მოსახლეობის ზრდა და რეპროდუქცია განისაზღვრება შობადობისა და გარდაცვალების, ანუ სხვა სიტყვებით რომ ვთქვათ, შობადობისა და სიკვდილიანობის მაჩვენებლებს შორის თანაფარდობით. სიტყვა „ბუნებრივი“, როგორც უკვე აღვნიშნეთ, ამ შემთხვევაში პირობითი ხასიათისაა, რომელიც მიზნად ისახავს ზუსტად განსაზღვროს ეს კავშირი ნაყოფიერებასა და სიკვდილიანობას შორის, განსხვავებით მოსახლეობის ცვლილებებისგან მიგრაციული პროცესების გამო. არსებობს მსგავსება და ურთიერთქმედება მოსახლეობის ზრდასა და რეპროდუქციას შორის. მაგრამ ამ ცნებებს შორის მნიშვნელოვანი განსხვავებაა. კერძოდ, პოპულაციამ შესაძლოა დიდი ხნით გააგრძელოს ზრდა, მაშინ როცა მოსახლეობის რეპროდუქცია უკვე შემცირდა (ანუ ყოველი მომდევნო თაობა რიცხობრივად უფრო მცირეა ვიდრე წინა). ეს მდგომარეობა აიხსნება იმით, რომ ასაკობრივი სტრუქტურა დემოგრაფიული ზრდის გარკვეულ პოტენციალს ატარებს.
პირიქით, მოსახლეობა შეიძლება გააგრძელოს კლება გაფართოებული რეპროდუქციის რეჟიმის პირობებშიც კი (თუ მოსახლეობის რეპროდუქციული ნაწილის წილი ძალიან მცირე ხდება ხანდაზმულთა წილთან შედარებით. მაშინ შობადობის რაოდენობა, თუნდაც ძალიან მაღალი შობადობა, ვერ ანაზღაურებს დაღუპულთა დიდ რაოდენობას). და ეს აიხსნება მოსახლეობის ზრდის იგივე პოტენციალით, რომელსაც მოსახლეობის ასაკობრივი სტრუქტურა ატარებს, მაგრამ უარყოფითი ნიშნით (ალგებრული გაგებით).

7.1. ბუნებრივი მატების ზოგადი მაჩვენებელი
მოსახლეობის ზრდა (ანუ ზრდა, რაც რეალურად იგივეა) ხასიათდება რიგი ინდიკატორებით, რომელთაგან უმარტივესი არის ბუნებრივი მატების ზოგადი კოეფიციენტი, რომელიც უკვე ცნობილია მე-4 თავიდან. შეგახსენებთ, რომ ეს კოეფიციენტი არის მოსახლეობის ბუნებრივი ზრდის სიდიდის თანაფარდობა მის საშუალო (ყველაზე ხშირად საშუალო წლიური) რიცხვთან. აქვე შეგახსენებთ, რომ ბუნებრივი მატება არის სხვაობა შობადობისა და გარდაცვალების რაოდენობას შორის დროის ერთსა და იმავე პერიოდში (ჩვეულებრივ კალენდარულ წელს) ან განსხვავება შობადობისა და სიკვდილიანობის მაჩვენებლებს შორის.
ბუნებრივ მატებას აქვს იგივე დადებითი და უარყოფითი მხარეები, როგორც სხვა ზოგადი განაკვეთები. მისი მთავარი ნაკლი არის კოეფიციენტის მნიშვნელობისა და მისი დინამიკის დამოკიდებულება მოსახლეობის ასაკობრივი სტრუქტურის მახასიათებლებზე და მის ცვლილებებზე. უნდა აღინიშნოს, რომ ბუნებრივი მატების კოეფიციენტის ეს დამოკიდებულება ასაკობრივ სტრუქტურაზე ბევრად უფრო მნიშვნელოვანია, ვიდრე სხვა ზოგადი კოეფიციენტები. ის, როგორც იყო, გაორმაგებულია ასაკობრივი სტრუქტურის ერთდროული გავლენით ნაყოფიერების და სიკვდილიანობის დონეებზე საპირისპირო მიმართულებით. ფაქტობრივად, ვთქვათ, შედარებით ახალგაზრდა მოსახლეობაში, 20-დან 35 წლამდე ახალგაზრდების მაღალი წილი (როდესაც იბადებიან პირველი და მეორე ბავშვები, რომელთა დაბადების ალბათობა დღესაც საკმაოდ მაღალია და სიკვდილის ალბათობა. ამ ასაკში, პირიქით, მცირეა), ნაყოფიერების ზომიერი დონითაც კი, დაბადებულების შედარებით მაღალი რაოდენობა დაფიქსირდება (მთლიან მოსახლეობაში ახალგაზრდა დაქორწინებული წყვილების დიდი რაოდენობისა და პროპორციის გამო) და ამავე დროს. დრო - ამავე მიზეზით, ახალგაზრდა ასაკობრივი სტრუქტურის გამო - დაღუპულთა შედარებით მცირე რაოდენობა. შესაბამისად, განსხვავება დაბადებულთა და გარდაცვლილთა რაოდენობას შორის იქნება შესაბამისად მეტი, ე.ი. ბუნებრივი მატება და ბუნებრივი მატების მაჩვენებელი. პირიქით, შობადობის შემცირებით და ამ შემცირების შედეგად - დაბერების ასაკობრივი სტრუქტურით - გაიზრდება სიკვდილიანობის რიცხვი (მაშინ, როცა სიკვდილიანობის მაჩვენებელი თითოეულ ასაკობრივ ჯგუფში შეიძლება უცვლელი დარჩეს ან თუნდაც შემცირდეს) და საბოლოოდ ბუნებრივი. შემცირდება მოსახლეობის ზრდა და ბუნებრივი მატების ტემპი. სწორედ ეს უკანასკნელი ხდება როგორც ჩვენთან, ისე ეკონომიკურად განვითარებულ ქვეყნებში, სადაც დაბალი შობადობაა.
ბუნებრივი მატების საერთო კოეფიციენტის მნიშვნელობის დამოკიდებულება მოსახლეობის ასაკობრივ სტრუქტურაზე მხედველობაში უნდა იქნას მიღებული შედარებითი ანალიზის დროს ასეთი კოეფიციენტების შედარებისას ქვეყნებისთვის ან ტერიტორიებისთვის პოპულაციებით, რომლებიც ერთმანეთისგან განსხვავდება მათი დემოგრაფიული განვითარების ბუნებით. და, შესაბამისად, მათი ასაკობრივი სტრუქტურის ბუნებით.
ამ ხარვეზის აღმოფხვრისა და შედარებით ბუნებრივი ზრდის კოეფიციენტების შესადარებელ ფორმამდე მიყვანის ერთ-ერთი გზაა მკითხველისთვის უკვე ცნობილი ზოგადი კოეფიციენტების სტანდარტიზაციის ინდექსის მეთოდი და მეთოდები. ამ სახელმძღვანელოს ფარგლები არ გვაძლევს საშუალებას განვიხილოთ ეს მეთოდები აქ (მაგრამ მათი ნახვა შეგიძლიათ სტატისტიკის ცნობარ წიგნებში და სხვა სამეცნიერო ლიტერატურაში).
მოსახლეობის დინამიკის დონის გაზომვის ხარისხის გაუმჯობესების კიდევ ერთი გზაა ბუნებრივი მატებიდან მოსახლეობის რეპროდუქციის მაჩვენებლების გამოთვლაზე გადასვლა. ამ მაჩვენებლების უპირატესობა მდგომარეობს მათ დამოუკიდებლობაში მოსახლეობის სტრუქტურისგან, უპირველეს ყოვლისა სქესისა და ასაკისგან.

