Pertumbuhan penduduk dan reproduksi ditentukan oleh perbandingan antara jumlah kelahiran dan kematian, atau dengan kata lain, antara angka kelahiran dan kematian. Kata “alami” sebagaimana disebutkan sebelumnya, dalam hal ini bersifat kondisional, dimaksudkan untuk menunjukkan secara tepat hubungan antara kesuburan dan kematian, berbeda dengan perubahan jumlah penduduk akibat proses migrasi. Ada persamaan dan interaksi antara pertumbuhan penduduk dan reproduksi. Namun ada perbedaan yang signifikan antara konsep-konsep ini. Secara khusus, populasi mungkin terus bertambah dalam jangka waktu yang lama, sementara reproduksi populasi telah menyempit (yaitu, setiap generasi berikutnya secara numerik lebih kecil dibandingkan generasi sebelumnya). Situasi ini dijelaskan oleh fakta bahwa struktur umur mempunyai potensi pertumbuhan demografis.
Sebaliknya, populasi dapat terus menurun bahkan di bawah rezim reproduksi yang diperluas (jika bagian dari bagian reproduksi dari populasi menjadi terlalu kecil dibandingkan dengan bagian dari penduduk lanjut usia. Maka jumlah kelahiran, bahkan pada tingkat yang sangat rendah, akan meningkat. angka kelahiran yang tinggi, tidak akan mampu mengkompensasi banyaknya angka kematian). Hal ini dijelaskan oleh potensi pertumbuhan penduduk yang sama dengan struktur umur penduduk, namun bertanda negatif (dalam arti aljabar).

7.1. Tingkat umum peningkatan alami
Pertumbuhan penduduk (atau pertumbuhan, yang sebenarnya sama saja) dicirikan oleh sejumlah indikator, yang paling sederhana adalah koefisien umum pertambahan alami, yang telah diketahui dari Bab 4. Izinkan saya mengingatkan Anda bahwa koefisien ini adalah rasio besarnya pertumbuhan penduduk alami dengan jumlah rata-ratanya (paling sering rata-rata tahunan). Izinkan saya juga mengingatkan Anda bahwa peningkatan alami adalah selisih antara jumlah kelahiran dan kematian dalam periode waktu yang sama (biasanya satu tahun kalender) atau selisih antara angka kelahiran dan kematian kasar.
Tarif kenaikan alami memiliki kelebihan dan kekurangan yang sama dengan tarif umum lainnya. Kelemahan utamanya adalah ketergantungan nilai koefisien dan dinamikanya pada karakteristik struktur umur penduduk dan perubahannya. Perlu dicatat bahwa ketergantungan koefisien kenaikan alami pada struktur umur bahkan jauh lebih signifikan dibandingkan koefisien umum lainnya. Angka ini seolah-olah berlipat ganda karena pengaruh simultan struktur umur terhadap tingkat kesuburan dan kematian dalam arah yang berlawanan. Faktanya, katakanlah, pada populasi yang relatif muda, dengan proporsi penduduk muda berusia 20 hingga 35 tahun yang tinggi (saat anak pertama dan kedua lahir, yang saat ini kemungkinan kelahirannya masih cukup tinggi, dan kemungkinan kematian). pada usia-usia ini, sebaliknya, kecil), bahkan dengan tingkat kesuburan yang sedang, jumlah kelahiran yang relatif tinggi akan terjadi (karena banyaknya jumlah dan proporsi pasangan menikah muda dalam total populasi) dan pada saat yang sama waktu - untuk alasan yang sama, karena struktur usia muda - jumlah kematian yang relatif lebih kecil. Oleh karena itu, perbedaan antara jumlah kelahiran dan kematian akan semakin besar, yaitu. peningkatan alami dan laju peningkatan alami. Sebaliknya, dengan penurunan angka kelahiran dan sebagai akibat dari penurunan ini - struktur usia penuaan - jumlah kematian akan meningkat (sementara angka kematian pada setiap kelompok umur mungkin tetap tidak berubah atau bahkan menurun), dan pada akhirnya terjadi secara alami. pertumbuhan populasi dan laju peningkatan alami akan menurun. Hal terakhir inilah yang terjadi di negara kita, serta di negara-negara maju secara ekonomi lainnya dengan tingkat kelahiran yang rendah.
Ketergantungan nilai koefisien umum kenaikan alami pada struktur umur penduduk harus diperhitungkan dalam analisis komparatif ketika membandingkan koefisien tersebut untuk negara atau wilayah dengan populasi yang berbeda satu sama lain dalam sifat perkembangan demografinya. dan, oleh karena itu, sifat struktur umur mereka.
Salah satu cara untuk menghilangkan kekurangan tersebut dan membawa koefisien kenaikan alami yang dibandingkan ke bentuk yang sebanding adalah dengan metode indeks dan metode standarisasi koefisien umum yang sudah diketahui pembaca. Ruang lingkup buku teks ini tidak memungkinkan kita untuk mempertimbangkan metode-metode ini di sini (tetapi metode-metode tersebut dapat ditemukan dalam buku referensi statistik dan literatur ilmiah lainnya).
Cara lain untuk meningkatkan kualitas pengukuran tingkat dinamika populasi adalah dengan beralih dari peningkatan alami ke penghitungan indikator reproduksi populasi. Keuntungan dari indikator-indikator ini terletak pada independensinya dari struktur penduduk, terutama dari jenis kelamin dan usia.

Metode standarisasi tingkat pertumbuhan alami dibahas secara khusus, khususnya dalam artikel: Borisov V.A. Standarisasi laju pertumbuhan penduduk alami // Faktor demografi dan standar hidup. /Ed. D.L. Broker dan I.K. Belyaevsky. - M., 1973.S.376-379.

