Возрастные коэффициенты смертности (число смертей

на 1000 человек) в России в 1991-1998 гг. [11, с.309].

Возрастные группы	1991	1994	1998	1994/1991(%)
Мужчины
15-19	1,7	2,1	1,9	123
20-24	2,7	4,0	4,1	148
25-29	3,5	5,5	4.6	157
30-34	4,5	7,7	5,8	171
35-39	5,9	10,6	7,5	180
40-44	8,0	15,2	10,2	190
45-49	11,6	20,8	14,4	179
50-54	16,5	29,1	19,5	176
55-59	23,3	36,2	28,6	155
60-64	34,6	51,0	38,1	136
65-69	47,3	64,2	55,3	136
70 и старше	104,0	121,4	97,0	116
Женщины
15-19	0,7	0,8	0,8	114
20-24	0,7	1,0	1,0	143
25-29	0,9	1,3	1,2	143
30-34	1,1	1,8	1,5	164
35-39	1,6	2,7	2,0	169
40-44	2,5	4,2	2,8	168
45-49	3,8	6,2	4,4	163
50-54	5,5	9,0	6,4	163
55-59	8,6	12,3	10,0	143
60-64	13,6	18,4	14,5	135
65-69	22,0	27,1	24,1	123
70 и старше	78,1	89,6	77,5	115

 

     Как же авторы [9] пытаются его опровергнуть? Во-первых, они пользуются не возрастными коэффициентами смертности, а данными об общем чисел умерших [9, с.86], пытаясь скрыть потери от «реформ» среди всех умерших, число которых монотонно возрастает в соответствии с общим постарением населения. Во вторых, они анализируют совместно два последовательных процесса – снижение смертности в 1985-1987 гг. в результате антиалкогольной компании и повышение смертности в 1991-1994 гг. вследствие «реформ». Они показывают, что мужские поколения, родившиеся между 1945 г. и 1984 г., и женские поколения, родившиеся между 1945 и 1974 г. (т.е. основные рабочие возраста), от совместного действия этих дух процессов проиграли, остальные (дети и пожилые люди) несколько выиграли [9, с.87]. Это говорит только о том, что положительный эффект антиалкогольной компании оказался перекрыт потерями населения в первые годы «реформ», но не может привести к выводу об отрицании этих потерь.

     Из двух указанных ошибок первая является основной. Нельзя рассматривать только общую смертность. Анализ возрастных коэффициентов – основа изучения демографических процессов. Как отмечено в начале пункта, попытки непосредственно анализировать сводные характеристики порождают ошибки.

     Рождаемость. При изучении рождаемости необходимо, во-первых, знать численность женских контингентов (поколений) различных возрастов, во-вторых, иметь возрастные коэффициенты рождаемости, например, число рождений на 1000 женщин соответствующего возраста.

     Как и при изучении смертности, возможны два подхода к моделированию процесса рождаемости. В первом из них прослеживается судьба женской части поколения. Пусть N ₁(t ₀) – численность поколения (число девочек, родившихся в год t ₀). Число женщин, доживших до k лет, обозначим N ₁(t ₀) p ₂(k).(Обратите внимание, что вероятности p ₂(k) имеют иной смысл, чем коэффициенты p ₁(k) при рассмотрении смертности. Они являются аналогом функции распределения, а не плотности.) Число детей, рожденных женщинами этого поколения в k -й год, обозначим α (k) N ₁(t ₀) p ₂(k)  . Здесь  - возрастной коэффициент рождаемости.

     Во втором подходе возрастные коэффициенты рождаемости для всех поколений принимаются равными, причем равными тем, которые имеютсячто имеют быть в последний рассматриваемый год (подробнее этот подход расписан выше при обсуждении сводных характеристик смертности). Пусть , k = 1,2,…, - соответствующие возрастные коэффициенты рождаемости, p ₃(k)- доли женщин, доживших до k лет (на анализируемый год). Пусть случайная величина Y – число детей, рожденных одной конкретной женщиной. Основная сводная характеристика рождаемости – коэффициент суммарной рождаемости, т.е. среднее число рожденных детей на одну женщину, т.е.

     В табл.3.3 приведены коэффициенты суммарной рождаемости по годам с разбивкой на городских и сельских жителей [9,с.40,44]. Очевидно, в перспективе (в следующем поколении через 20-30 лет) население будет расти, если в среднем на одну женщину приходится более двух детей, и уменьшаться, если менее двух. Если коэффициент суммарной рождаемости около 2,0, то ситуация является пограничной и неустойчивой.

 

Таблица 3.3