ბუნებრივი ზრდის ტემპების სტანდარტიზაციის მეთოდი კონკრეტულად განიხილება, კერძოდ, სტატიაში: ბორისოვი ვ.ა. მოსახლეობის ბუნებრივი ზრდის ტემპის სტანდარტიზაცია // დემოგრაფიული ფაქტორები და ცხოვრების დონე. /რედ. დ.ლ. ბროკერი და ი.კ. ბელიაევსკი. - მ., 1973. S. 376-379.

7.2. მოსახლეობის რეპროდუქციის მაჩვენებლები
არსებობს რამდენიმე ასეთი მაჩვენებელი, მათგან ორი არის მოსახლეობის მთლიანი და წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებლები. ბუნებრივი მატების მაჩვენებლისგან განსხვავებით, ეს მაჩვენებლები ახასიათებს მოსახლეობის ცვლილებას არა ერთი წლის განმავლობაში, არამედ იმ პერიოდის განმავლობაში, რომლის დროსაც მშობელი თაობა იცვლება მათი შვილების თაობით. ვინაიდან თაობის ჩანაცვლება ხასიათდება ნაყოფიერების და სიკვდილიანობის დონეების თანაფარდობით და ეს უკანასკნელი მნიშვნელოვნად განსხვავდება მამაკაცებსა და ქალებს შორის, მოსახლეობის რეპროდუქციის მაჩვენებლები გამოითვლება ცალ-ცალკე თითოეული სქესისთვის, უფრო ხშირად ქალებისთვის. როგორც წესი, მოსახლეობის გარე მიგრაცია არ არის გათვალისწინებული, ე.ი. განიხილება ე.წ დახურული მოსახლეობა (პირობითად არ ექვემდებარება გარე მიგრაციას).
მოსახლეობის რეპროდუქციის მთლიანი მაჩვენებელი გამოითვლება ისევე, როგორც მთლიანი შობადობის მაჩვენებელი, მაგრამ ამ უკანასკნელისგან განსხვავებით, გაანგარიშებისას მხედველობაში მიიღება მხოლოდ გოგონები. ფორმულის სახით, გაანგარიშება შეიძლება წარმოდგენილი იყოს შემდეგნაირად:
(7.2.1)
სად რ1 - მოსახლეობის მთლიანი რეპროდუქციის მაჩვენებელი; TFR -მთლიანი ნაყოფიერების მაჩვენებელი; d არის გოგონების წილი ახალშობილებში.
ამრიგად, მოსახლეობის რეპროდუქციის მთლიანი მაჩვენებელი აჩვენებს გოგონების რაოდენობას, რომელსაც საშუალო ქალი შობს მთელი ცხოვრების განმავლობაში. ვარაუდობენ, რომ არცერთი ქალი და მათი ქალიშვილი არ იღუპება სიცოცხლის რეპროდუქციული პერიოდის დასრულებამდე (პირობითად - 50 წლამდე). ცხადია, რომ სიკვდილიანობის არარსებობის დაშვება ძალიან არარეალურია იმისთვის, რომ მთლიანი მაჩვენებელი რაიმე სასარგებლო იყოს ანალიტიკურ სამუშაოებში გამოსაყენებლად. მართლაც, ბოლო წლებში ეს მაჩვენებელი რეალურად არ გამოიყენება. თუ გავითვალისწინებთ სიკვდილიანობის გავლენას მოსახლეობის რეპროდუქციის ხარისხზე, მაშინ გადავდივართ მოსახლეობის წმინდა კოეფიციენტზე. იგი გამოითვლება შემდეგი ფორმულის გამოყენებით:
(7.2.2)
სად რ0 - Fx - ფLx- ცოცხალი ქალების რაოდენობა სიკვდილიანობის ცხრილებიდან, რომლებიც ემსახურება სიკვდილიანობის კორექტირებას (ან გარკვეულ ასაკამდე გადარჩენას, რაც ამ შემთხვევაში იგივეა); ლ0 - სიკვდილიანობის ცხრილის „ფესვი“ უდრის 100,000 ან 10,000, მისი ციფრიდან გამომდინარე; d არის გოგონების წილი ახალშობილებში; P -ასაკობრივი ინტერვალის სიგრძე (ჩვეულებრივ ან 1 ან 5).
ტრადიციულად, კოეფიციენტი გამოითვლება საშუალოდ თითო ქალზე, ამიტომ ფორმულა შეიცავს 0.001-ის მამრავლს. მაგრამ საშუალოდ გამოთვლა შესაძლებელია 1000 ქალზე. ეს, ისევ და ისევ, როგორც მოსახლეობის რეპროდუქციის ინდიკატორების დასახელების შემთხვევაში, მომხმარებლის თვითნებური არჩევანის საკითხია.