7.2. Indikator reproduksi populasi
Ada beberapa indikator tersebut, dua di antaranya adalah laju reproduksi penduduk bruto dan neto. Berbeda dengan laju pertambahan alami, indikator-indikator ini mencirikan perubahan jumlah penduduk bukan dalam satu tahun, melainkan dalam kurun waktu tertentu di mana generasi orang tua digantikan oleh generasi anak-anaknya. Karena pergantian generasi dicirikan oleh rasio tingkat kesuburan dan kematian, dan tingkat kematian berbeda secara signifikan antara laki-laki dan perempuan, tingkat reproduksi populasi dihitung secara terpisah untuk setiap jenis kelamin, lebih sering untuk perempuan. Biasanya, migrasi eksternal penduduk tidak diperhitungkan, mis. apa yang disebut populasi tertutup (dengan syarat tidak tunduk pada migrasi eksternal) dipertimbangkan.
Tingkat reproduksi populasi bruto dihitung dengan cara yang sama seperti tingkat kesuburan total, tetapi tidak seperti tingkat kesuburan total, hanya anak perempuan yang diperhitungkan dalam perhitungan. Dalam bentuk rumus, perhitungannya dapat direpresentasikan sebagai berikut:
(7.2.1)
Di mana R1 - tingkat reproduksi penduduk bruto; TFR - tingkat kesuburan total; d adalah proporsi anak perempuan di antara bayi baru lahir.
Jadi, angka reproduksi penduduk bruto menunjukkan jumlah anak perempuan yang rata-rata dilahirkan oleh seorang perempuan sepanjang hidupnya. Diasumsikan bahwa tidak ada perempuan dan anak perempuan mereka yang meninggal sampai akhir masa reproduksi kehidupan (dengan syarat - sampai dengan 50 tahun). Tentu saja, asumsi tidak adanya angka kematian terlalu tidak realistis sehingga angka kotor tidak berguna untuk digunakan dalam pekerjaan analitis. Memang, dalam beberapa tahun terakhir indikator ini sebenarnya sudah tidak digunakan. Jika kita memperhitungkan pengaruh angka kematian terhadap derajat reproduksi penduduk, maka kita beralih ke koefisien populasi bersih. Itu dihitung menggunakan rumus berikut:
(7.2.2)
Di mana R0 - Fx - FLx- jumlah perempuan yang masih hidup dari tabel kematian, yang berfungsi sebagai penyesuaian angka kematian (atau kelangsungan hidup sampai usia tertentu, yang dalam hal ini adalah sama); aku0 - “akar” dari tabel kematian, sama dengan 100.000 atau 10.000, bergantung pada digitnya; d adalah proporsi anak perempuan di antara bayi baru lahir; P - panjang interval usia (biasanya 1 atau 5).
Secara tradisional, koefisien dihitung rata-rata per wanita, sehingga rumusnya mengandung pengali sebesar 0,001. Tapi kita bisa menghitung rata-rata per 1000 wanita. Hal ini, sekali lagi, seperti halnya nama-nama indikator reproduksi populasi, merupakan masalah pilihan yang sewenang-wenang oleh pengguna.
Tingkat penggantian bersih penduduk mencirikan penggantian generasi ibu dengan generasi anak perempuannya, namun sering diartikan sebagai indikator pergantian generasi pada seluruh penduduk (kedua jenis kelamin secara bersamaan). Jika koefisien ini sama dengan 1,0, berarti rasio tingkat kesuburan dan kematian menjamin reproduksi sederhana penduduk dalam jangka waktu yang sama dengan usia rata-rata ibu saat melahirkan anak perempuan. Usia rata-rata ini sedikit berbeda secara proporsional dengan tinggi angka kelahiran, berkisar antara 25 dan 30 tahun. Jika koefisien bersihnya lebih atau kurang dari 1,0, ini berarti reproduksi populasi diperluas (generasi anak secara numerik lebih besar daripada generasi orang tua) atau menyempit (generasi anak, dengan mempertimbangkan kelangsungan hidup mereka hingga usia rata-rata mereka). orang tua, secara numerik lebih kecil dari orang tua).
Usia rata-rata ibu pada saat kelahiran anak perempuan (lebih tepatnya, pada saat kelahiran anak perempuan, yang, pada gilirannya, hidup setidaknya sesuai dengan usia ibu mereka pada saat kelahirannya. Namun kondisi ini terlalu lama untuk diungkapkan sehingga hampir semua orang, bahkan pakar yang paling ketat sekalipun, menghilangkannya ), disebut juga panjang generasi perempuan, kira-kira dihitung dengan rumus:
(7.2.3)
Di mana T - lamanya generasi perempuan (usia rata-rata ibu saat melahirkan anak perempuan); Fx - tingkat kesuburan berdasarkan usia; FLx - jumlah perempuan yang masih hidup dari tabel kematian; d adalah proporsi anak perempuan di antara bayi baru lahir; X - usia pada awal interval usia; P- panjang interval usia dalam tahun.
Karena pada rumus di atas merupakan indikator panjang interval umur (P) dan proporsi anak perempuan di antara bayi baru lahir (d) dimasukkan dalam pembilang dan penyebut pecahan, mereka jelas dapat dikurangi. Namun dalam praktiknya ternyata hal tersebut tidak perlu (jumlah kolom pada tabel perhitungan bertambah secara tidak perlu).
Sangat mudah untuk melihat bahwa penyebut rumus di atas memuat ekspresi laju reproduksi bersih suatu populasi, dan secara umum rumus tersebut menyatakan rata-rata aritmatika dari usia rata-rata untuk setiap interval usia lima tahun, yang ditimbang dengan proporsi dari bayi perempuan yang baru lahir hidup sampai usia ibu mereka pada saat kelahiran mereka.
Contoh penghitungan tingkat reproduksi bersih penduduk perempuan Rusia pada tahun 1996 dan usia rata-rata ibu saat melahirkan anak perempuan diberikan pada Tabel 7.1.
Mari kita perhatikan algoritma perhitungan secara bertahap:
1) angka kelahiran menurut usia ditulis dari Buku Tahunan Demografi Rusia (M., 1997, hal. 215) di kolom 1 Tabel 7.1, dan diubah dari ppm menjadi pecahan satuan (dengan membagi masing-masing dengan 1000 );
2) mengalikan masing-masing angka kelahiran menurut usia dengan jumlah anak perempuan di antara bayi baru lahir (dengan asumsi sama di semua kelompok umur ibu), kita memperoleh angka kelahiran menurut usia untuk anak perempuan, yang dicatat di kolom 2;
3) menurut tabel kematian penduduk Rusia tahun 1996 (Lihat Buku Tahunan Demografi Rusia. M., 1997. P. 250), jumlah orang yang hidup pada setiap kelompok umur ditentukan sebagai rata-rata aritmatika dari dua angka yang berdekatan yang masih hidup, yaitu:

Di mana FLx- jumlah perempuan yang hidup, dihitung dari tabel kematian; lx Dan akux+5- jumlah orang yang hidup sampai usia X Dan x+5 dari tabel kematian yang sama.
Jumlah orang hidup yang diperoleh dengan cara ini dibagi dengan akar tabel kematian aku 0 (dalam hal ini sama dengan 100000) dan dimasukkan pada kolom 3 tabel 7.1;
5) angka kelahiran menurut usia anak perempuan dari kolom 2 dikalikan baris demi baris dengan jumlah perempuan yang masih hidup dari kolom 3 (yaitu, dengan cara ini kelangsungan hidup mereka disesuaikan dengan usia ibu saat mereka melahirkan. kepada putri-putri ini). Hasil perkaliannya dicatat pada kolom 4;
6) indikator pada kolom 1, 2, dan 4 dijumlahkan secara vertikal, dan jumlahnya dikalikan 5 (dengan lamanya interval usia). Hasilnya, diperoleh total angka kelahiran pada kolom 1 TFR = 1,2805, atau dibulatkan 1,281; di kolom 2 laju reproduksi penduduk bruto sama dengan 0,625, dan di kolom 4 - laju reproduksi penduduk bersih R0 = 0,60535, atau dibulatkan menjadi 0,605.
Tentu saja, menarik untuk membandingkan hasil yang diperoleh dengan publikasi resmi Komite Statistik Negara Rusia, yang dihitung paling akurat berdasarkan koefisien usia satu tahun. Ternyata total tingkat kesuburan yang kami hitung untuk Rusia pada tahun 1996 sama persis dengan nilai yang dihitung oleh Komite Statistik Negara Rusia - 1,281. Nilai koefisien bersihnya berbeda dengan perhitungan Goskomstat hanya sebesar 0,002. Perbedaan ini bisa dianggap tidak signifikan.
Mari kita kembali ke Tabel 7.1 dan sekarang tentukan usia rata-rata ibu saat melahirkan anak perempuan - lamanya generasi perempuan. Untuk melakukan ini, Anda perlu:
7) kalikan data pada kolom 4 baris demi baris dengan indikator umur di tengah-tengah selang umur lima tahun (pada kolom 5), dan tuliskan hasil perkaliannya pada kolom 6. Setelah menjumlahkan hasil perkaliannya dan mengalikan dijumlahkan dengan 5, kita memperoleh pembilang pecahan (15,1237), membaginya dengan tingkat reproduksi populasi bersih (0,60535), kita memperoleh indikator panjang generasi perempuan di Rusia pada tahun 1996 sama dengan 24,98 tahun (atau dibulatkan - 25 tahun).
Laju reproduksi populasi bersih memungkinkan untuk menilai keadaan rezim reproduksi populasi yang sebenarnya ada pada waktu tertentu (rasio angka kelahiran dan kematian dalam abstraksinya dari dampak struktur umur-jenis kelamin penduduk) dari sudut pandang kemungkinan pengembangan lebih lanjut. Hal ini tidak mencirikan situasi demografis saat ini, namun keadaan akhirnya di masa depan jika rezim reproduksi tertentu tetap tidak berubah. Dengan kata lain, koefisien bersih adalah alat untuk menilai situasi dan memperkirakan tren masa depan.

Tabel 7.1

Perhitungan tingkat reproduksi populasi bersih

Rusia pada tahun 1996 dan usia rata-rata ibu di
kelahiran anak perempuan

Kelompok umur (bertahun-tahun)	Fx/ 1000	Gr. 1x x 0,488		(gr. 2 x gr. 3)	x + 0,5N	(x + 0,5p) X

