Изучение рождаемости индексным методом

На изменение уровня рождаемости влияют многие разнонаправленные факторы, и на практике очень тяжело учесть влияние всех факторов одновременно. Возникает необходимость прибегать к абстракции, т.е. учитывать атияние одних факторов при условии отсутствия влияния других. В демографической статистике это позволяет сделать индексный метод. Индексные модели строятся на основе взаимосвязей основных показателей рождаемости.

Рассмотрим изменение общего коэффициента рождаемости с помощью индексного метода и выявим роль каждого из факторов, определивших динамику уровня рождаемости. Как уже отмечалось выше, величина общего коэффициента рождаемости зависит не только от интенсивности процесса деторождения, но и в значительной степени от половозрастной структуры населения. Чем выше доля женщин репродуктивного возраста в населении, тем соответственно и выше,

при прочих равных условиях, общий коэффициент рождаемости. Другими словами, даже если наблюдалось снижение фактического уровня рождаемости, величина общего коэффициента рождаемости может увеличиться, если доля женщин детородного возраста в населении возросла. Это соотношение можно представить в виде следующей формулы:

Обозначим показатели в начале изучаемого периода подстрочным индексом 0, а в конце периода — индексом 1. Знак А будет означать изменение (прирост или снижение) того иного показателя. Изменение величины общего коэффициента рождаемости на рассматриваемый период времени от 0 до 1 будет следующим:

Это выражение позволяет получить следующую индексную систему:

где левая часть равенства Jп — индекс переменного состава — выражает относительное изменение величины общего коэффициента рождаемости в целом; правая часть неравенства выражает факторы этого изменения: JF — индекс постоянного состава характеризует изменение общего коэффициента рождаемости под влиянием изменения специального коэффициента рождаемости, т.е. собственно самой рождаемости. ^ — индекс структурных сдвигов отражает динамику общего коэффициента рождаемости под влиянием изменения доли женщин репродуктивного возраста в населении.

Для нахождения абсолютного влияния отдельных факторов необходимо из числителя соответствующего индекса вычесть его знаменатель:

• абсолютное влияние динамики специального коэффициента рождаемости:

• абсолютное влияние изменения доли женщин репродуктивного возраста в численности всего населения:

• абсолютное влияние изменения двух факторов в целом:

Данные для примера получения картины динамики общего коэффициента рождаемости с учетом указанных факторов приведены в табл. 4.14.

Таблица 4.14

Данные для разложения изменения общего коэффициента рождаемости по факторам

Показатель

Условное

Год

обозначение

1994

2004

Численность родившихся, млн чел.

N

1,4

1,5

Численность женщин — всего, млн чел.

W

78,8

76,9

в том числе репродуктивного возраста

ЙЛ5-49

37,8

39,8

Численность всего населения, млн чел.

S

148,4

143,8

Специальный коэффициент рождаемости,

F

37,6

37,7

Удельный вес женщин в общей численности населения

4

0,531

0,535

Удельный вес женщин репродуктивного возраста:

в численности женского населения

dw

Ч5-49

0,478

0,518

в общей численности населения

4

'MS-49

0,254

0,277

Общий коэффициент рождаемости,

п

9,5

10,4

Как видно из табл. 4.14, общий коэффициент рождаемости в целом за 1994—2004 гг. увеличился на 0,9%о,или на 9,5%:

Для того чтобы ответить на вопрос, за счет чего произошло это увеличение, проведем расчет структуры динамики общего коэффициента рождаемости:

Рассмотрим полученные результаты расчетов. Если бы в 2004 г. доля женщин репродуктивного возраста в населении осталась на уровне 1994 г., то общий коэффициент рождаемости возрос бы за счет увеличения специального коэффициента (т.е. собственно интенсивности рождаемости) на 0,03%© и составил бы в 2004 г. 9,53%о (9,5%© + 0,03%©). В то же время если бы специальный коэффициент рождаемости остаз- ся на уровне 1994 г., то в результате увеличения доли женщин в возрасте 15—49 лет в общей численности населения общий коэффициент вырос бы на 0,87%© и составил бы 10,37%© (9,5%© + 0,87%©). Под воздействием двух факторов одновременно общий коэффициент рождаемости вырос на 0,9%© (0,03%© + 0,87%©).