მოსახლეობის წმინდა ჩანაცვლების მაჩვენებელი ახასიათებს დედების თაობის ჩანაცვლებას მათი ქალიშვილების თაობით, მაგრამ ხშირად განიმარტება, როგორც თაობების ჩანაცვლების მაჩვენებელი მთელ პოპულაციაში (ორივე სქესის ერთად). თუ ეს კოეფიციენტი უდრის 1.0-ს, ეს ნიშნავს, რომ ნაყოფიერების და სიკვდილიანობის დონეების თანაფარდობა უზრუნველყოფს მოსახლეობის მარტივ რეპროდუქციას დროის მონაკვეთებში, რაც ტოლია ქალიშვილების დაბადებისას დედების საშუალო ასაკის ტოლფასი. ეს საშუალო ასაკი ოდნავ განსხვავდება შობადობის სიმაღლის პირდაპირპროპორციულად და მერყეობს 25-დან 30 წლამდე. თუ წმინდა კოეფიციენტი 1.0-ზე მეტი ან ნაკლებია, ეს ნიშნავს, შესაბამისად, მოსახლეობის გაფართოებულ რეპროდუქციას (შვილების თაობა რიცხობრივად აღემატება მშობელს) ან შევიწროებას (შვილების თაობა, მათი გადარჩენის გათვალისწინებით მათი საშუალო ასაკამდე. მშობლები, რიცხობრივად უფრო მცირეა ვიდრე მშობელი).
დედათა საშუალო ასაკი ქალიშვილების დაბადებისას (უფრო ზუსტად, ქალიშვილების დაბადებისას, რომლებიც, თავის მხრივ, ცოცხლობენ თავიანთი დედების ასაკამდე მათი დაბადების მომენტამდე. მაგრამ ეს მდგომარეობა იმდენად გრძელია, რომ გამოითქმის, რომ თითქმის ყველა, თუნდაც ყველაზე მკაცრი ექსპერტები, გამოტოვებენ ამას), ასევე მოუწოდა ქალის თაობის სიგრძე,დაახლოებით გამოითვლება ფორმულით:
(7.2.3)
სად T -ქალის თაობის სიგრძე (დედების საშუალო ასაკი ქალიშვილების დაბადებისას); Fx - ასაკობრივი შობადობის მაჩვენებლები; ფLx - ცოცხალი ქალების რაოდენობა სიკვდილიანობის ცხრილებიდან; d არის გოგონების წილი ახალშობილებში; X -ასაკი ასაკობრივი ინტერვალის დასაწყისში; პ- ასაკობრივი ინტერვალის სიგრძე წლებში.
ვინაიდან ზემოხსენებულ ფორმულაში ასაკობრივი ინტერვალის სიგრძის ინდიკატორები (P)და გოგონების პროპორცია ახალშობილებში (დ) შედის წილადის მრიცხველშიც და მნიშვნელშიც. მაგრამ პრაქტიკაში აღმოჩნდება, რომ ეს არ არის აუცილებელი (გაანგარიშების ცხრილში სვეტების რაოდენობა ზედმეტად იზრდება).
ადვილი შესამჩნევია, რომ ზემოაღნიშნული ფორმულის მნიშვნელი შეიცავს მოსახლეობის წმინდა რეპროდუქციის სიჩქარის გამოხატულებას და ზოგადად ფორმულა გამოხატავს საშუალო ასაკის საშუალო არითმეტიკას ყოველი ხუთწლიანი ასაკობრივი ინტერვალისთვის, შეწონილი პროპორციით. ახალშობილი გოგონები, რომლებიც გადარჩნენ დედის ასაკამდე მათი დაბადების მომენტში.
1996 წლის რუსეთის ქალი მოსახლეობის წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებლის გაანგარიშების მაგალითი და ქალიშვილების დაბადებისას დედათა საშუალო ასაკი მოცემულია ცხრილში 7.1.
განვიხილოთ გაანგარიშების ალგორითმი მის ეტაპებზე:
1) ასაკობრივი შობადობის კოეფიციენტები იწერება რუსეთის დემოგრაფიული წლის წიგნიდან (მ., 1997, გვ. 215) ცხრილის 1-ლი სვეტში 7.1 და ისინი გარდაიქმნება ppm-დან ერთეულის წილადებად (თითოეულის 1000-ზე გაყოფით. );
2) ყოველი ასაკობრივი შობადობის კოეფიციენტის გამრავლებით ახალშობილებში გოგონების წილზე (თუ ვივარაუდებთ, რომ იგი ერთნაირია დედების ყველა ასაკობრივ ჯგუფში), ვიღებთ გოგონების ასაკობრივ შობადობას, რომელიც დაფიქსირებულია მე-2 სვეტში;
3) 1996 წლის რუსეთის მოსახლეობის სიკვდილიანობის ცხრილების მიხედვით (იხ. რუსეთის დემოგრაფიული წელიწდეული. M., 1997. გვ. 250), თითოეულ ასაკობრივ ჯგუფში მცხოვრები ადამიანების რაოდენობა განისაზღვრება ორი მომიჯნავე რიცხვის საშუალო არითმეტიკულად. მცხოვრებთაგან, ე.ი.