Berdasarkan koefisien bersih dan lamanya generasi perempuan, disebut tingkat sebenarnya dari pertumbuhan populasi alami, yang mencirikan pertumbuhan penduduk setiap tahun, tetapi, seperti koefisien bersih, tidak bergantung pada karakteristik struktur umur penduduk. Laju pertumbuhan penduduk alami yang sebenarnya kira-kira ditentukan oleh rumus yang dikemukakan oleh ahli demografi Amerika Ansley Cole pada tahun 1955:
(7.2.4)
Di mana R - tingkat pertumbuhan penduduk alami yang sebenarnya; R0 - tingkat reproduksi populasi bersih; T - lamanya generasi perempuan (usia rata-rata ibu saat melahirkan anak perempuan).
Sebagai contoh, mari kita tentukan koefisien ini untuk Rusia pada tahun 1996 berdasarkan Tabel 7.1.
-(dikurangi) 20,1‰.
Tingkat aktual pertumbuhan populasi alami di Rusia pada tahun 1996 adalah -5,3‰. Dari sini kita dapat melihat peran apa yang terus dimainkan oleh struktur usia kita dalam pertumbuhan populasi kita dan seberapa besar penurunan populasi kita setiap tahun ketika struktur usia akhirnya kehilangan potensinya untuk pertumbuhan demografis.
Pada tahun 1996, metode yang menarik dan sederhana untuk menilai reproduksi populasi diusulkan oleh ahli demografi Rusia V.N. Arkhangelsk. Metodenya terdiri dari menentukan tingkat kelahiran hipotetis yang diperlukan untuk memastikannya nol pertumbuhan penduduk alami dalam konteks angka kematian aktual dan struktur umur penduduk sebenarnya. Angka kelahiran hipotetis dalam hal ini dinyatakan dengan angka kesuburan total.
Metode yang diusulkan lebih mudah untuk didemonstrasikan dengan contoh spesifik. Sebagaimana diketahui, peningkatan alami adalah nol jika jumlah kelahiran dan kematian sama (dan, dengan demikian, angka kelahiran dan kematian secara keseluruhan) sama. Pada tahun 1996, angka kematian keseluruhan di Rusia adalah 14,2. Konsekuensinya, untuk memastikan pertumbuhan nol, tingkat kesuburan total harus sama, yakni 14.2. Padahal, nilainya pada tahun 1996 yang sama hanya 8,9 atau 1,6 kali lebih kecil. Karena struktur umur dalam hal ini diterima sebagaimana adanya, ternyata agar angka kesuburan total sama dengan angka kematian total, maka perlu dilakukan peningkatan angka kelahiran menurut umur dan akibatnya. , angka kesuburan total juga sebesar 1,6 kali lipat dibandingkan aktual.
Tingkat kesuburan total sebenarnya di Rusia pada tahun 1996 adalah 1.281 anak (per wanita). Dari sini kita dapat menentukan nilai angka kesuburan total, yang jika dilihat dari angka kematian saat ini dan struktur umur penduduk saat ini, dapat menjamin nol pertumbuhan penduduk di negara kita. Nilai ini seharusnya menjadi 2,05 untuk kondisi tahun 1996. Nilai yang tidak terlalu besar menunjukkan adanya pengaruh positif (untuk kondisi tahun 1996) terhadap struktur umur penduduk. Omong-omong, pengaruh positif struktur usia ini juga menunjukkan waktu yang tepat untuk mengintensifkan kebijakan demografi pronatalis (yaitu yang bertujuan untuk merangsang angka kelahiran). Efeknya dapat dicapai dengan biaya lebih rendah.
Meskipun metode yang dijelaskan oleh V.N. Arkhangelsky sangat sederhana; buku ini mengungkapkan dengan cukup baik skala tugas yang dihadapi seluruh masyarakat kita dalam mengatasi krisis demografi.

Beberapa ahli lebih suka menyebut indikator-indikator ini sebagai “tingkat reproduksi populasi kotor” dan “bersih” (bukan “kotor” dan “bersih”). Menurut saya, tidak ada alasan serius untuk memilih nama-nama indikator reproduksi. Menurut saya, ini hanya masalah selera pribadi. Nama-nama yang saya pilih tampaknya lebih disukai hanya karena mereka memiliki lebih sedikit asosiasi dengan konsep-konsep lain yang sudah dikenal.

Lihat Kebijakan keluarga dan keluarga di wilayah Pskov / Ed. N.V. Vasilyeva dan V.N. Malaikat Agung. - Pskov, 1994.hlm.180-181.

7.3. Rasio angka kelahiran
dan kematian dalam dinamika reproduksi populasi
Di kalangan pakar dalam negeri, isu peran kesuburan dan kematian terhadap reproduksi penduduk negara dalam beberapa tahun terakhir sedang ramai diperbincangkan. Masalah manakah yang lebih akut: kesuburan yang rendah atau angka kematian yang relatif tinggi? Masalah apa yang harus diselesaikan terlebih dahulu? Sementara itu, menurut saya jawaban atas pertanyaan ini tidak sulit diperoleh dengan menggunakan metode indeks yang sudah kita ketahui. Mari kita kembali lagi ke tingkat reproduksi populasi bersih. Ini adalah indikator terbaik reproduksi populasi karena ia berkembang sebagai rasio hanya dua komponen kesuburan dan kematian. Faktor lain, terutama struktur umur penduduk, tidak ada dalam rumus penghitungannya. Oleh karena itu, dengan menggunakan sistem indeks sederhana, kita dapat menunjukkan sejauh mana perubahan nilai koefisien bersih selama periode waktu tertentu disebabkan oleh perubahan angka kelahiran, dan sejauh mana perubahan tersebut disebabkan oleh perubahan angka kematian. .
Mari kita perhatikan perubahan tingkat reproduksi bersih penduduk Rusia selama periode 1986-1987. sampai dengan tahun 1996 inklusif. Pemilihan periode ini disebabkan oleh keadaan berikut. Meningkat sejak akhir tahun 1970an, rasio bersih mencapai tahun 1986-1987. maksimum (1,038), kemudian mulai menurun hingga mencapai nilai 0,603 pada tahun 1996.
Mari kita membangun sistem indeks yang mengkarakterisasi komponen perubahan tingkat reproduksi bersih penduduk Rusia untuk periode 1986-1987 hingga 1996, dengan menggunakan rumus standarnya (7.2.2).

(7.3.1)
Untuk menghitungnya, cukup menghitung satu elemen persamaan (7.3.1), yaitu koefisien bersih pada tingkat kesuburan menurut umur pada tahun 1996 dan angka kematian pada tahun 1986-1987. (yaitu, dengan asumsi angka kematian konstan pada dekade 1986-1996).
Kembali ke sistem indeks (di sisi ekstrim kanan persamaan 7.3.1), kita perhatikan bahwa indeks pertama dari dua indeks mencirikan perubahan nilai koefisien bersih karena perubahan angka kelahiran, yang kedua - karena perubahan angka kematian.
Hasil perhitungan disajikan pada Tabel 7.2. Berdasarkan hipotesis yang kami terima tentang angka kematian konstan pada tahun 1986-1987. dan angka kelahiran aktual pada tahun 1996, maka angka reproduksi populasi bersih akan menjadi 0,606 pada tahun 1996. Faktanya (yaitu, dengan angka kematian aktual pada tahun 1996) sama dengan 0,603. Dari perbedaan yang sejujurnya tidak signifikan ini, kita dapat menarik kesimpulan tentang peran peningkatan angka kematian pada dekade yang kita analisis. Tapi mari kita selesaikan perhitungan kita.

Tabel 7.2

Perhitungan tingkat reproduksi bersih

populasi Rusia pada tingkat kelahiran tahun 1996 dan
hipotesis yang berbeda tentang angka kematian

Usia kelompok (bertahun-tahun)	Usia tingkat kesuburan pada tahun 1996 Fx 1996 / 1000	Jumlah lima tahun jumlah perempuan yang masih hidup dari tabel kematian berbeda-beda rata-rata harapan hidup saat lahir		F X X FL X
		74,6 tahun (1986-1987)	80,0 tahun (tabel tipikal)	gr. IxGP. 2	gr. IxGP. 3
	R0 =

Mari kita substitusikan nilai koefisien bersih yang diketahui dan dihitung ke dalam sistem indeks (7.3.1):

Mengurangi indeks yang dihasilkan dari 1 dan mengubah hasilnya menjadi persentase, kami menentukan perubahan koefisien bersih dalam istilah struktural:
-41,9% = -41,6% - 0,5%.
Setelah penyesuaian diperoleh: -41.9% = - 41.4% - 0.5%.
Kesimpulan akhir: untuk periode kajian 1986-1996. Tingkat reproduksi bersih penduduk Rusia mengalami penurunan total sebesar 41,9%, termasuk sebesar 41,4% karena penurunan angka kelahiran dan sebesar 0,5% karena peningkatan angka kematian. Jika kita mengambil keseluruhan penurunan koefisien bersih sebesar 100%, maka 98,8% dari penurunan ini disebabkan oleh penurunan angka kelahiran dan hanya 1,2% yang disebabkan oleh peningkatan angka kematian.
Sekarang anggaplah rata-rata harapan hidup perempuan Rusia tiba-tiba meningkat hingga mencapai angka yang telah dicapai di sejumlah negara maju - hingga 80 tahun (ini adalah tingkat yang dicapai di negara-negara Skandinavia, di Prancis, dan dilampaui di Jepang. ), tetapi angka kelahiran akan tetap pada tingkat tahun 1996. Maka nilai koefisien bersihnya adalah 0,621 (kolom 5 pada tabel 7.2.), yaitu. akan meningkat hanya 3,0% dibandingkan angka sebenarnya pada tahun 1996.
Dari perhitungan sederhana ini kita dapat melihat bahwa peran angka kematian yang kurang menguntungkan di negara kita saat ini terhadap perubahan reproduksi penduduk sangatlah kecil. Dengan ini saya sama sekali tidak ingin meremehkan pentingnya perjuangan melawan kematian. Tidak, tentu saja, sosial, ekonomi, politik, dll. Pentingnya perjuangan ini tidak dapat disangkal. Namun signifikansi demografisnya ternyata dapat diabaikan. Saat ini, faktor utama yang menjadi sandaran masa depan demografis negara kita adalah angka kelahiran.

