Индексы рождаемости Э. Коула

Задача определения стандарта естественной рождаемости встала перед Э. Коулом в связи с реализацией в конце 1960-х гг. проекта исследования снижения рождаемости в Европе в XVIII-XX вв., известного под названием «Принстонское исследование европейской рождаемости»²³. Э. Коул в то время был директором Центра демографических исследований Принстонского университета. В распоряжении исследователей были только данные переписей европейских стран о распределении населения по полу и возрасту и о ежегодных числах родившихся. Информация о рождениях извлекалась, главным образом, из приходских записей о регистрации крещений.

Такого рода данные позволяли рассчитывать только специальные коэффициенты рождаемости, но не ее суммарные коэффициенты, поскольку данные о распределении родившихся по возрасту матери отсутствовали. Но специальные коэффициенты рождаемости, как мы помним, не полностью свободны от влияния возрастной структуры. Пытаясь разрешить эту проблему. Э. Коул разработал три индекса рождаемости, известные ныне как индексы Коула²⁴:

·индекс общей рождаемости (I_f);

·индекс брачной рождаемости (I_g);

·индекс внебрачной рождаемости (I_h).

Эти индексы измеряли реальную рождаемость в ее соотношении со стандартом естественной рождаемости. По своей природе эти индексы являются примером косвенной стандартизации показателей рождаемости. Они выражают тот уровень рождаемости (ее общего коэффициента), который бы наблюдался в реальном населении, если бы повозрастные ее показатели были бы такими, как в стандарте естественной рождаемости, в качестве какового, согласно Э. Коулу, следует брать рождаемость гуттеритов, репродуктивное поведение которых соответствует перечисленным выше критериям. Наивысшие показатели брачной рождаемости гуттеритов были зафиксированы в 1920- 1930 гг. (табл. 5.5).

Кроме того, им был предложен четвертый индекс - индекс брачной структуры (1_т), который измеряет влияние на уровень рождаемости изменений брачной структуры населения.

Индекс общей рождаемости (I_f) равен отношению наблюдаемого числа рождений к ожидаемому при условии, что реальное население имеет те же повозрастные показатели, что и стандарт естественной рождаемости:

Таблица 5.5 Стандартные коэффициенты рождаемости, %о

Возраст	Гуттериты	ГМЕР	Россия, 1998
15-19		-
20-24
25-29
30-34			33.4
35-39			11.5
40-44			2.3
45-49			0.1

Здесь В - годовое число рождений; ASFR_X - наблюдаемые повозрастные коэффициенты рождаемости; F_x - среднегодовая численность женщин возраста x;ASFR_s - повозрастные коэффициенты рождаемости стандарта (гуттеритов).

Индекс брачной рождаемости (I_g) равен отношению наблюдаемого числа рождений в браке к ожидаемому при условии, что реальное население имеет те же повозрастные показатели брачной рождаемости, что и стандарт естественной рождаемости:

где B_g - годовое наблюдаемое число брачных рождений (B_g = ASFR_g_gF_x); ASFR_g - наблюдаемые повозрастные коэффициенты брачной рождаемости; _gF_x - численность женщин возраста х, состоящих в браке; ASFR_S - повозрастные коэффициенты рождаемости стандарта (гуттеритов).

Индекс внебрачной рождаемости (I_h) равен отношению наблюдаемого числа рождений вне брака к ожидаемому при условии, что реальное население имеет повозрастные показатели внебрачной рождаемости, равные стандарту естественной рождаемости:

где B_h - годовое наблюдаемое число внебрачных рождений (B_h =  ASFR_h-_hF_x); ASFR_h - наблюдаемые повозрастные коэффициенты внебрачной рождаемости; _hF_x - численность женщин возраста х, не состоящих в браке; ASFR_s - повозрастные коэффициенты рождаемости стандарта (гуттеритов1

Индекс брачной структуры равен отношению ожидаемого числа брачных рождений к ожидаемому числу всех рождений:

Это выражение можно представить иначе

где _g_x - доля женщин возрастах, состоящих в браке, равная _g F_x/F_x

Иначе говоря, индекс брачной структуры равен средневзвешенной доле женщин репродуктивного возраста, состоящих в браке, причем весами выступают повозрастные коэффициенты стандарта естественной рождаемости. Это позволяет легко рассчитывать индекс I_m, зная лишь повозрастные доли замужних женщин.

Если же внебрачная рождаемость отсутствует, т. е. I_h = 0, то это соотношение равно:

Поскольку Б = B_g + B_h и F_x = _gF_x + _hF_x, индексы рождаемости связаны между собой следующим соотношением:

В табл. 5.6 приведен пример расчета индексов Коула для населения России (1994 г.). Как видно из таблицы, население России использует максимальный потенциал рождаемости менее, чем на 10%.

