Введение в демографию (1114609), страница 48
Текст из файла (страница 48)
главу 6). В качестве стандартной возрастнойструктуры здесь принимается равномерное возрастное распределение.21349СКР = 5 ⋅ ∑ Fx ,15где FX — повозрастные коэффициенты рождаемости женщин в возрастеот 15 до 49 лет по пятилетним группам.Данный показатель, рассчитанный с использованием повозрастныхкоэффициентов по пятилетним группам для всех женщин России за 1996 г.,составил 1280,5 (см.
табл. 9.1.).Это означает, что в расчете на одну женщину в возрасте от 15 до 49 лет в 1996 г. рождалось 1,28 ребенка, иначе1281 детей на 1000 женщин указанного возраста.Таким образом, если исходить из данных табл. 9.1., можно сказать, чтоСКР равен сумме возрастных коэффициентов рождаемости во всех возрастных интервалах или кумулятивному (накопленному) коэффициенту рождаемости к концу репродуктивного периода.С точки зрения демографического анализа, однако, принципиально важно другое толкование суммарного коэффициента, а именно толкование в терминах гипотетической когорты (гипотетического поколения). Представим себе когорту женщин, в которой отсутствуют каксмертность, так и миграция. Примем общее предположение, что на протяжении всей жизни этой когорты рождаемость сохраняется в точности такой же, как рождаемость данного календарного года. Уточнимдалее это общее предположение, допустив, что число детей, рожденных женщинами когорты в каждом одногодичном возрастном интервале, рассчитанное в отношении к численности когорты (в терминологиидемографического анализа: приведенное число рождений), совпадаетс соответствующим возрастным коэффициентом рождаемости данногокалендарного года.
Тогда среднее число детей, рожденных женщинойкогорты в течение всей ее жизни, составит суммарный коэффициентрождаемости данного календарного года.Подчеркнем принципиальное обстоятельство. Суммарный коэффициент рождаемости календарного года определяется как среднеечисло детей на женщину гипотетической когорты (точно также как онбыл бы определен и для реальной когорты). Это определение вовсене предполагает, что приравнивание рождаемости гипотетической когорты к рождаемости календарного года должно непременно осуществляться в терминах приведенных чисел рождений и возрастных коэффициентов.
Последнее лишь устанавливает конкретный методрасчета в рамках данного общего определения. Возможны (и широкоприменяются на практике) и другие методы расчета, столь же полносоответствующие общему определению СКР.Обыкновенный суммарный коэффициент рождаемости, т.е. СКРоснованный на возрастных коэффициентах, оказался наиболее часто214применяемым из всех когда-либо предложенных показателей рождаемости. Процитируем известного английского демографа У. Брасса:«простота, удобство и пропаганда привели к широкому признанию этогопоказателя, который был и продолжает оставаться стандартомна протяжении около пятидесяти лет».Наряду с общим суммарным коэффициентом рождаемости частовычисляют СКР для женщин, состоящих и не состоящих в браке, а также для каждой очередности рождения, отдельно суммируя возрастныекоэффициенты данной очередности рождения (числителем которых служит годовое число рождений данной очередности у женщин определенной возрастной группы, а знаменателем — среднегодовая численностьэтой группы без разделения по числу уже рожденных детей)1.
СуммаСКР по всем очередностям рождения совпадает с общим СКР.В периоды быстрых изменений СКР, основанного на возрастныхкоэффициентах, с особой остротой встает вопрос, насколько точно такиеизменения отражают фактические тенденции текущей рождаемости.9.3.4.
Специальная таблица рождаемостиПути решения данного вопроса до сих пор видятся по-разному. Одна группа ученых предлагала сосредоточить исследования на продольном анализе рождаемости, т.е. описании ее в терминах реальных когорт как единственном методе получить неискаженную картину действительности.
Ведущийамериканский демограф Н. Райдер внес наибольший вклад в концептуализцию этого направления и разработку необходимого математического аппарата.Признавая первичность продольного анализа, другие демографыпредлагали, соответственно усовершенствовать главную теоретическуюконструкцию поперечного анализа — гипотетическую когорту, — уподобив ее реальной когорте в большей степени, чем это достигалось по методувозрастных коэффициентов.
В середине 1950-х гг. были выдвинуты двесовершенно различные (и даже формально несопоставимые) теоретическиесхемы. Одна из них, введенная известным американским демографомП. Уэлптоном, свелась к модели, названной впоследствии специальной таблицей рождаемости (применяют также термин таблица рождаемостипо очередности рождений). Другая, принадлежащая Л. Анри, была более революционной.
Было предложено вообще отказаться от описания зависимости рождаемости от возраста (и, следовательно, отказаться от возрастныхкоэффициентов), введя вместо этого зависимость от времени, истекшегос момента рождения ребенка предыдущей очередности, т.е. зависимость1Подробнее см., напр., Wunsh, Termote (1978, P. 146–148); Вишневский (1986, C. 53–54).215от длины интергенетического интервала (интервала между рождениями).Лишь несколько лет назад в статье французских демографов была формальновведена модель, объединяющая обе схемы.Специальная таблица рождаемости подробно изложена в статьеЛ.Е.