Namun jika setiap wanita usia subur rata-rata melahirkan /? anak perempuan, bukan berarti jumlah generasi anak perempuan akan berada pada /? kali lebih besar atau lebih kecil dibandingkan jumlah generasi ibu. Lagi pula, tidak semua anak perempuan ini akan hidup hingga mencapai usia ibu mereka saat dilahirkan. Dan tidak semua anak perempuan dapat bertahan hidup hingga akhir masa reproduksinya. Hal ini terutama berlaku di negara-negara dengan angka kematian yang tinggi, di mana hingga separuh bayi perempuan yang baru lahir mungkin tidak dapat bertahan hidup hingga awal masa reproduksi, seperti yang terjadi, misalnya, di Rusia sebelum Perang Dunia Pertama (Grafik 9.1). Saat ini, tentu saja hal tersebut sudah tidak ada lagi (pada tahun 2004, lebih dari 98% bayi perempuan yang baru lahir bertahan hidup hingga awal masa reproduksi), namun bagaimanapun juga, diperlukan suatu indikator yang juga memperhitungkan angka kematian. Dengan asumsi angka kematian nol hingga akhir masa reproduksi, angka reproduksi bruto penduduk akhir-akhir ini praktis tidak dipublikasikan atau digunakan.

1905 1910 1915 1920 1925 1930 1935 1940 1945 1950 1955 1960 1965 1970

Bagan 9.1

Rata-rata jumlah anak yang dilahirkan oleh seorang wanita dan bertahan hidup sampai umur 1 tahun, 10 dan 15 tahun. Rusia,

generasi perempuan 1841 - 1970 kelahiran

Sumber: Zakharov S.V. Transisi demografi dan reproduksi generasi di Rusia // Pertanyaan Statistik. 2003. No. 11. P. 4. Lihat juga: Modernisasi demografi Rusia. M.,

2006. hlm.270-278.

Indikator yang juga memperhitungkan angka kematian adalah tingkat reproduksi populasi bersih, atau sebaliknya Koefisien Böck-Kuczynski, diusulkan oleh ahli statistik dan demografi Jerman G.F.R. Böckh (Georg Fridrich Richard Böckh, 1824-1907). Kalau tidak, ini disebut tingkat reproduksi populasi bersih. Angka ini sama dengan jumlah rata-rata anak perempuan yang dilahirkan oleh seorang perempuan selama hidupnya dan bertahan hingga akhir masa reproduksinya, berdasarkan angka kelahiran dan kematian. Tingkat reproduksi populasi bersih dihitung dengan menggunakan rumus perkiraan berikut (untuk data kelompok umur lima tahun):

dimana semua notasinya sama seperti pada rumus koefisien bruto, a dan /0 masing-masing adalah jumlah penduduk yang hidup dalam selang waktu usia (x + 5) tahun dari tabel kematian perempuan, dan / 0 adalah nya akar. Pengali 1000 pada penyebut pecahan ditambahkan untuk menghitung koefisien bersih per wanita. Meskipun tampilannya agak “mengancam”, rumus ini cukup sederhana dan memungkinkan Anda menghitung tingkat reproduksi bersih suatu populasi tanpa kesulitan khusus, terutama dengan menggunakan perangkat lunak yang sesuai, misalnya spreadsheet Microsoft Office Excel. Selain itu, banyak program telah dikembangkan yang memungkinkan Anda mengurangi penghitungan koefisien bersih menjadi sekadar memasukkan data awal. Misalnya, International Program Center of the U.S. Bureau of the Census (IPC of U.S. Bureau of the Census) telah mengembangkan sistem tabel elektronik PAS (Population Spreadsheets Analysis), yang salah satunya (SP) didasarkan pada data nilai. ​​tingkat kesuburan menurut usia dan jumlah orang yang hidup dalam interval usia tersebut (x+n) tahun menghitung laju reproduksi kotor dan bersih, serta laju pertambahan alami dan lama generasi sebenarnya, yang akan dibahas di bawah.

Tabel 9.1 memberikan contoh penghitungan angka kesuburan menurut usia, angka reproduksi kotor dan bersih

Perhitungan indikator reproduksi

Mulai dari interval usia	Angka kelahiran menurut usia ( 5ASFRx)		Khusus usia koefisien kesuburan perempuan (Ax 5ASFRx)
	(per 1000 wanita,	(per 1 wanita) = gr. 2x0,001	4 = (gr. 3 x D)
Tingkat kesuburan total (TFR= 5 x Z^SFRJ
Tingkat reproduksi kotor (I « 5 x L x I ^ASFR tahun= SEBUAHx TFR)

Laju reproduksi bersih = Y P ~ 5 x D x Z ~ASFR X

Jumlah kolom 9 = Z(x+2.5) x D x 5 ASFRXx$x

Panjang generasi (usia rata-rata ibu saat melahirkan anak perempuannya)

= ((Z(x + 2,5) x L x 5 ASFR x x)/r Q

populasi Rusia pada tahun 2001

Banyaknya penduduk yang hidup dalam selang waktu (x + 5) tahun		Perhitungan tingkat reproduksi bersih	Tengah	Perhitungan panjang generasi
	6 = gr.5 /100.000 jf =(5;x)	7 = gr. 4x gram. 6 = Sebuah x b ASFR x X	(*+2,5) tahun	9 = gr.6 x gr.8 = = (*+ 2,5) xDx x 5 ASFR x x e A ^0
				15,292 790 146 691 8

populasi di mana perangkat lunak di atas tidak digunakan. Dengan menggunakan contoh ini, serta contoh serupa yang diberikan dalam buku teks oleh V.A. Borisov 1, Anda dapat dengan mudah mempelajari cara menghitung semua indikator utama reproduksi populasi. Namun, tentu saja, disarankan untuk memiliki setidaknya beberapa peralatan komputer; tentu saja yang terbaik adalah menggunakan Microsoft Office Excel.

Perhitungan dilakukan sesuai prosedur langkah demi langkah berikut:

Langkah 1. Pada kolom 2 kita masukkan nilai angka kesuburan menurut umur ( , ASFR, dalam hal ini diambil dari Buku Tahunan Demografi Rusia tahun 2001, hal.

Langkah 2. Hitung tingkat kesuburan total (TFR). Untuk angka di baris kolom 2 ini, kami membaginya dengan 1000 untuk menyatakan tingkat kesuburan spesifik usia dalam pecahan relatif 1 (dengan kata lain, kami mengurangi nilai ini menjadi 1 wanita dari generasi bersyarat). Kami memasukkan data pribadi yang diterima di kolom 3. Jumlah angka-angka ini, dikalikan 5, menghasilkan tingkat kesuburan total sebesar 1,249 (disorot tebal miring). Ini, hingga desimal ketiga, bertepatan dengan data resmi Rosstat (1.249, hal. 94).

Langkah 3. Hitung angka reproduksi bruto (/?), atau jumlah anak perempuan yang dilahirkan seorang perempuan selama hidupnya. Untuk melakukan ini, kami mengalikan data di kolom 3 baris demi baris dengan jumlah anak perempuan di antara bayi baru lahir (A ~ 0,488). Jumlah angka-angka pada kolom 4, dikalikan 5, menghasilkan laju reproduksi bruto kira-kira 0,6095. Hasil yang sama dapat diperoleh hanya dengan mengalikan angka kesuburan total dengan proporsi anak perempuan di antara bayi baru lahir (1,249 x 0,488... ~ 0,6095).

Langkah 4. Pada kolom 5 kita masukkan nilai angka-angka yang hidup pada setiap interval umur (x+ 5 tahun (X= 15, 20,..., 45) dari tabel kematian penduduk wanita Rusia tahun 2001. Membagi angka-angka ini dengan akar tabel kematian (dalam hal ini

per 100.000), kami mendapatkan sejumlah faktor koreksi -

memungkinkan untuk memperhitungkan pengaruh kematian anak perempuan. Kami memasukkan nilai-nilai ini di kolom 6.

Langkah 5. Hitung laju reproduksi bersih. Caranya, kita mengalikan data di kolom 4 baris demi baris dengan angka di kolom 6. Menjumlahkan kolom 7, kita memperoleh tingkat reproduksi bersih sebesar 0,591. Nilai ini hanya berbeda sebesar 0,003

Borisov V.A. Demografi: Buku teks untuk universitas. Ed. ke-3. M., 2003, hal.276-277. Lihat juga: Shryock H.S., Sigel J.S. Metode dan Materi Demografi / Edisi Ringkas oleh E.G. stok baik. NY; San Fransisco; London, 1969.Hal.315-316; NewellC. Metode dan Model dalam Demografi. London, 1988, hal.106-112.

Analisis Populasi dengan Mikrokomputer. Jil. II. Perangkat Lunak dan Dokumentasi. Wash., DC, November 1994. Hal.259-264. PAS versi terbaru dapat diunduh dari situs web (IPC Sensus AS): http://www.census.gov/ipc. Lihat juga: Bacaan dalam Metodologi Penelitian Populasi. Jil. 5. Model Populasi, Proyeksi dan Estimasi / Editor Proyek Bogue D.J., Arriaga E.E., dan Anderton D.L. Chicago, 1993, hlm.19-102. Dihitung dengan: Buku Tahunan Demografi Rusia 2002. M., 2002. P. 136, 165, 168.

