Россия, все население, 1995 г.

 

Возрастные группы (лет)	Доля родившихся определенной очередности и возрастные коэффициенты рождаемости	В том числе по очередности рождения
первым	вторым	третьим	четвертым	пятым и более
15—19	1,000	0,938	0,060	0,002	0,000	0,000
Fl5— 19	45,6	42,8	2,7	0,1	—	—
20—24	1,000	0,742	0,226	0,027	0,004	0,001
F20— 24	113,5	84,2	25,7	3,1	0,4	0,1
25—29	1,000	0,376	0,474	0,110	0,028	0,012
F25— 29	67,2	25,3	31,8	7,4	1,9	0,8
30—34	1,000	0,232	0,448	0,199	0,069	0,052
F34— 34	29,7	6,9	13,3	5,9	2,0	1,6
35—39	1,000	0,210	0,321	0,238	0,106	0,125
F35— 39	10,7	2,2	3,4	2,6	1,2	1,3
40—44	1,000	0,198	0,223	0,220	0,126	0,233
F40—44	2,2	0,4	0,5	0,5	0,3	0,5
45—49	1,000	0,117	0,158	0,223	0,142	0,360
F45—49	0,1	—	—	—	—	0,1
СКР	1,345	0,809	0,387	0,098	0,029	0,022

 

В качестве примера в таблице 5.7 приводится расчет суммарных коэффициентов рождаемости, дифференцированных по очередности рождения, в России за 1995 г.

Как демографический метод оценки состояния и динамики рождаемости, структурирование суммарного коэффициента рождаемости по очередности рождения имеет еще одно очень важное и даже уникальное достоинство. Оно связано с информацией, которую дают суммарные коэффициенты рождаемо­сти первых детей.

В реальных поколениях коэффициент рождаемости первенцев не может, естественно, превышать 1,0 (невозможно родить более одного первен­ца в одноплодных родах). Более того, этот показатель не может достигнуть даже и 1,0, потому что часть браков остаются бесплодными. Практически в реальных поколениях величина суммарного коэффициента рождаемости первенцев колеблется, в зависимости от уровня бесплодия, в пределах между 0,90 и 0,95.

В условных же поколениях величина суммарного коэффициента рождаемости первенцев может отклоняться от 0,90 — 0,95 в любую сторону, и именно эти отклонения несут в себе важную информацию о причинах изменения рождаемости. Так, превышение величины коэффициента над 0,95 свидетельствует о структурных сдвигах в календаре рождений первенцев, об аккумуляции рождений первенцев у нескольких смежных реальных поколений женщин в одном календарном периоде (или году) за счет повыше­ния брачности, снижения среднего возраста вступления женщин в брак, со­кращения интервалов между вступлением в брак — или началом брачных отношений — и рождением первенца.

Если же, напротив, величина суммарного коэффициента рождаемости первенцев отклоняется от 0,90 в меньшую сторону, то это свидетельствует о противоположных сдвигах в тайминге (календаре) рождений, его «растяжении» вследствие снижения уровня брачности, роста среднего возраста вступления женщин в брак, откладывания рождений первенцев и т.п.

Рассмотрим для примера динамику суммарных коэффициентов рождае­мости, дифференцированных по очередности рождения детей у матери в Рос­сии за десятилетие с 1985 по 1996 г. (таблица 5.8). Возможно, для учебника период в 10 лет длинноват, но я просто пользуюсь случаем опубликовать эти данные, поскольку, к сожалению, кроме меня этим методом в России никто больше пока не пользуется, неизвестно почему. За рубежом этот метод более популярен, чем у нас. В Демографических ежегодниках ООН периодически публикуются возрастные коэффициенты рождаемости по очередности рож­дения, по которым легко рассчитать суммарные коэффициенты рождаемости по очередности рождения — правда, итоговые суммарные коэффициенты рождаемости, дифференцированные по очередности рождения, также не публикуются. Вероятно, поэтому они мало кому известны.

Таблица 5.8

Динамика суммарного коэффициента рождаемости в России,

Дифференцированного по очередности рождения детей у матери, 1985— 1995 гг.

 

Годы	Суммарный коэффициент рождае­мости, всего	В том числе по очередности рождения
первыми	вторыми	третьими	чет­вертыми	пятыми и более

Все население

1985—1986	2,111	0,897	0,803	0,233	0,063	0,115
1986—1987	2,194	0,970	0,841	0,256	0,068	0,059
	2,218	0,979	0,850	0,261	0,069	0,059
	2,124	0,987	0,781	0,236	0,064	0,056
	2,007	0,991	0,704	0,203	0,058	0,051
	1,888	0,987	0,624	0,179	0,040	0,046
	1,733	0,952	0,539	0,155	0,087
	1,552	0,896	0,456	0,127	0,040	0,033
	1,386	0,828	0,399	0,103	0,031	0,025
	1,385	0,838	0,396	0,099	0,029	0,023
	1,345	0,809	0,387	0,098	0,029	0,022
	1,281	0,764	0,373	0,095	0,028	0,021

Городское население

1985—1986	1,875	0,924	0,727	0,167	0,034	0,023
1986—1987	1,955	0,943	0,766	0,184	0,036	0,026
	1,980	0,955	0,774	0,189	0,038	0,024
	1,899	0,965	0,706	0,167	0,036	0,025
	1,827	0,977	0,650	0,144	0,032	0,024
	1,702	0,968	0,563	0,123	0,027	0,022
	1,541	0,926	0,470	0,101	0,044
	1,363	0,861	0,383	0,082	0,021	0,016
	1,215	0,797	0,327	0,065	0,015	0,011
	1,243	0,823	0,332	0,063	0,015	0,010
	1,207	0,797	0,326	0,061	0,014	0,009
	1,158	0,758	0,317	0,061	0,014	0,008