Гипотетический минимум естественной рождаемости Российский демограф В.А. Борисов, разрабатывая свой вариант нормативного подхода, исходил из того, что использовать рождаемость гуттеритов в качестве стандарта естественной рождаемости методологически неправильно из-за уникальности этого субнаселения. По его мнению, таким стандартом может быть только стандарт, разработанный на основе математической модели репродуктивного процесса, так как только в этом случае можно «использовать массовые фактические данные». По мнению В.А. Борисова, более правильно определять не максимум, а минимум естественной рождаемости, чтобы быть уверенным, что уровень естественной брачной рождаемости не опустится ниже этого минимума в нормальных санитарных условиях. Поэтому в упомянутой математической модели надо брать такие значения ее параметров, которые находились бы в пределах санитарной нормы и были бы в ее пределах наименее благоприятными.

Таблица 5.6

Иллюстративный пример расчета индексов Коула для населения России, 1994 г.

Возраст	Стандарт естественной рождаемости (гуттери-ты), на 1 женщину	Численность женщин, всего (тысяч)	Доля женщин, состоящих в браке	Ожидаемое число всех рождений, (тысяч)	Ожидаемое число рождений в браке, (тысяч)	Ожидаемое число внебрачных рождений (тысяч)	Расчёт индекса брачной структуры
			4.	5 = (2)*(З)	6 = (3)*(2)*(4)	7 = (5)-(6)	8 = (2)*(4)
15-19	0,3		0,138				0,0414
20-24	0,55		0,565				0,31075
25-29	0,502		0,751				0,377002
30-34	0,447		0,798				0,356706
35-39	0,406		0,796				0,323176
40-44	0,222		0,77				0,17094
45-49	0,061		0,737				0,044957
всего	2,488						1,624931
Родилось в 1994 г.
Индекс общей рождаемости	0,104
Индекс брачной рождаемости	0,090
Индекс внебрачной рождаемости	0,065
Индекс брачной структуры	0,653

Исходя из этих предпосылок, В.А. Борисов производит расчет показателя брачной рождаемости для возраста 20- 24 года. В результате он получил значение повозрастного коэффициента рождаемости для этого возраста, равное 400%о. Для более старших возрастов он отступил от моделирования репродуктивного процесса, применив, подобно Л. Анри, усреднение показателей повозрастной рождаемости для 8 реальных населений, у которых величина ASFR_{20 24} достоверно превышает 400%о, нормализацию ASFR для более старших возрастов относительно возраста 20-24 года, а также преобразование модельного значения ASFR_{20 24} в повозрастные показатели рождаемости с помощью этих коэффициентов нормализации²⁵.

В результате этой многоступенчатой процедуры В.А. Борисов получил свой стандарт естественной рождаемости, названный им «гипотетическим минимумом естественной рождаемости», или ГМЕР (табл. 5.7). По мнению В.А. Борисова, повозрастная рождаемость не может быть ниже этих значений, если отсутствуют какие-либо экстремальные обстоятельства.

Относительно внебрачной рождаемости и в возрастах моложе 20 лет и старше 49 лет, В.А. Борисов полагал, что «наиболее верным представляется оставить фактическое число неизменным (т. е. считать, что число родившихся вне брака и у матерей моложе 20 лет и старше 49 лет в условиях естественной рождаемости было бы таким же, каким оно и есть фактически)»²⁶.

Затем, используя показатели повозрастной рождаемости стандарта и фактические данные о возрастной структуре женщин репродуктивного возраста, рассчитываются ожидаемые значения абсолютного числа рождений и общего коэффициента рождаемости, которые сопоставляются с фактическими. Разница между ожидаемыми и фактическими значениями характеризует степень реализации ГМЕР, масштабы распространенности среди населения намеренного ограничения рождаемости, роль поведенческой компоненты рождаемости и вклад репродуктивного поведения в ее уровень²⁷.