Tingkat demografi umum- rasio jumlah peristiwa yang terjadi dalam suatu populasi dengan jumlah rata-rata populasi yang menghasilkan peristiwa tersebut pada periode yang bersangkutan.

Angka kelahiran dan kematian kasar - rasio jumlah kelahiran hidup dan jumlah kematian selama satu tahun kalender terhadap rata-rata jumlah penduduk tahunan, dalam ppm (%o).

Tingkat umum peningkatan alami- perbedaan antara angka kelahiran kasar dan angka kematian.

Tingkat pernikahan dan perceraian secara keseluruhan - rasio jumlah perkawinan dan perceraian yang tercatat selama satu tahun kalender dengan jumlah rata-rata tahunan. Dihitung per 1000 penduduk, dalam ppm (%o).

Tingkat pertumbuhan penduduk- rasio nilai absolut pertumbuhan dengan jumlah penduduk pada awal periode penghitungannya.

Tingkat pertumbuhan penduduk total- perbandingan nilai absolut pertumbuhan penduduk total selama periode waktu tertentu terhadap rata-rata penduduk.

Tingkat kesuburan berdasarkan usia- rasio jumlah kelahiran per tahun bagi perempuan pada kelompok umur tertentu dengan jumlah rata-rata tahunan perempuan pada usia tersebut (saat menghitung koefisien untuk kelompok umur sampai dengan 20 tahun, jumlah perempuan berusia 15-19 tahun tahun diambil sebagai penyebutnya.

Saat menghitung koefisien kelompok umur 15-49 tahun, pembilangnya mencakup semua kelahiran dari ibu yang berusia di bawah 15 tahun dan 50 tahun ke atas).

Tingkat Kesuburan Khusus- jumlah kelahiran rata-rata per 1000 wanita berusia 15-49 tahun.

Tingkat kesuburan total - jumlah angka kesuburan menurut usia yang dihitung untuk kelompok umur dalam rentang 15-49 tahun. Koefisien ini menunjukkan berapa banyak anak, rata-rata, yang akan dilahirkan oleh seorang wanita selama seluruh periode reproduksi (dari 15 hingga 50 tahun) jika angka kelahiran menurut usia tetap pada tingkat tahun dimana indikator tersebut dihitung.

Nilainya, berbeda dengan angka kesuburan pada umumnya, tidak bergantung pada komposisi umur penduduk dan mencirikan rata-rata angka kelahiran pada tahun kalender tertentu.

Angka kelahiran kotor menunjukkan jumlah anak perempuan
yang rata-rata akan melahirkan oleh seorang wanita sebelum masa suburnya berakhir, dengan tetap menjaga tingkat kesuburan saat ini pada setiap usia sepanjang hidupnya.

Tingkat reproduksi populasi bersih menunjukkan berapa banyak anak perempuan yang dilahirkan oleh seorang wanita selama hidupnya, rata-rata, yang akan bertahan hidup sampai usia ibu saat mereka dilahirkan, dengan mempertimbangkan tingkat kelahiran dan kematian.

Tingkat Kesuburan Pernikahan- perbandingan jumlah penduduk yang dilahirkan dalam perkawinan dengan jumlah perempuan kawin umur 15-49 tahun pada suatu jangka waktu (tahun) tertentu.

Faktor vitalitas- jumlah kelahiran per 100 kematian.

Angka kematian berdasarkan usia- dihitung sebagai rasio jumlah kematian pada usia tertentu selama satu tahun kalender dengan jumlah rata-rata tahunan orang pada usia tertentu. (Angka ini mencirikan angka kematian rata-rata di setiap kelompok umur dalam satu tahun kalender.)

Angka kematian bayi - dihitung sebagai penjumlahan dua komponen, yang pertama adalah perbandingan jumlah kematian di bawah usia satu tahun dari mereka yang lahir pada tahun yang koefisiennya dihitung dengan jumlah seluruh kelahiran pada tahun yang sama, dan komponen kedua adalah perbandingan jumlah kematian anak di bawah usia satu tahun yang lahir pada tahun sebelumnya dengan jumlah kelahiran pada tahun sebelumnya. Dihitung per 1000 kelahiran hidup, dalam ppm (%o).

Tingkat pertumbuhan populasi alami - perbandingan pertumbuhan penduduk alami terhadap rata-rata jumlah penduduk pada suatu periode tertentu atau selisih antara angka kelahiran dan angka kematian. Koefisien ini bisa positif, negatif, atau sama dengan nol. Dihitung per 1000 penduduk, dalam ppm (%o).

Tingkat pernikahan kasar (atau tingkat pernikahan) - perbandingan jumlah seluruh perkawinan yang dicatatkan pada suatu jangka waktu tertentu dengan jumlah rata-rata pada jangka waktu itu.

Tingkat pernikahan khusus- perbandingan jumlah seluruh perkawinan yang tercatat dalam jangka waktu tertentu terhadap rata-rata penduduk usia menikah (16 tahun ke atas).

Tingkat perceraian secara keseluruhan- rasio jumlah perceraian per tahun per 1000 penduduk rata-rata penduduk tahunan.

Tingkat perceraian berdasarkan usia - Rasio jumlah perceraian per tahun terhadap rata-rata penduduk usia menikah.

Tingkat perceraian khusus - dihitung dengan membagi jumlah perkawinan yang bubar per tahun dengan jumlah perkawinan yang dapat dibubarkan (yaitu dengan jumlah perkawinan yang ada).

Ukuran keluarga rata-rata- ditentukan dengan membagi jumlah anggota seluruh keluarga dengan jumlah keluarga. Nilai timbal baliknya adalah koefisien keluarga.

Proses reproduksi populasi merupakan perubahan generasi manusia yang berkelanjutan. Akibat kesuburan dan kematian, generasi orang tua selalu digantikan oleh generasi anak-anaknya. Jika generasi orang tua digantikan oleh generasi anak yang lebih banyak, maka hal ini menunjukkan reproduksi yang diperluas. Jika generasi anak relatif kecil dibandingkan generasi orang tuanya, maka dalam hal ini reproduksinya menyempit. Jika jumlah generasi orang tua dan anak bertepatan, kita berbicara tentang reproduksi sederhana.

Terkadang reproduksi populasi diidentikkan dengan pertumbuhan populasi. Namun dinamika demografi tidak hanya bergantung pada reproduksi populasi, tetapi juga pada proses migrasi. Hanya dalam kasus populasi tertutup, jika tidak ada migrasi eksternal, seperti yang terjadi di Uni Soviet, pertumbuhan demografi sepenuhnya ditentukan oleh proses reproduksi. Contoh ideal populasi tertutup adalah populasi seluruh dunia.

Kategori “reproduksi populasi” mulai beredar secara ilmiah pada awal abad ke-20. Sudah di pergantian usia 20-30an. itu secara aktif digunakan oleh para ilmuwan Soviet. Namun segera, ciri-ciri khusus muncul dalam interpretasi reproduksi populasi dalam ilmu pengetahuan dalam negeri, yang bertahan hingga hari ini. Berbeda dengan peneliti asing, ahli demografi dalam negeri lebih menekankan pada persyaratan “sosio-historis” dalam proses pergantian generasi. Apalagi pada tahun 1960-80an. Interpretasi yang lebih luas dari istilah ini telah diusulkan. Reproduksi penduduk disajikan sebagai kombinasi dari tiga bentuk pergerakan: alami (kesuburan dan kematian), spasial (migrasi) dan sosial (perubahan struktur sosial, mobilitas sosial dan profesional, dll). Beberapa ahli demografi memasukkan migrasi sebagai proses reproduksi selain kesuburan dan kematian. Namun, hampir tidak mungkin membicarakan pergantian generasi orang tua dengan generasi anak-anaknya, karena mayoritas migran mewakili penduduk wilayah lain. Ini adalah sumber dinamika demografi yang independen.

Definisi reproduksi populasi sebagai suatu proses penggantian generasi menunjukkan bahwa tindakannya harus berupa indikator “generasi” khusus. Karakteristik kuantitatif reproduksi yang paling umum, karena kesederhanaan dan ketersediaan informasi statistik, adalah pertambahan alami dan koefisien pertambahan alami.

Sejarawan Rusia M.N. Pokrovsky menggunakan indeks vitalitas untuk mengkarakterisasi proses reproduksi di Kekaisaran Rusia selama hampir satu abad, dimulai dari akhir abad ke-18. Oleh karena itu, di negara kita indikator ini disebut juga indeks Pokrovsky.

Baru-baru ini, indikator lain mulai digunakan, yang disebut koefisien depopulasi. Ini mewakili rasio jumlah kematian terhadap jumlah kelahiran. Jika koefisien ini melebihi satu, berarti terjadi depopulasi di negara tersebut, seperti di Rusia saat ini.