სად ფLx- ცოცხალი ქალების რაოდენობა, გამოითვლება სიკვდილიანობის ცხრილებიდან; lxდა ლx+5- ასაკამდე მცხოვრებთა რაოდენობა Xდა x+5იგივე სიკვდილიანობის ცხრილებიდან.
ამ გზით მიღებული ცოცხალი ადამიანების რიცხვი იყოფა სიკვდილიანობის ცხრილის ფესვზე ლ 0 (ამ შემთხვევაში ის უდრის 100000-ს) და შეყვანილია 7.1 ცხრილის მე-3 სვეტში;
5) მე-2 სვეტიდან გოგონების ასაკობრივი შობადობის კოეფიციენტები მრავლდება სტრიქონი სტრიქონზე მე-3 სვეტიდან ცოცხალი ქალების რაოდენობაზე (ანუ, ამ გზით ხდება მათი გადარჩენის კორექტირება იმ დედების ასაკზე, რომელზედაც მათ გააჩინეს. ამ ქალიშვილებს). გამრავლების შედეგები აღირიცხება მე-4 სვეტში;
6) 1, 2 და 4 სვეტების ინდიკატორები ჯამდება ვერტიკალურად, ხოლო ჯამები მრავლდება 5-ზე (ასაკობრივი ინტერვალების სიგრძით). შედეგად, შობადობის მთლიანი კოეფიციენტი მიიღება სვეტში 1 TFR = 1,2805, ან დამრგვალებულია 1,281-მდე; მე-2 სვეტში მოსახლეობის მთლიანი რეპროდუქციის მაჩვენებელი უდრის 0,625-ს, ხოლო მე-4 სვეტში - მოსახლეობის რეპროდუქციის წმინდა კოეფიციენტი. რ0 = 0,60535, ან დამრგვალებულია 0,605-მდე.
ბუნებრივია, საინტერესოა მიღებული შედეგების შედარება რუსეთის სტატისტიკის სახელმწიფო კომიტეტის ოფიციალურ პუბლიკაციებთან, რომლებიც გამოითვლება ყველაზე ზუსტად ერთი წლის ასაკის კოეფიციენტების საფუძველზე. აღმოჩნდა, რომ მთლიანი შობადობის მაჩვენებელი, რომელიც ჩვენ გამოვთვალეთ რუსეთისთვის 1996 წელს, ზუსტად დაემთხვა რუსეთის სტატისტიკის სახელმწიფო კომიტეტის მიერ გამოთვლილს - 1,281. წმინდა კოეფიციენტის ღირებულება განსხვავდებოდა Goskomstat-ის გამოთვლებისგან მხოლოდ 0,002-ით. ეს შეუსაბამობა შეიძლება ჩაითვალოს უმნიშვნელოდ.
დავუბრუნდეთ ცხრილს 7.1 და ახლა განვსაზღვროთ დედათა საშუალო ასაკი ქალიშვილების დაბადებისას - ქალის თაობის ხანგრძლივობა. ამისათვის საჭიროა:
7) გავამრავლოთ მე-4 სვეტის მონაცემები სტრიქონ-სტრიქონზე ასაკის მაჩვენებლებზე ყოველი ხუთწლიანი ასაკობრივი ინტერვალის შუაში (სვეტში 5) და ჩაწერეთ ამ გამრავლების შედეგები მე-6 სვეტში. მიღებული პროდუქციის შეჯამებისა და გამრავლების შემდეგ ჯამი 5-ზე, ვიღებთ წილადის მრიცხველს (15.1237), რომელიც გავყოფთ მოსახლეობის რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებელზე (0.60535), ვიღებთ 1996 წელს რუსეთში ქალის თაობის ხანგრძლივობის ინდიკატორს, რომელიც უდრის 24.98 წელს (ან დამრგვალებულია - 25 წელი).
მოსახლეობის რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებელი შესაძლებელს ხდის შეაფასოს მოსახლეობის რეპროდუქციის რეჟიმის მდგომარეობა, რომელიც რეალურად არსებობს დროის მოცემულ მომენტში (შობადობის და სიკვდილიანობის კოეფიციენტი მათი აბსტრაქციის მიხედვით მოსახლეობის ასაკობრივ-სქესობრივი სტრუქტურის გავლენისგან) მისი სავარაუდო შემდგომი განვითარების თვალსაზრისი. იგი ახასიათებს არა ამჟამინდელ დემოგრაფიულ მდგომარეობას, არამედ მის საბოლოო მდგომარეობას გარკვეულ მომავალში, თუ მოცემული რეპროდუქციის რეჟიმი უცვლელი დარჩება. სხვა სიტყვებით რომ ვთქვათ, წმინდა კოეფიციენტი არის ინსტრუმენტი სიტუაციის შესაფასებლად და მისი სამომავლო ტენდენციების პროგნოზირებისთვის.