Таблица 5.7

Общие коэффициенты рождаемости (ОКР), гипотетический минимум естественной рождаемости (ГМЕР) и степень реализации ГМЕР в России²⁸

Годы	Общий коэффициент рождаемости	ГМЕР	ОКР/ГМЕР • -100%
Все население
1958-1959	23,9	49,2	48,6
1969-1970	14,4	46,1	30,6
1978-1979	15,9	47,6	33,4
1988-1989	15,3	48,7	31,4
1993-1994	9,5	45,5	20,9
Городское население
1958-1959	20,9	53,9	38,8
1969-1970	14,5	51,0	28,4
1978-1979	15,8	50,7	31,2
1988-1989	14,7	50,2	29,3
1993-1994	8,7	46,2	18,8
Сельское население
1958-1959	26,2	44,0	61,8
1969-1970	14,3	40,5	35,3
1978-1979	16,0	40,3	39,7
1988-1989	17,0	44,8	38,0
1993-1994	11,2	43,6	25,7

Коэффициент ГМЕР одним числом характеризует брачно-возрастную структуру населения с точки зрения социально-биологического потенциала рождаемости. Увеличение или уменьшение величины коэффициента ГМЕР свидетельствует соответственно об улучшении или ухудшении брачно-возрастной структуры населения. Отношение же фактического общего коэффициента рождаемости к коэффициенту ГМЕР того же населения (а лучше, точнее: отношение фактического числа родившихся к гипотетическому) позволяет получить приближенное, но достаточно близкое к реальности представление о степени реализации потенциала рождаемости.

Борисов В.А., Синельников А.Б, Брачность и рождаемость в России: демографический анализ. М., 1995. С. 80-81.

На графике 5.2 приведены кривые, характеризующие повозрастную рождаемость гуттеритов, стандарт ГМЕР В.А. Борисова и фактическую рождаемость населения России в 1998 г. Используя коэффициенты ГМЕР, можно с помощью специальных

График 5.2

Стандарты естественной рождаемости и фактическая повозрастная рождаемость населения России в 1998 году

индексов* количественно оценить вклад в изменения рождаемости как поведенческих (степень реализации ГМЕР, т. е. распространенность внутрисемейного ограничения рождаемости), так и структурных (возрастного и брачного состава) компонентов (табл. 5.8).

Данные таблицы ярко характеризуют решающую роль репродуктивного поведения в динамике общего коэффициента рождаемости в России во второй половине XX в.

Обращает на себя внимание наличие двух периодов, когда роль внутрисемейного ограничения числа детей была особенно сильной, - 1958-1970 и 1989-1994 гг. В обоих случаях резкое падение рождаемости, имевшее место в эти годы, практически полностью объясняется именно действием фактора репродуктивного поведения - массовым переходом к модели соответственно двухдетной и однодетной семьи.

Таблица 5.8

Факторная структура изменений общего коэффициента рождаемости в России в период между переписями населения (1959-1994, в % к его величине на начало каждого периода)²⁹

Годы	Изменение общего коэффициента рождаемости за период	В том числе за счет изменения
		возрастной структуры женского репродуктивного контингента	уровня брачного состояния женщин	степени внутрисемейного намеренного ограничения рождаемости
Все население
1958-1970	-39,8	-15,4	13,0	-37,4
1970-1979	10,4	1,1	0,1	9,2
1970-1989	-3,7	1,4	1,0	-6,1
1989-1994	-37,9	-4,1	-2,3	-31,5
Городское население
1958-1970	-30,6	-14,2	10,3	-26,7
1970-1979	9,0	0,0	-0,6	9,6
1970-1989	-7,0	-2,0	1,0	-6,0
1989-1994	-40,8	-3,0	-4,6	-33,2
Сельское население
1958-1970	-46,4	-23,1	19,3	-43,6
1970-1979	11,9	-3,2	2,8	12,3
1970-1989	6,3	8,4	2,1	-4,2
1989-1994	-34,1	0,8	-3,4	-31,5

Эти данные также свидетельствуют о том, что некоторый подъем рождаемости, происходивший в первой половине 80-х гг., был на самом деле статистическим артефактом: роль репродуктивного поведения в динамике общего коэффициента рождаемости по-прежнему была негативной. Переход к модели однодетной семьи продолжался. Правда, в те годы и власти, и некоторые демографы предпочитали не замечать этого, радуясь «неплохому», как выразился один из тогдашних руководителей КПСС и правительства СССР, «социально-демографическому эффекту» мер материальной поддержки семей, введенных в жизнь в начале 80-х годов. Впрочем, и в 60-е гг. власти и многие специалисты предпочитали не обращать внимания на падение рождаемости, полагая или делая вид, что оно является временным явлением, отражающим трудности развития нашей страны в первые послевоенные годы.

Методологически подобное отношение к тогдашней динамике рождаемости можно объяснить приверженностью к концепции так называемой «прямой связи» между уровнем жизни и рождаемостью, незнанием или непониманием подлинных механизмов детерминации рождаемости и репродуктивного поведения, отсутствием внимания и интереса к социологическим проблемам демографических изменений.

Дата добавления: 2015-10-24