Baik indikator peningkatan alami maupun indeks vitalitas mengukur laju “pergerakan alami” populasi dan merupakan karakteristik umum dari pergantian generasi. Jika dalam jangka waktu tertentu jumlah kelahiran melebihi jumlah kematian, maka dapat diasumsikan bahwa generasi tua digantikan oleh generasi anak dan cucu yang lebih besar. Jika tidak, generasi yang lebih tua kemungkinan besar tidak akan mampu mereproduksi dirinya secara kuantitatif.

Laju pertumbuhan alami, seperti indikator demografi umum lainnya, dipengaruhi oleh berbagai faktor struktural, salah satunya adalah komposisi umur penduduk. Dengan demikian, penduduk muda akan mengalami peningkatan alami yang lebih tinggi dibandingkan dengan penduduk yang memiliki karakteristik mortalitas dan kesuburan spesifik umur yang sama, namun proporsi kelompok umur yang lebih tua lebih tinggi.

Ciri-ciri kuantitatif reproduksi yang paling memadai adalah indikator-indikator yang paling langsung mencerminkan proses perubahan generasi dan tidak bergantung pada struktur umur penduduk. Cara yang paling nyata untuk mengukur laju pergantian generasi adalah dengan membandingkan langsung jumlah generasi ibu dan anak perempuannya, ayah dan anak laki-lakinya, orang tua dan anak-anaknya pada usia yang kira-kira sama dengan usia rata-rata orang tua (ayah). , ibu) pada saat kelahiran anak-anaknya. Biasanya, tingkat reproduksi populasi dihitung bukan secara nyata, tetapi untuk generasi hipotetis (bersyarat). Dalam kasus terakhir, untuk menghitung tingkat reproduksi, cukup dengan mengumpulkan data tentang tingkat kesuburan dan kematian menurut usia untuk suatu periode kalender, misalnya satu tahun. Untuk memperkirakan tingkat pergantian generasi yang sebenarnya, diperlukan informasi yang sesuai untuk jangka waktu yang mencakup kehidupan generasi di atas 50 tahun - mulai dari saat kelahiran hingga saat semua perwakilan dari setiap generasi meninggalkan usia reproduksi.

Ada dua indikator penggantian generasi: tingkat reproduksi kotor dan bersih. Mereka diperkenalkan ke sirkulasi ilmiah oleh ahli demografi Jerman R. Kuczynski. Tingkat reproduksi bersih dikembangkan oleh guru Kuczynski, ahli statistik terkenal Jerman R. Beck pada tahun 1884. Namun, orang-orang sezaman tidak dapat menilai pentingnya indikator ini. Demografi berhutang budi kepada Robert Kuczynski pada tahun 1907 di Kongres Internasional Keempat Belas tentang Kebersihan Sosial dan Demografi (Berlin) tentang tingkat kesuburan total dan, kemudian, tingkat reproduksi bruto.

Tingkat kesuburan total adalah jumlah kelahiran anak dari kedua jenis kelamin yang dapat dimiliki seorang wanita dengan tetap mempertahankan tingkat kesuburan spesifik usia yang diamati. Tingkat reproduksi bruto untuk generasi bersyarat adalah jumlah rata-rata anak perempuan yang dapat dilahirkan oleh seorang perempuan, asalkan ia dapat bertahan hidup sampai akhir masa reproduksi dan mempertahankan tingkat kesuburan pada setiap usia selama masa tersebut. Sebagai indikator penggantian pembangkitan, koefisien bruto mempunyai satu kelemahan yang signifikan. Padahal, ketika menghitungnya, diasumsikan semua anak perempuan bertahan hidup hingga akhir masa reproduksi. Dengan demikian, tarif kotor mewakili kasus penggantian generasi yang ekstrem. Kekurangan ini dihilangkan dengan laju reproduksi bersih.

Dalam kaitannya dengan pergantian generasi, laju reproduksi populasi bersih (biasanya R0 atau NRR) adalah jumlah rata-rata anak perempuan yang dilahirkan seumur hidup oleh seorang perempuan yang bertahan hidup hingga akhir masa reproduksinya pada tingkat kesuburan dan kematian tertentu. Jika tersedia informasi yang tepat, koefisien bersih dan kotor juga dapat diperkirakan untuk populasi laki-laki. Faktanya, koefisien bersih mengukur tingkat penggantian generasi ibu dengan generasi anak perempuan.

Karena koefisien bersih mencakup kombinasi tingkat kesuburan dan kematian, maka koefisien ini digunakan sebagai karakteristik umum integral dari reproduksi populasi. Namun, seringkali kita menemukan interpretasi yang salah terhadap indikator ini. Tingkat reproduksi bersih yang dihitung untuk generasi hipotetis sebagai ukuran penggantian generasi ibu dengan generasi anak perempuan hanya masuk akal dalam kerangka model populasi yang stabil. Besarnya populasi tersebut bertambah (atau berkurang) sebesar R0 kali selama waktu T sama dengan rata-rata panjang generasi. Rata-rata panjang generasi T, sebagaimana disebutkan sebelumnya, dipahami sebagai interval waktu rata-rata yang memisahkan generasi orang tua dan anak-anaknya (ibu dan anak perempuan, ayah dan anak laki-laki). Untuk mendekati T, dalam prakteknya digunakan rata-rata umur ibu saat melahirkan anaknya. Jadi, pada tahun 2000, tingkat reproduksi bersih di Federasi Rusia adalah 0,57. Ini tidak berarti bahwa populasi negara tersebut akan berkurang sebesar 43% dalam 25-30 tahun (perkiraan lamanya satu generasi di Rusia). Pernyataan seperti itu hanya berlaku untuk populasi yang stabil, sedangkan populasi Rusia tidak.

Dinamika angka reproduksi bruto sepenuhnya sesuai dengan dinamika angka kesuburan total. Nilai koefisien bersih sebelum dimulainya transisi demografi mengalami fluktuasi yang signifikan, yang mencerminkan perubahan besar dalam angka kematian yang disebabkan oleh epidemi, perang, kelaparan, dan bencana alam. Tingkat rata-rata terjadinya fluktuasi ini selama periode sejarah yang panjang tetap cukup stabil dan sedikit di atas tingkat reproduksi sederhana. Dengan dimulainya transisi demografi, koefisien bersih meningkat, yang disebabkan oleh penurunan angka kematian yang signifikan. Bahkan di akhir abad kedua puluh. di beberapa negara berkembang, terutama Arab, (Arab Saudi, Oman, Yordania, Yaman, dll) nilainya melebihi 2,5. Ketika transisi demografi selesai, koefisien bersih cenderung mendekati 1. Di hampir semua negara Eropa, termasuk Rusia, nilainya kurang dari satu.

Dalam arah yang sama, dengan mempertimbangkan semua fluktuasi yang disebabkan oleh bencana alam yang mengerikan di abad kedua puluh, terjadi perubahan koefisien bruto dan bersih di Rusia. Koefisien bersih mencapai nilai maksimumnya pada pertengahan tahun 20-an. abad terakhir. Kemudian levelnya mulai menurun. Sudah sejak pertengahan tahun 1960an. tingkat reproduksi bersih kurang dari 1, sedangkan nilai tingkat pertumbuhan alami adalah positif. Ini berarti bahwa rezim reproduksi demografis yang didirikan di Rusia empat dekade lalu tidak menjamin penggantian generasi secara kuantitatif.

Peningkatan sementara angka kelahiran sebagai akibat dari kebijakan demografi tahun 80-an menyebabkan sedikit peningkatan angka reproduksi bersih, yang besarnya pada tahun 1987-1988. melebihi 1. Namun pada periode berikutnya nilainya turun hingga di bawah 0,6. angka kelahiran total depopulasi

Pertumbuhan penduduk yang positif bertahan hingga awal tahun 90an, berkat migrasi dan potensi pertumbuhan yang terakumulasi dalam struktur umur. Dalam suatu populasi dengan proporsi penduduk usia reproduksi yang signifikan, bahkan pada tingkat kelahiran yang tidak menjamin reproduksi sederhana, jumlah kelahiran pada tahap tertentu akan melebihi jumlah kematian. Namun, potensi pertumbuhan yang melekat pada struktur usia muda akan segera habis. Dalam kondisi angka kelahiran yang rendah dan proses penuaan yang progresif, nilai-nilai positif dari peningkatan alami secara bertahap digantikan oleh nilai-nilai negatif.

Koefisien bruto dan bersih yang dihitung untuk generasi hipotetis memiliki semua kekurangan yang melekat pada semua indikator analisis cross-sectional. Mereka dapat mendistorsi jalannya perkembangan demografi yang sebenarnya, dinamikanya dipengaruhi oleh faktor pasar. Seperti diketahui, kekurangan tersebut diatasi dengan menggunakan metode analisis longitudinal. Oleh karena itu, di tahun 40an. Ahli demografi Perancis P. Depois mengusulkan untuk memperkirakan tingkat reproduksi untuk generasi sebenarnya. Dia adalah orang pertama yang melakukan perhitungan serupa untuk populasi Perancis sepanjang abad ke-19.