Сельское население

1985—1986	3,004	1,068	1,078	0,490	0,179	0,189
1986—1987	3,108	1,053	1,126	0,541	0,196	0,192
	3,132	1,053	1,133	0,556	0,198	0,192
	2,998	1,055	1,061	0,517	0,186	0,179
	2,630	1,046	0,879	0,405	0,147	0,153
	2,526	1,062	0,826	0,368	0,136	0,134
	2,384	1,046	0,770	0,332	0,236
	2,176	1,008	0,699	0,273	0,102	0,094
	1,935	0,922	0,631	0,228	0,082	0,072
	1,842	0,890	0,600	0,215	0,074	0,063
	1,789	0,849	0,591	0,215	0,074	0,060
	1,677	0,777	0,564	0,206	0,073	0,057

 

В то время как общая величина суммарного коэффициента рождаемости после 1987 г. начала снижаться, коэффициент рождаемости первенцев про­должал расти до 1989 г. (с 1985 по 1989 г. он увеличился с 0,897 до 0,991, что говорит о его завышенной величине, т.е. об аккумуляции рождений в реаль­ных поколениях женщин). Обращает на себя внимание тот факт, что у сель­ского населения коэффициент рождаемости первенцев вплоть до 1992 г. пре­вышал 1,0. Еще удивительнее, что и коэффициент рождаемости вторых детей у сельского населения до 1988 г. включительно также превышал 1,0. Это сви­детельство очень мощных пертурбаций в динамике брачности и рождаемо­сти сельского населения России (как, впрочем, и в других бывших союзных республиках СССР, особенно в Средней Азии). Затем начался длительный период падения и общей величины суммарного коэффициента рождаемости и аналогичного коэффициента рождаемости первенцев, который сократился к 1996 г. до величины 0,764. Такая величина коэффициента свидетельствует, что началось массовое откладывание рождения первенцев, чего раньше ни­когда не было. Причем можно отметить, что этот процесс начался в городах на год раньше, нежели в сельских поселениях, и к 1996 г. суммарный коэффи­циент рождаемости первенцев в городских поселениях сократился до 0,758, в то время как в сельских — до 0,777 (таблица 5.8). Это говорит о значительном откладывании рождений первенцев и у сельского населения и вообще о широком распространении внутрисемейного регулирования рождаемости у все­го населения страны.

В то же время коэффициенты старших очередностей рождения скитались в течение всего рассматриваемого десятилетия фактически без каких-либо колебаний. Именно они демонстрируют истинную динамику рож­даемости, будучи мало подверженными влиянию структурных факторов,

5.13. Индекс гипотетического минимума естественной рождаемости (ГМЕР)

При изучении причин, определяющих состояние и динамику уровня рождаемости, демографы издавна стремились разграничить факторы структуры и факторы поведения людей и семей в их совокупном влиянии на уровень рождаемости. В мировой демографии известны несколько методов такого разграничения. Все они так или иначе базируются на использовании концеп­ции естественной рождаемости, предложенной в 1961 г. французским демо­графом Луи Анри. Естественная рождаемость — такая рождаемость, уро­вень которой обусловлен лишь физиологическими и структурными факторами, т.е. состоянием плодовитости и структурой населения по полу, возрасту и брачному состоянию, при полном отсутствии намеренного ограничения рождаемости с помощью противозачаточных средств и абортов[81]. Естественная рождаемость существует вполне реально в любом населении (независимо от распространенности мер внутрисемейного ограничения пло­довитости) в виде некоторого социально-биологического потенциала, который реализуется лишь частично в зависимости от социально-экономических, культурных, психологических и других факторов, оказывающих влияние на формирование и удовлетворение потребности людей в числе детей. Конечно, в современных населениях с широким распространением практики внутрисемейного ограничения числа детей в семье уровень естественной рождаемо­сти может быть определен только гипотетически. Тем не менее измерение та­кого гипотетического уровня социально-биологического потенциала представляется важным и даже необходимым именно для того, чтобы, срав­нивая фактический уровень рождаемости с его социально-биологическим по­тенциалом, конкретным для каждого реального населения, иметь представ­ление о масштабах распространенности среди населения методов намеренного (волевого) внутрисемейного ограничения плодовитости, о роли поведенческого фактора рождаемости.

В отличие от зарубежных работ, в которых делаются попытки определить максимум естественной рождаемости, в методе, разработанном мною в 1971 г. и предлагаемом ниже, определяется гипотетический минимум естественной рождаемости (далее сокращенно ГМЕР), т.е. такой уро­вень рождаемости, ниже которого она не может опуститься без влияния ка­ких-либо обстоятельств негативного свойства (пониженная плодовитость значительной части населения страны, высокая доля супругов, живущих раздельно долгое время, и т. п.). На основе специально разработанной математической модели и данных о параметрах человеческой плодовитости автором были определены минимальные коэффициенты брачной естественной рождаемости, которые затем использовались при расчетах конкрет­ных показателей ГМЕР для любого реального населения и конкретного времени. Эти коэффициенты очерчивают границу, ниже которой уровень брачной рождаемости может опуститься под влиянием только четырех факторов: 1) недоучета числа родившихся, 2) высокой доли бесплодных браков, 3) высокой доли раздельно живущих супругов, 4) намеренного ограничения рождаемости в браке. Уже одно это, т.е. сведение огромного количества факторов, воздействующих на рождаемость, всего к четырем, делает метод полезным.

Таблица 5.9