всего, увеличились, так как отсюда население в большей мере выбывает в районы первоначального выхода, чем прибывает сюда. Тем не менее и здесь сохранились наиболее тесные миграционные связи между рядом расположенными районами (табл.3.6.2).

Таблица 3.6.1

Миграционные связи Приморья с территориями,

расположенными вдоль транссибирской магистрали (КИМСы)

Территории	1966-1969гг.	1994-1998г.
Хабаровский край	15.29	8.24
Амурская область	10.42	6.60
Читинская область	2.72	2.01
Бурятия	2.44	1.34
Иркутская область	1.83	1.12

Как данные за 1966-69гг., так и данные за 1994-98гг. подтвердили закономерность, состоящую в том, что по мере удаления мест вселения от районов выхода миграционные связи ослабевают и к 5-6-ой территории опускаются до единицы.

Дата добавления: 2015-12-07