Ada beberapa metode untuk memperkirakan laju reproduksi bersih generasi nyata. Yang paling jelas adalah dengan menggunakan rumus:

Hanya saja sekarang negara tersebut harus menggunakan angka kelahiran dan kematian untuk generasi yang sebenarnya. Perkiraan angka kematian kohort yang lengkap dan dapat diandalkan hanya dibuat di beberapa negara maju – dimana pencatatan kematian penduduk yang memadai telah lama dilakukan.

Ahli demografi Perancis J.P. Sardon, berdasarkan perkiraan angka kematian dan kelahiran kelompok yang sesuai, menghitung angka reproduksi bersih untuk generasi nyata di negara-negara Eropa Barat. Hasil yang didapatnya sungguh luar biasa. Di Belgia, Swedia, Swiss, Jerman, Italia, Yunani, tidak ada satu generasi pun yang lahir pada tahun 1901-1955. belum mereproduksi dirinya secara kuantitatif. Hanya di Islandia dan Irlandia koefisien bersih generasi ini melebihi satu. Di Austria, Inggris Raya, Denmark, Perancis, Belanda, Portugal dan Spanyol, hanya generasi tertentu yang lahir antara Perang Dunia Pertama dan Kedua yang memiliki tingkat kesuburan yang menjamin perluasan penggantian populasi.

Perhitungan yang tersedia menunjukkan bahwa tingkat reproduksi bersih kelompok yang lahir pada abad ke-19 berada pada tingkat 1,4 - 1,5, yaitu. setiap generasi melahirkan 1,4 - 1,5 kali lebih banyak anak dibandingkan generasi orang tuanya. Kelompok 1880-1900 kelahiran mereproduksi dirinya sendiri dengan peningkatan 10-20% (NRR = 1.1 - 1.2), namun dibandingkan dengan generasi sebelumnya kontribusinya terhadap pertumbuhan penduduk menurun tajam. Aktivitas reproduksi kelompok ini terjadi selama Perang Dunia Pertama dan tahun-tahun krisis berikutnya. Generasi yang lahir pada awal abad kedua puluh. menunjukkan penurunan tajam dalam laju reproduksi bersih, mencapai tingkat 0,65 - 0,7 untuk generasi yang lahir pada tahun 1915-1920. Hasil serupa dari aktivitas reproduksi juga terlihat pada generasi tahun 1920-an dan 1930-an. kelahiran. Hanya beberapa generasi yang lahir setelah perang menunjukkan reproduksi yang sedikit meluas.

Untuk memperoleh gambaran nyata tentang sifat reproduksi penduduk, diperlukan indikator yang tidak bergantung pada struktur umur-jenis kelamin. Pada awal tahun 1930-an. Ahli demografi, ekonom, ahli statistik Jerman R. Kuchinsky (1876--1947) dan ilmuwan dalam negeri, ahli demografi, penyelenggara layanan kesehatan G.A. Batkis (1895-1960) menggunakan indikator-indikator yang memberikan gambaran jelas mengenai keadaan jumlah generasi baru dan lama pada tahun-tahun yang berdekatan dengan tahun-tahun sensus penduduk, untuk membantu menentukan sejauh mana penduduk yang hidup telah mempersiapkan diri menghadapinya. penggantian:

tingkat kesuburan total;

tingkat reproduksi bruto;

tingkat reproduksi bersih.

Angka kesuburan total menunjukkan rata-rata jumlah anak yang dilahirkan oleh seorang wanita selama seluruh masa subur hidupnya (yaitu antara usia 15 dan 49 tahun). Ini dihitung seperti ini:

dimana n x adalah angka kelahiran menurut usia wanita berumur x tahun.

Perhitungan juga dapat dilakukan untuk interval lima tahun:

dan untuk anak usia 10 tahun:

Contoh penghitungan tingkat kesuburan total diberikan dalam tabel. 1.

Tabel 1. Perhitungan tingkat kesuburan total penduduk pedesaan di wilayah Novosibirsk, 1999

Sebagai berikut dari tabel. 1, selama seluruh masa subur, setiap 1000 wanita pedesaan di wilayah Novosibirsk akan melahirkan 1404 (1403,5) anak, yaitu. Rata-rata 1.414 anak per perempuan atau dibulatkan 140 anak per 100 perempuan.

Angka kesuburan total sebagai salah satu indikator reproduksi penduduk bukannya tanpa kekurangan. Oleh karena itu, ia tidak memperhitungkan: pertama, bahwa reproduksi generasi baru dapat dicirikan oleh jumlah anak perempuan yang ditinggalkan oleh setiap perempuan; kedua, beberapa anak meninggal sebelum mencapai usia ibu pada saat kelahirannya, tidak meninggalkan keturunan atau meninggalkan jumlah anak yang lebih sedikit dibandingkan dengan teman-temannya yang berhasil bertahan hidup hingga akhir masa suburnya.

Kelemahan pertama dapat dihilangkan dengan menggunakan tingkat reproduksi bruto R b, dihitung dengan rumus

dimana d adalah proporsi anak perempuan dalam kelahiran.

Untuk contoh yang diberikan dalam tabel. 1, dan pada hari - 0,488

Rb =1,4035 0,488 = 0,6849.

Akibatnya, setiap 1000 perempuan meninggalkan 685 anak perempuan (684,9), yaitu Pada penduduk pedesaan di wilayah tersebut, reproduksi sederhana pun tidak dilakukan.

Keuntungan dari koefisien bruto adalah nilainya tidak dipengaruhi oleh komposisi penduduk berdasarkan jenis kelamin dan memperhitungkan komposisi umur perempuan usia subur. Namun angka kematian wanita usia subur belum diperhitungkan.

Untuk mengkarakterisasi reproduksi populasi secara paling akurat, koefisien bersih digunakan. Dalam literatur statistik disebut murni atau dimurnikan. Angka ini menunjukkan rata-rata jumlah anak perempuan yang ditinggalkan oleh setiap perempuan, dengan mempertimbangkan fakta bahwa beberapa dari mereka tidak akan hidup sampai usia ibu mereka pada saat kelahiran mereka.

Namun jika setiap perempuan usia subur rata-rata melahirkan anak perempuan sebesar R, hal ini tidak berarti jumlah generasi anak perempuan akan R kali lebih besar atau lebih kecil dibandingkan jumlah generasi ibu. Lagi pula, tidak semua anak perempuan ini akan hidup hingga mencapai usia ibu mereka saat dilahirkan. Dan tidak semua anak perempuan dapat bertahan hidup hingga akhir masa reproduksinya. Hal ini terutama berlaku di negara-negara dengan tingkat kematian yang tinggi, di mana hingga separuh bayi perempuan yang baru lahir mungkin tidak dapat bertahan hidup hingga awal masa reproduksi, seperti yang terjadi, misalnya, di Rusia sebelum Perang Dunia Pertama. Saat ini, tentu saja hal tersebut tidak lagi terjadi (pada tahun 2004, lebih dari 98% bayi perempuan yang baru lahir bertahan hidup hingga awal masa reproduksi), namun bagaimanapun juga, diperlukan suatu indikator yang juga memperhitungkan angka kematian. Dengan asumsi angka kematian nol hingga akhir masa reproduksi, angka reproduksi bruto penduduk akhir-akhir ini praktis tidak dipublikasikan atau digunakan. Indikator yang juga memperhitungkan angka kematian adalah tingkat reproduksi populasi bersih, atau koefisien Böck-Kuczynski, yang diusulkan oleh ahli statistik dan demografi Jerman G.F.R. Sampai jumpa. Kalau tidak, ini disebut tingkat reproduksi populasi bersih. Angka ini sama dengan jumlah rata-rata anak perempuan yang dilahirkan oleh seorang perempuan sepanjang hidupnya dan bertahan hingga akhir masa reproduksinya, pada tingkat kesuburan dan kematian tertentu.

Untuk menghitung koefisien bersih Rn, digunakan rumus berikut:

a) untuk kelompok umur satu tahun:

dimana n x adalah koefisien umur perempuan kelompok umur X tahun; d -- proporsi anak perempuan di antara kelahiran;

Rata-rata jumlah perempuan yang hidup dalam tabel kehidupan penduduk stasioner dalam rentang usia dari X sampai X+ 1;

b) untuk kelompok umur lima tahun:

di mana angka kelahiran menurut usia perempuan dalam kelompok umur dari X sampai X + 4;

Jumlah rata-rata wanita yang hidup dari tabel kehidupan dalam rentang usia dari X hingga X+4 (+ +1 + +2 + +3 + +4);

c) untuk kelompok umur sepuluh tahun:

di mana angka kelahiran menurut usia perempuan pada kelompok umur dari X sampai X + 9;

Rata-rata jumlah wanita yang hidup dalam suatu populasi rumah sakit yang bertahan hidup pada interval usia x sampai x + 9.