ცხრილი 7.1

მოსახლეობის წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებლის გაანგარიშება

რუსეთი 1996 წლისთვის და დედების საშუალო ასაკი
ქალიშვილების დაბადება

ასაკობრივი ჯგუფები (წლები)	Fx/ 1000	გრ. 1 x x 0.488		(გრ. 2 x გრ. 3)	x + 0.5ნ	(x + 0.5p) X

წმინდა კოეფიციენტიდან და ქალის თაობის ხანგრძლივობიდან გამომდინარე ე.წ მოსახლეობის ბუნებრივი ზრდის რეალური ტემპი,რომელიც ახასიათებს მოსახლეობის ზრდას ყოველი წლისთვის, მაგრამ, როგორც წმინდა კოეფიციენტი, არ არის დამოკიდებული მოსახლეობის ასაკობრივი სტრუქტურის მახასიათებლებზე. მოსახლეობის ბუნებრივი ზრდის ჭეშმარიტი ტემპი დაახლოებით განისაზღვრება ამერიკელი დემოგრაფის, ანსლი კოულის მიერ შემოთავაზებული ფორმულით 1955 წელს:
(7.2.4)
სად რ - მოსახლეობის ბუნებრივი ზრდის რეალური ტემპი; რ0 - მოსახლეობის რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებელი; T -ქალის თაობის სიგრძე (დედების საშუალო ასაკი ქალიშვილების დაბადებისას).
მაგალითად, განვსაზღვროთ ეს კოეფიციენტი რუსეთისთვის 1996 წელს ცხრილი 7.1-ის მიხედვით.
-(მინუს) 20.1 ‰.
1996 წელს რუსეთში მოსახლეობის ბუნებრივი ზრდის ფაქტობრივი მაჩვენებელი იყო -5,3‰. აქედან ჩვენ ვხედავთ, რა როლს აგრძელებს ჩვენი ასაკობრივი სტრუქტურა ჩვენი მოსახლეობის ზრდაში და როგორი იქნება ჩვენი მოსახლეობის წლიური კლება, როდესაც ასაკობრივი სტრუქტურა საბოლოოდ დაკარგავს დემოგრაფიული ზრდის პოტენციალს.
1996 წელს მოსახლეობის რეპროდუქციის შეფასების საინტერესო და მარტივი მეთოდი შემოგვთავაზა რუსმა დემოგრაფმა ვ.ნ. არხანგელსკი. მეთოდი მოიცავს უზრუნველსაყოფად საჭირო ჰიპოთეტური შობადობის კოეფიციენტის განსაზღვრას ნულიმოსახლეობის ბუნებრივი ზრდა სიკვდილიანობის ფაქტიური მაჩვენებლისა და მოსახლეობის ფაქტობრივი ასაკობრივი სტრუქტურის კონტექსტში. ჰიპოთეტური შობადობა ამ შემთხვევაში გამოიხატება მთლიანი შობადობის მაჩვენებლით.
შემოთავაზებული მეთოდის დემონსტრირება უფრო ადვილია კონკრეტული მაგალითით. როგორც ცნობილია, ბუნებრივი მატება ნულის ტოლია, თუ დაბადებულთა და გარდაცვლილთა რიცხვი თანაბარია (და შესაბამისად, შობადობისა და სიკვდილიანობის საერთო მაჩვენებლები). 1996 წელს რუსეთში სიკვდილიანობის საერთო მაჩვენებელი იყო 14,2. შესაბამისად, ნულოვანი ზრდის უზრუნველსაყოფად, მთლიანი შობადობის მაჩვენებელი იგივე უნდა ყოფილიყო, ე.ი. 14.2. ფაქტობრივად, მისი ღირებულება იმავე 1996 წელს იყო მხოლოდ 8,9, ანუ 1,6-ჯერ ნაკლები. ვინაიდან ასაკობრივი სტრუქტურა ამ შემთხვევაში მიღებულია ისეთი, როგორიც არის რეალურად, გამოდის, რომ იმისთვის, რომ შობადობის მთლიანი მაჩვენებელი ტოლი იყოს სიკვდილიანობის მთლიან მაჩვენებელთან, საჭიროა გაიზარდოს ასაკობრივი შობადობის კოეფიციენტები და, შედეგად, შობადობის საერთო მაჩვენებელი ასევე 1,6-ჯერ ფაქტობრივთან შედარებით.
1996 წელს რუსეთში შობადობის საერთო მაჩვენებელი იყო 1281 ბავშვი (თითო ქალზე). აქედან შეგვიძლია განვსაზღვროთ მთლიანი შობადობის მაჩვენებლის მნიშვნელობა, რომელიც დღევანდელი სიკვდილიანობის მაჩვენებლისა და მოსახლეობის ასაკობრივი სტრუქტურის გათვალისწინებით, შეიძლება უზრუნველყოს მოსახლეობის ნულოვანი ზრდა ჩვენს ქვეყანაში. ეს მნიშვნელობა უნდა იყოს 2.05 1996 წლის პირობებისთვის. არც თუ ისე დიდი მნიშვნელობა, რაც მიუთითებს მოსახლეობის ასაკობრივი სტრუქტურის დადებით (1996 წლის პირობებისთვის) გავლენას. სხვათა შორის, ასაკობრივი სტრუქტურის ეს დადებითი გავლენა ასევე მიუთითებს პრონატალისტური (ანუ შობადობის სტიმულირებისკენ მიმართული) დემოგრაფიული პოლიტიკის გააქტიურების სწორ დროს. ეფექტის მიღწევა შესაძლებელია დაბალ ფასად.
მიუხედავად იმისა, რომ აღწერილი მეთოდი V.N. არხანგელსკი ძალიან მარტივია, ის საკმაოდ კარგად ავლენს იმ ამოცანის მასშტაბებს, რომელიც დგას მთელი ჩვენი საზოგადოების წინაშე დემოგრაფიული კრიზისის დაძლევაში.