Указанные факторы связаны с общим коэффициентом рождаемости не только как абсолютные величины, но и как относительные показатели динамики. Ниже приводится расчет индексов структурных изменений общего коэффициента рождаемости в России за 1994— 2004 гг.:

Произведение индексов факторов, оказывающих влияние на динамику общего коэффициента рождаемости, должно равняться индексу динамики общего коэффициента, но в нашем примере произведение слегка разнится с индексом из-за многочисленных округлений. В этом случае относительную разницу следует разбить по каждому отклонению пропорционально его величине:

В итоге получаем скорректированные значения компонентов динамики общего коэффициента:

Окончательные выводы можно сделать следующие: в целом за 1994—2004 гг. общий коэффициент рождаемости вырос на 9,5% (или на 0,9%*>). При этом за счет действительного роста рождаемости общий коэффициент увеличился бы на 0,3% (или на 0,03%о). Однако за счет повышения процентной доли женщин репродуктивного возраста в общей численности населения общий коэффициент рождаемости увеличился бы на 9,2% (или 0,87%о). Таким образом, несмотря на то что за рассматриваемый период общий коэффициент рождаемости и вырос, его увеличение было следствием в основном только структурного фактора, а не собственно увеличением уровня рождаемости в действительности.

Добавив к рассмотренной индексной модели выражение доли женщин репродуктивного возраста в населении в виде произведения доли женщин репродуктивного возраста в женском населении и доли всех женщин в общей численности населения, получим новую взаимосвязь, где общий коэффициент рождаемости выступает как функция трех переменных:

где */{? — доля женщин репродуктивного возраста в женском населении;

4 — доля женщин в общей численности населения.

Сама же индексная модель в этом случае будет выглядеть следующим образом:

где индекс переменного состава У„ отражает изменение общего коэффициента рождаемости под воздействием всех факторов в целом; первый индекс в правой части соотношения — (индекс постоянного состава — JF определяет изменение общего коэффициента рождаемости под воздействием динамики специального коэффициента рождаемости; второй индекс — ~ ин_

деке структурных сдвигов 1-го порядка характеризует воздействие изменения удельного веса женщин репродуктивного возраста в общей численности женшин на динамику общего коэффициента рождаемости; третий индекс — Ak(.V) индекс структурных сдвигов 2-го порядка, напротив, выражает изменение общего коэффициента рождаемости за счет изменения только половой структуры населения.

При включении факторов в такие индексные модели следует учитывать, что произведение каждой последовательной пары факторов должно иметь реатьный демографический смысл, причем вначале необходимо включать качественный фактор, а затем — количественный. В данном конкретном случае результатом произведения специального коэффициента рождаемости и доли женщин репродуктивного возраста в женском населении служит относительная величина, характеризующая уровень рождаемости по отношения ко всем женщинам. Умножая эту величину на долю женщин в населении, в результате получим общий коэффициент рождаемости.

Расчет абсолютного влияния отдельных факторов на изменение общего коэффициента рождаемости аналогичен расчету в предыдущей индексной модели (из числителя соответствующий дроби вычитается ее знаменатель):

• абсолютное влияние динамики специального коэффициента рождаемости:

• абсолютное влияние изменения доли женщин репродуктивного возраста в численности женского населения:

• абсолютное влияние изменения удельного веса женщин в численности населения в целом

• абсолютное влияние изменения трех факторов в целом

Рассмотрим на примере данных из табл. 4.14, как изменился общий коэффициент рождаемости за период 1994—2004 гг. под влиянием трех составляющих: одного качественного фактора — специального коэффициента рождаемости и двух структурных факторов — доли женщин в возрасте 15—49 лет в общей численности женщин и доли женщин.

В приведенных результатах расчетов индексов влияния отдельных факторов на общий коэффициент рождаемости некоторые несопоставимости, вызванные округлением и невысокой точностью расчетов, уже устранены, а значения индексов скорректированы:

Понятно, что результат влияния снижения интенсивности рождаемости в России на общий коэффициент должен быть тем же, что и при двухфакторном разложении. Другими словами, если бы общий коэффициент рождаемости зависел только от специ&тьного коэффициента, то в 2004 г. общий уровень рождаемости увеличился бы по сравнению с 1994 г. на 0,3% (или 0,03%с>) и составил бы 9,53%с.