Дарского (первым в России построил такие таблицы), помещенной в Энциклопедическом словаре «Народонаселение» (C. 512–515) ив ряде учебных пособий1. Формально, специальная таблица рождаемостипредставляет собой частный случай так называемой мультистатусной таблицы, модели значительно более сложной, чем обычная таблица.Это и понятно, так как специальная таблица отражает последовательность переходов между демографическими состояниями (от данного числа детей к следующему), в то время как в случае смертности имеет местотолько один (безвозвратный) переход.Математически более сложная, в сравнении с расчетом возрастных коэффициентов рождаемости, специальная таблица требуетдля построения и несравненно большего объема данных, как правило, в форме индивидуальных записей (т.е.
микроданных), доступныхтолько из текущих регистров населения, микропереиисей, или ретроспективных обследований рождаемости. Ее главное преимуществосостоит в точности расчета показателей рождаемости гипотетического поколения. Пусть, например, требуется рассчитать суммарный коэффициентрождаемости. Он определен как среднее число детей, рожденных женщиной когорты в течение всей ее жизни. Но только в случае реальной когортыон может быть рассчитан непосредственно. В случае гипотетической когорты, соответствующей некоторому календарному году, необходимы дополнительные предпосылки, устанавливающие конкретный метод расчета.Как правило, принимается, что рождаемость женщин гипотетической когорты, обладающих определенными демографическими характеристиками(возрастом, числом уже рожденных детей, состоянием в браке, длиной текущего (открытого) интергетического интервала и т.п.), совпадаетс рождаемостью тех женщин данного населения, которые обладают такими же самыми характеристиками.
Все зависит от того, какие именно характеристики учтены.В методе возрастных коэффициентов это только возраст. Специальная таблица рождаемости обеспечивает также и учет числа уже рожденных детей. Таким образом, СКР, рассчитанный по специальнойтаблице, в большей мере устраняет влияние на гипотетическую когорту характеристик населения сложившихся под влиянием демографиче1Более современное и технически более точное описание дано в статье Barkalov, Dorbritz, 1996, P.
463–473. См. также Андреев, Баркалов, 1999.216ских процессов прошлых лет, и в этом смысле он более точен. Однакокак обыкновенный СКР, так и СКР специальной таблицы измеряют однуи ту же демографическую величину: среднее число детей, рожденныхженщиной когорты в течение всей ее жизни, разнясь лишь методом расчета. Если рождаемость меняется быстро, уточнение метода расчетаиногда оказывается очень существенным, в корне изменяя выводы поперечного анализа рождаемости1.9.3.5.
Вероятности увеличения семьиУровень рождаемости обычно измеряется числом демографическихсобытий (здесь: числом рожденных детей) в расчете на одну женщину,происшедших на протяжении всей жизни поколения (реальной илигипотетической когорты) безотносительно того, когда именнов течение жизни эти события произошли.Показателем такого типа служит суммарный коэффициент рождаемости (вне зависимости от метода его исчисления) Но это неединственный такой показатель. При наличии данных интереснеерассмотреть полное распределение женщин когорты по итоговомучислу детей, чем просто среднее этого распределения, т.е.
СКР. Напрактике изучают два показателя (на рис. 9.2 изображены примерыобоих): частоту распределения по итоговому числу детей и (значительно чаше) так называемую вероятность рождения следующегоребенка (или вероятность увеличения семьи). Последняя определяется как вероятность того, что женщина, которая только что родиларебенка некоторой очередности, родит когда-либо в будущем, покрайней мере, еще одного ребенка. Смысл, вкладываемый в эту формулировку, в точности такой же, что и в отнесении показателя продолжительности предстоящей жизни к новорожденному, т.е. к только что рожденному человеку, которому еще предстоит пройти черезвсе годы жизни.
Аналогично, вероятность рождения первого ребенкаотносят к женщинам, вступающим в репродуктивный возраст, вероятность рождения второго ребенка — к женщинам, только что родившим первого, т.е. вступающим в новое демографическое состояние, заключающееся в наличие одного ребенка и т.д.Обратим внимание на три методологически важных обстоятельства. Во-первых, вероятности рождения следующего ребенка характеризуют лишь итоговое количество детей, не предоставляя никакой1В статье Е.М.
Андреева и Н.Б. Баркалова (1999) приведены оценки СКР России,рассчитанного по специальной таблице рождаемости в сравнениис обыкновенным СКР.217Рисунок 9.2Источник: Giorgi, 1993: Genus 49 (3–4). P. 185, расчеты Н.Б. Баркаловапо микроданным DHS.218информации о том, когда именно в течение жизни женщинами эти детибыли (или будут) рождены (такие показатели называются показателямиквантума рождаемости, см. вставку 9.4).
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