ზოგიერთი ექსპერტი ურჩევნია ამ ინდიკატორებს უწოდოს "მთლიანი" და "წმინდა" მოსახლეობის რეპროდუქციის მაჩვენებლები (შესაბამისად, "მთლიანი" და "წმინდა" ნაცვლად). მეჩვენება, რომ არ არსებობს სერიოზული საფუძველი რეპროდუქციის მაჩვენებლების სახელების უპირატესობისთვის. ვფიქრობ, ეს მხოლოდ პირადი გემოვნების საკითხია. სახელები, რომლებიც მე ავირჩიე, სასურველია მხოლოდ იმიტომ, რომ მათ ნაკლები ასოციაცია აქვთ სხვა ნაცნობ ცნებებთან.

იხილეთ ოჯახი და ოჯახის პოლიტიკა ფსკოვის რეგიონში / რედ. ნ.ვ. ვასილიევა და ვ.ნ. არხანგელსკი. - პსკოვი, 1994. გვ 180-181.

7.3. შობადობის კოეფიციენტი
და სიკვდილიანობა მოსახლეობის რეპროდუქციის დინამიკაში
ადგილობრივ ექსპერტებს შორის ბოლო წლებში განიხილება შობადობისა და სიკვდილიანობის როლის საკითხი ქვეყნის მოსახლეობის რეპროდუქციაში. რომელი პრობლემაა უფრო მწვავე: დაბალი ნაყოფიერება თუ შედარებით მაღალი სიკვდილიანობა? რა პრობლემა უნდა მოგვარდეს პირველ რიგში? იმავდროულად, მეჩვენება, რომ ამ კითხვაზე პასუხის მიღება ჩვენთვის უკვე ცნობილი ინდექსის მეთოდით არ არის რთული. კვლავ დავუბრუნდეთ მოსახლეობის წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებელს. ეს არის მოსახლეობის რეპროდუქციის საუკეთესო მაჩვენებელი სწორედ იმიტომ, რომ ვითარდება ნაყოფიერების და სიკვდილიანობის მხოლოდ ორი კომპონენტის თანაფარდობით. სხვა ფაქტორები, უპირველეს ყოვლისა, მოსახლეობის ასაკობრივი სტრუქტურა, არ არის წარმოდგენილი მისი გამოთვლის ფორმულაში. აქედან, ინდექსების მარტივი სისტემის გამოყენებით, შესაძლებელია იმის ჩვენება, თუ რამდენად არის წმინდა კოეფიციენტის მნიშვნელობის ცვლილება დროის ნებისმიერ მონაკვეთში განპირობებული შობადობის ცვლილებით და რამდენად - სიკვდილიანობის მაჩვენებლით. .
განვიხილოთ რუსეთის მოსახლეობის წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებლის ცვლილება 1986-1987 წლებში. 1996 წლამდე. ამ პერიოდის არჩევანი განპირობებულია შემდეგი გარემოებებით. გაიზარდა 1970-იანი წლების ბოლოდან, წმინდა კოეფიციენტმა მიაღწია 1986-1987 წლებში. მაქსიმუმ (1.038), შემდეგ კი დაიწყო კლება და მიაღწია 0.603 მნიშვნელობას 1996 წელს.
მოდით ავაშენოთ ინდექსების სისტემა, რომელიც ახასიათებს რუსეთის მოსახლეობის წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებლის ცვლილებების კომპონენტებს 1986-1987 წლიდან 1996 წლამდე, მისი სტანდარტული ფორმულის გამოყენებით (7.2.2).