Однако увеличение доли женщин в возрасте 15—49 лет в численности женщин населении повысило этот уровень на 8,4% (или 0,8%с). Помимо этого за рассматриваемый период увеличилась и доля женщин в населении страны, что поатияло на общий коэффициент рождаемости положительно и увеличило его еще на 0,7% (или 0,07%«):

В целом разложение прироста общего коэффициента рождаемости потрем факторам подтверждает выводы, сделанные на основе предыдущей двухфакторной модели. Увеличение коэффициента обусловлено в основном изменением структуры населения, вто время как собственно рождаемость на самом деле выросла незначительно. Разложение же повышения по структурным факторам показывает, что повышение общего коэффициента рождаемости за рассматриваемый период было, в основном, следствием улучшения возрастной структуры женщин

(увеличения доли женщин репродуктивного возраста в численности женщин). Увеличение удельного веса женщин в общей численности населения также повлияло на повышение общего коэффициента рождаемости, хотя и не так существенно.

Кроме рассмотренных факторов в индексные модели можно включать и другие факторы, имеющие взаимосвязь с общим коэффициентом рождаемости, такие, например, как брачное состояние населения, плодовитость населения репродуктивного возраста, доля матерей в численности женщин репродуктивного возраста, половозрастной состав населения, пропорции полов в наиболее продуктивных с позиции деторождения возрастных группах. Аналогичным образом с помощью индексного метода можно изучать и динамику других показателей рождаемости.

Специальный коэффициент рождаемости, рассмотренный ранее, зависит от многих факторов, в том числе и от возрастной структуры женского населения репродуктивного периода. Рассчитывается этот коэффициент как средняя арифметическая из возрастных коэффициентов рождаемости, взвешенных по долям женщин соответствующих возрастных групп в составе женского репродуктивного контингента (15—49 лет):

где d* — доля женщин определенного возраста в общей численности женского населения в возрасте 15—49 лет.

Динамика специального коэффициента рождаемости будет зависеть от изменения возрастных показателей рождаемости и изменения возрастной структуры женщин, степень влияния которых можно определить при помощи системы взаимосвязанных индексов переменного состава, постоянного состава и структурных сдвигов. Методика их расчета будет следующей:

• индекс переменного состава:

• индекс постоянного состава:

• индекс структурных сдвигов:

Такой же результат можно получить, используя в качестве весов долю женщин определенной возрастной группы:

В данной системе индексов сокращаются, так как

(доли женщин соответствующих возрастов в женском репродуктивном контингенте берутся при расчете в долях единицы).

Первый индекс J(F) отражает изменение специального коэффициента рождаемости в целом. Индекс постоянного состава J(FX) характеризует изменение специального коэффициента рождаемости за счет изменения возрастных коэффициентов рождаемости при условии постоянства возрастной структуры женщин репродуктивного возраста. Индекс структурных сдвигов Jd%) показывает силу воздействия на специальный коэффициент рождаемости изменения структуры женского репродуктивного контингента.

Даже при условии неизменности повозрастной рождаемости специальный коэффициент рождаемости может возрасти или снизиться в результате изменения (повышения, либо наоборот, снижения) удельного возраста женщин тех возрастов, в которых уровень рождаемости наиболее высок (20—29 лет). Чтобы найти абсолютное влияние перечисленных факторов, надо из числителя дроби вычесть ее знаменатель.

Так, показывает, на сколько промилле

изменится специальный коэффициент рождаемости за счет изменения возрастных коэффициентов рождаемости.

Для примера в табл. 4.15 приводится расчет индексов изменения специального коэффициента рождаемости в России за 13 лет, прошедшие между переписями 1989 и 2002 гг.

Таблица 4.15

Возрастные коэффициенты рождаемости и структура женщин ренродуктииного возраста Российской Федерации но данным переписей населения

Возрастная

группа,

лет

1989 г.

2002 г.

численность

женщин

родилось детей на 1000 жен- шин данного возраста

F*

численность

женщин

родилось детей на 1000 жен- щин данного возраста

млн

чел.

*Ко

%

к итогу

Aw

“аО

млн

чел.