Contoh. Jumlah perempuan dalam populasi stasioner di wilayah Novosibirsk diketahui (menurut tabel kehidupan) dan tingkat kelahiran berdasarkan usia:

Mari kita hitung tingkat reproduksi bersih. Mari kita tentukan jumlah anak yang "diharapkan".

Dengan jumlah kelahiran anak perempuan d = 0,488 Rn = 135 5490,488:

100.000 = 0,66148, atau dibulatkan menjadi 0,662.

Akibatnya, setiap 1000 perempuan pedesaan hanya menyisakan 662 anak perempuan. Kesimpulan awal ditegaskan bahwa rezim reproduksi yang menyempit telah terbentuk pada populasi ini.

Keuntungan dari koefisien bersih adalah memperhitungkan angka kelahiran pada kelompok umur perempuan tertentu pada saat menyusun tabel kehidupan, dan ketika menghitungnya, angka kematian penduduk dan kemungkinan bertahan hidup pada kelompok umur berikutnya. diperhitungkan. Dalam praktik statistik, skala berikut digunakan untuk menilai laju reproduksi bersih: pada Rn = 1,0, terjadi reproduksi sederhana; di Rn > 1,0 -- diperpanjang, di Rn< 1,0 -- суженное.

BS Yastremsky menjalin hubungan antara tingkat kesuburan total, tingkat kesuburan (angka kelahiran khusus, tingkat kesuburan) dan tingkat reproduksi penduduk (Tabel 2 dan 3).

Tabel 2. Hubungan tingkat kesuburan

Tabel 3. Hubungan fertilitas dengan laju reproduksi penduduk

Oleh karena itu, batas antara reproduksi yang menyempit dan sederhana terletak di antara makna:

· tingkat kelahiran khusus dari 100 hingga 150 ‰;

· tingkat reproduksi kotor dari 0,86 hingga 1,29 ‰;

· Tingkat kesuburan total dari 15 hingga 22 ‰.

Tingkat reproduksi bersih dapat dihitung tidak hanya untuk perempuan, tetapi juga untuk populasi laki-laki dengan menggunakan metodologi yang sama. Dalam hal ini, ini menunjukkan berapa banyak anak laki-laki yang ditinggalkan setiap laki-laki, dengan mempertimbangkan fakta bahwa beberapa dari mereka tidak akan hidup sampai usia ayah mereka pada saat kelahiran mereka.

Untuk menghitung laju reproduksi bersih penduduk laki-laki menurut kelompok satu tahun, dapat digunakan rumus:

di mana angka kelahiran anak menurut usia dalam keluarga laki-laki kelompok umur x tahun,

Banyaknya laki-laki yang hidup dalam tabel kehidupan penduduk stasioner dalam rentang usia dari X tahun sampai X+1;

d M -- proporsi anak laki-laki di antara kelahiran.

Penghitungannya dilakukan serupa untuk kelompok umur lima dan sepuluh tahun.

Tabel 4. Data awal penghitungan laju reproduksi penduduk laki-laki dan perempuan suatu wilayah, masyarakat

Catatan. Kelompok umur: untuk wanita - 15-49 tahun, untuk pria - 18-55 tahun.

Mari kita hitung jumlah kelahiran per 1000 penduduk (n x) sebagai (N x:S x 1000).

Kelompok usia
45 dan lebih tua Rata-rata

Maka angka kesuburan total menurut rumus:

51000 untuk wanita:

=(78,3 + 226,7 + 193,2 + 106,2 + 36,3 + 8,9 + 1,6)5:1000 = 3,26;

untuk pria:

+ (23,0 + 234,3 + 231,2 + 146,6 + 68,3 + 18,2 + 5,7)5:1000 = 3,64,

itu. Setiap wanita meninggalkan rata-rata 3,26 anak selama seluruh masa subur hidupnya, seorang pria - 3,64.

Laju reproduksi penduduk bruto akan dihitung dengan menggunakan rumus R b =:

3,260,488 = 1,591;

3,640,512 = 1,864,

itu. Rata-rata, setiap perempuan meninggalkan 1.591 anak perempuan, dan setiap laki-laki meninggalkan 1.864 anak laki-laki.

Untuk melanjutkan ke penentuan koefisien bersih, mari kita hitung jumlah anak yang “diharapkan”: : 1000, misalnya,

untuk wanita : 78,3485 117 : 1000 = 37,985;

untuk pria: 23.0487 370: 1000 =11210, dst.

Tingkat reproduksi bersih:

untuk formula wanita

untuk formula pria

Akibatnya, setiap 1000 perempuan, rata-rata, meninggalkan 1.529 anak perempuan, dengan mempertimbangkan fakta bahwa beberapa dari mereka tidak akan hidup sesuai usia ibu pada saat kelahirannya, dan setiap 1.000 laki-laki - 1.724 anak laki-laki, dengan syarat bahwa beberapa dari mereka tidak akan hidup sesuai dengan usia ayahnya pada saat mereka lahir. Koefisien bersih penduduk laki-laki lebih tinggi dibandingkan koefisien bersih penduduk perempuan sebesar 0,196 poin atau 12,8%.

Pada paruh kedua abad ke-20. Di dunia, terdapat tren penurunan pada ketiga indikator reproduksi populasi, dan di negara-negara maju secara ekonomi, tren tersebut melampaui batas-batas reproduksi sederhana (Gbr. 1).

Beras. 1.

Titik balik pertama dalam sejarah demografi modern Rusia terjadi pada tahun 1964, ketika penurunan tingkat reproduksi bersih penduduk Rusia melewati garis penggantian generasi. Pada tahun yang sama, kurva kematian mulai meningkat, yang pada akhirnya menyebabkan tingkat harapan hidup masyarakat Rusia saat ini sangat buruk.

Periode X merupakan gelombang resonansi yang khas yang disebabkan oleh kondisi politik dan pasar pada tahun 80an: kenaikan yang lambat dan tiba-tiba, dataran tinggi yang kecil, dan keruntuhan yang semakin cepat jauh di bawah titik pertumbuhan awal. Yang patut diperhatikan adalah fakta bahwa jatuhnya tingkat reproduksi penduduk dimulai jauh sebelum “pemerintahan liberal kriminal” berkuasa dan kemerosotan tajam dalam situasi sosial-ekonomi rakyat Soviet.

Periode Y-- ​​dibagi menjadi dua era politik: era Yeltsin, ketika ketidakpastian meningkat dan situasi sosial ekonomi sebagian besar penduduk negara tersebut memburuk; dan era Putin - ketika kepastian tumbuh, vertikal kekuasaan menguat, situasi sosial-ekonomi membaik, dan optimisme mayoritas pemilih meningkat.

Grafik tersebut dengan jelas menunjukkan pertumbuhan kurva sejak tahun pasca-default 1999: masih ada 8 tahun kebijakan demografi pra-aktif.

Menurut perkiraan PBB, pada periode 2010-2014. Kawasan dengan reproduksi populasi yang berkurang akan mencakup Eropa Asing, Asia Asing, Australia, dan Oseania. Rasio bersih tertinggi akan tetap berada di Afrika. Dan di Amerika, 109 perempuan akan meninggalkan 109 anak perempuan.

Di Rusia, proses reproduksi yang menyempit semakin mendalam (lihat Tabel 5.)

Tabel 5. Dinamika tingkat reproduksi populasi bersih di Federasi Rusia pada tahun 1960 - 2000

Reproduksi penduduk perkotaan yang menyempit dimulai pada akhir tahun 1950-an, dan penduduk pedesaan - sejak tahun 1993.

Pada tahun 2000, setiap 1.000 perempuan usia subur meninggalkan 529 anak perempuan di kota dan 704 anak perempuan di pedesaan.

Menurut Buku Tahunan Demografi, tingkat kesuburan total untuk periode 1991 hingga 2000 di negara-negara CIS berkisar antara 1,10 di Ukraina hingga 4,09 di Turkmenistan. Di Eropa pada tahun 1999, tingkat indikator terendah berada di Republik Ceko - 1,12, tertinggi di Perancis - 1,77. Di Asia pada tahun 1995-2000. level tertinggi dicapai oleh Iran - 5,30 dan Arab Saudi - 5,80, terendah - Jepang - 1,39; Tiongkok mendapat 1,80, India - 3,40. Di Afrika, angka kesuburan total mencapai 3,81 di Aljazair, 3,74 di Mesir, dan 3,25 di Afrika Selatan (1995-2000). Di Amerika pada tahun 1995-2000. Kanada memiliki tingkat indikator terendah - 1,64, tertinggi - Meksiko - 2,75; di AS -2,02; di Australia - 1,80 (1996), di Selandia Baru - 1,97 (1997).