(7.3.1)
გაანგარიშებისთვის საკმარისია განტოლების მხოლოდ ერთი ელემენტის (7.3.1) გამოთვლა, რომელიც არის წმინდა კოეფიციენტი ასაკობრივი ნაყოფიერების 1996 წელს და სიკვდილიანობა 1986-1987 წლებში. (ანუ მუდმივი სიკვდილიანობის მაჩვენებლის დაშვებით 1986-1996 წლებში).
ისევ მივმართავთ ინდექსების სისტემას (განტოლების მარჯვენა უკიდურეს მხარეს), აღვნიშნავთ, რომ ორი ინდექსიდან პირველი ახასიათებს წმინდა კოეფიციენტის მნიშვნელობის ცვლილებას შობადობის ცვლილების გამო, მეორე - სიკვდილიანობის ცვლილებების გამო.
გაანგარიშების შედეგები წარმოდგენილია ცხრილში 7.2. 1986-1987 წლებში მუდმივი სიკვდილიანობის მაჩვენებლის ჩვენი მიღებული ჰიპოთეზის მიხედვით. ხოლო შობადობის ფაქტი 1996 წელს, მოსახლეობის წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებელი 1996 წელს იქნებოდა 0,606. ფაქტობრივად (ანუ 1996 წელს ფაქტობრივი სიკვდილიანობით) ის 0,603-ის ტოლი იყო. უკვე ამ, გულწრფელად რომ ვთქვათ, უმნიშვნელო განსხვავებიდან შეგვიძლია გამოვიტანოთ დასკვნა, თუ რა როლს ასრულებს სიკვდილიანობა ათწლეულში, რომელსაც ჩვენ ვაანალიზებთ. მაგრამ მოდით, ჩვენი გათვლა ბოლომდე მივიყვანოთ.

ცხრილი 7.2

წმინდა რეპროდუქციის სიჩქარის გამოთვლები

რუსეთის მოსახლეობა 1996 წლის შობადობით და
სხვადასხვა ჰიპოთეზა სიკვდილიანობასთან დაკავშირებით

ასაკი ჯგუფები (წლები)	ასაკი ნაყოფიერების მაჩვენებლები 1996 წელს Fx 1996 / 1000	ცოცხალ ქალთა რიცხვის ხუთწლიანი ჯამები სიკვდილიანობის ცხრილებიდან განსხვავებული სიცოცხლის საშუალო ხანგრძლივობა დაბადებისას		ფ X x FL X
		74,6 წელი (1986-1987)	80.0 წელი (ტიპიური ცხრილები)	გრ. მე xგგვ. 2	გრ. მე xგგვ. 3
	რ0 =

მოდით ჩავანაცვლოთ წმინდა კოეფიციენტების ცნობილი და გამოთვლილი მნიშვნელობები ინდექსის სისტემაში (7.3.1):

მიღებული ინდექსების გამოკლებით 1-დან და შედეგების პროცენტებად გადაქცევით, ჩვენ განვსაზღვრავთ წმინდა კოეფიციენტის ცვლილებას სტრუქტურული თვალსაზრისით:
-41,9% = -41,6% - 0,5%.
კორექტირების შემდეგ ვიღებთ: -41,9% = - 41,4% - 0,5%.
საბოლოო დასკვნა: განსახილველი პერიოდისთვის 1986-1996 წწ. რუსეთის მოსახლეობის წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებელი შემცირდა სულ 41,9%-ით, მათ შორის 41,4%-ით შობადობის შემცირების გამო და 0,5%-ით სიკვდილიანობის ზრდის გამო. თუ წმინდა კოეფიციენტის საერთო შემცირებას ავიღებთ 100%-ად, მაშინ ამ კლების 98,8% შობადობის დაცემით არის განპირობებული და მხოლოდ 1,2% არის სიკვდილიანობის მატებით.
ახლა დავუშვათ, რომ რუსი ქალების სიცოცხლის საშუალო ხანგრძლივობა მოულოდნელად მოიმატებს იმაზე, რაც უკვე მიღწეულია ამ მხრივ რიგ მოწინავე ქვეყნებში - 80 წლამდე (ეს არის დონე, რომელიც მიღწეულია სკანდინავიის ქვეყნებში, საფრანგეთში, გადააჭარბა იაპონიას. ), მაგრამ შობადობა დარჩებოდა 1996 წლის დონეზე, მაშინ წმინდა კოეფიციენტის მნიშვნელობა იქნება 0,621 (ცხრილი 7.2. მე-5), ე.ი. გაიზრდებოდა მხოლოდ 3.0%-ით 1996 წლის რეალურ მაჩვენებელთან შედარებით.
ამ მარტივი გაანგარიშებიდან ჩვენ ვხედავთ, რომ დღევანდელი არცთუ ხელსაყრელი სიკვდილიანობის მაჩვენებელი ჩვენს ქვეყანაში მოსახლეობის რეპროდუქციის ცვლილებებში ძალიან მცირეა. ამით სულაც არ მინდა დავაკნინო სიკვდილთან ბრძოლის მნიშვნელობა. არა, რა თქმა უნდა, სოციალური, ეკონომიკური, პოლიტიკური და ა.შ. ამ ბრძოლის მნიშვნელობა უდაოა. მაგრამ დემოგრაფიული მნიშვნელობა უმნიშვნელო გამოდის. დღეს მთავარი ფაქტორი, რომელზეც მთლიანად არის დამოკიდებული ჩვენი ქვეყნის დემოგრაფიული მომავალი, არის შობადობა.