%

к итогу

“х0

15-19

4,8

13,3

52,5

6,3

15,7

27,4

20-24

4,8

13,3

163,9

5,7

14,2

95,7

25-29

6,2

17,1

103,1

5,3

13,2

75,1

30-34

6,4

17,7

54,6

4,9

12,3

41,7

35-39

5,9

16,3

22,0

5,2

13,0

14,7

40-44

3,9

10,8

5,0

6,5

16,4

2,6

45-49

4,2

11,5

0,2

6,1

15,2

0,1

Итого

36,2

100,0

59,8

40.0

100,0

35,2

Как видно из данных табл. 4.15, за рассматриваемый период в России произошло очень существенное снижение специального коэффициента рождаемости, величина которого в 2002 г. составила лишь 58,9% от уровня 1989 г. (35,2: 59,8 х 100). Даже без специальных расчетов при беглом взгляде на возрастные коэффициенты рождаемости можно с уверенностью утверждать, что на отрицательную динамику специального коэффициента оказ&то нем&юе ашяние снижение интенсивности рождаемости во всех без исключения возрастных группах. Но кроме этого на снижение специального коэффициента рождаемости определенное атияние оказало и изменение структуры рождающих контингентов.

Для того чтобы выявить степень влияния изменения этой структуры, а также динамику специального коэффициента при предположении о неизменности возрастной структуры женского репродуктивного контингента, применим систему индексов, изложенную выше. Для проведения расчетов построим вспомогательную табл. 4.16.

Таблица 4.16

Расчет индексе» динамики специального коэффициента рождаемости в Российской Федераци в 1989—2002 гг.

Возрастная группа, лет

FxXW*

Fx0lVxo

г

F dW rx№*x

15-19

173

4,30

252

6,90

331

8,20

20-24

546

13,60

786

21,70

934

23,30

25-29

398

9,90

639

17,60

546

13,60

30-34

204

5,10

349

9,60

268

6,70

35-39

76

1,90

129

3,50

114

2,80

40-44

17

0,40

19

0,50

33

0.80

45-49

1

0,02

1

0,02

1

0,03

Итого

1 415

35,22

2 175

59,82

2 227

55,43

Подставляя полученные результаты в нашу индексную модель, получим следующее:

Таким образом, индекс изменения специального коэффициента рождаемости за счет изменения возрастных коэффициентов рождаемости показывает: при условии постоянства возрастной структуры женского репродуктивного населения на протяжении рассматриваемого периода специальный коэффициент рождаемости снизился бы за этот период за счет понижения именно рождаемости на 36,5% (100,0% — 63,5%), или на 20,2%с.

Тот же самый результат получается, если в качестве весов используются доли женщин соответствующих возрастов в общей численности репродуктивного контингента d":

Изменение специального коэффициента рождаемости за счет изменения только возрастной структуры женщин 15—49 лет выражает индекс структурных сдвигов:

Этот результат совпадает с тем, к которому можно прийти, используя в качестве весов удельные веса женщин определенного возраста:

Как видно из табл. 4.16, в 2002 г. по сравнению с 1989 г. отмечалось некоторое повышение удельного веса возрастной группы женщин с наибольшим уровнем рождаемости (20—24 года), что должно было положительно повлиять на динамику специального коэффициента рождаемости. Однако более существенное уменьшение доли женщин в возрасте 25—29 лет и 30—34 лет в составе репродуктивных контингентов, уровень рождаемости среди которых также достаточно значим, привело к снижению специального коэффициента на 7,3% (100,0% — 92,7%), или на 4,4%©. Таким образом, и влияние структурного фактора также отрицательно сказалось на динамике специального коэффициента рождаемости за рассматриваемый период.

В целом за 1989—2002 гг. специальный коэффициент рождаемости сократился на 41,1% (100,0% — 58,9%), или на 24,6%©:

Разложение общей величины снижения специального коэффициента рождаемости на факторы показывает, что основным в снижении уровня рождаемости было все-таки сокращение непосредственно самой рождаемости, хотя и структурный фактор также способствовал снижению уровня рождаемости. Единственным положительным моментом в этой ситуации было увеличение к 2002 г. общей численности женщин детородных возрастов на 3,8 млн (40,0 млн человек — 36,2 млн человек), что позволило хотя бы в малой степени компенсировать снижение абсолютного числа рождений в стране.

Область применения индексного метода в изучении рождаемости перечисленными выше примерами не ограничивается. Выбор и применение конкретной индексной модели зависит от цели и задач исследования. Индексы могут выступать и как показатели динамики, и как показатели сравнения (различных территорий или групп населения), и как инструмент для анализа. При всей полезности использования индексного метода нужно учесть, что возможности его широкого применения для углубленного анализа рождаемости оказываются ограниченными из-за отсутствия необходимой информации.

 
Посмотреть оригинал
< Пред   СОДЕРЖАНИЕ   ОРИГИНАЛ   След >