თუმცა, თუ რეპროდუქციული ასაკის თითოეული ქალი საშუალოდ მშობიარობს /? ქალიშვილებო, ეს არ ნიშნავს იმას, რომ ქალიშვილების თაობის რაოდენობა იქნება /? ჯერ მეტი ან ნაკლები, ვიდრე დედათა თაობის ზომა. ყოველივე ამის შემდეგ, ყველა ეს ქალიშვილი არ იცოცხლებს იმ ასაკამდე, რაც მათი დედები იყვნენ დაბადების დროს. და ყველა ქალიშვილი არ გადარჩება რეპროდუქციული პერიოდის ბოლომდე. ეს განსაკუთრებით ეხება მაღალი სიკვდილიანობის მქონე ქვეყნებს, სადაც ახალშობილი გოგონების ნახევარი შეიძლება არ გადარჩეს რეპროდუქციული პერიოდის დასაწყისამდე, როგორც ეს იყო, მაგალითად, რუსეთში პირველ მსოფლიო ომამდე (გრაფიკი 9.1). დღესდღეობით, რა თქმა უნდა, ეს აღარ არსებობს (2004 წელს ახალშობილი გოგონების 98%-ზე მეტი გადარჩა რეპროდუქციული პერიოდის დაწყებამდე), მაგრამ ნებისმიერ შემთხვევაში საჭიროა ინდიკატორი, რომელიც ასევე ითვალისწინებს სიკვდილიანობას. რეპროდუქციული პერიოდის ბოლომდე ნულოვანი სიკვდილიანობის ვარაუდის გათვალისწინებით, მოსახლეობის რეპროდუქციის მთლიანი მაჩვენებელი ბოლო დროს პრაქტიკულად არ გამოქვეყნებულა და არ გამოიყენება.

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

დიაგრამა 9.1

ქალების მიერ დაბადებული და 1 წლამდე, 10 და 15 წლამდე ასაკის ბავშვების საშუალო რაოდენობა. რუსეთი,

ქალების თაობები 1841 - 1970 წწ დაბადების

წყარო: Zakharov S.V.დემოგრაფიული გადასვლა და თაობების რეპროდუქცია რუსეთში // სტატისტიკის კითხვები. 2003. No. 11. გვ. 4. აგრეთვე: რუსეთის დემოგრაფიული მოდერნიზაცია. მ.,

2006. გვ 270-278.

მაჩვენებელი, რომელიც ასევე ითვალისწინებს სიკვდილიანობას არის მოსახლეობის რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებელი, ან სხვაგვარად ბოკ-კუჩინსკის კოეფიციენტი,შემოთავაზებული გერმანელი სტატისტიკოსისა და დემოგრაფის გ.ფ.რ. Böckh (Georg Fridrich Richard B?ckh, 1824-1907). სხვაგვარად მას უწოდებენ მოსახლეობის წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებელს. ეს უდრის ქალს სიცოცხლის განმავლობაში დაბადებული და რეპროდუქციული პერიოდის ბოლომდე გადარჩენილი გოგონების საშუალო რაოდენობას, შობადობისა და სიკვდილიანობის მაჩვენებლების გათვალისწინებით. მოსახლეობის რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებელი გამოითვლება შემდეგი სავარაუდო ფორმულით (ხუთი წლის ასაკობრივი ჯგუფების მონაცემებისთვის):

სადაც ყველა აღნიშვნა იგივეა, რაც მთლიანი კოეფიციენტის ფორმულაში, a და / 0 არის, შესაბამისად, ქალების სიკვდილიანობის ცხრილიდან ასაკობრივი ინტერვალით (x + 5) წლის განმავლობაში მცხოვრები ადამიანების რაოდენობა და / 0 არის მისი ფესვი. წილადის მნიშვნელში 1000-ის გამრავლება ემატება ქალზე წმინდა კოეფიციენტის გამოსათვლელად. მიუხედავად მისი გარკვეულწილად „საფრთხის“ გარეგნობისა, ეს ფორმულა საკმაოდ მარტივია და საშუალებას გაძლევთ გამოთვალოთ მოსახლეობის წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებელი რაიმე განსაკუთრებული სირთულეების გარეშე, განსაკუთრებით შესაბამისი პროგრამული უზრუნველყოფის გამოყენებით, მაგალითად, Microsoft Office Excel ცხრილები. გარდა ამისა, შემუშავებულია მრავალი პროგრამა, რომელიც საშუალებას გაძლევთ შეამციროთ წმინდა კოეფიციენტის გაანგარიშება საწყისი მონაცემების უბრალოდ შეყვანამდე. მაგალითად, აშშ-ს აღწერის ბიუროს საერთაშორისო პროგრამულმა ცენტრმა (IPC of US Bureau of the Census) შეიმუშავა ელექტრონული ცხრილების სისტემა PAS (Population Spreadsheets Analysis), რომელთაგან ერთ-ერთი (SP) ეფუძნება მნიშვნელობების მონაცემებს. ასაკობრივი შობადობის მაჩვენებლები და ასაკობრივ ინტერვალში მცხოვრები ადამიანების რაოდენობა (x+n)წლები ითვლის მთლიან და წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებლებს, ასევე ბუნებრივი მატების ნამდვილ მაჩვენებელს და გენერირების ხანგრძლივობას, რაც ქვემოთ იქნება განხილული.

ცხრილი 9.1 მოცემულია ასაკობრივი შობადობის კოეფიციენტის, მთლიანი და წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებლების გაანგარიშების მაგალითი

გამრავლების მაჩვენებლების გაანგარიშება

ასაკობრივი ინტერვალის დასაწყისი	ასაკობრივი შობადობის მაჩვენებელი ( 5 ASFR x)		ასაკობრივი სპეციფიკური კოეფიციენტი შობადობა გოგონები (A x 5 ASFR x)
	(1000 ქალზე,	(1 ქალზე) = გრ. 2 x 0.001	4 = (გრ. 3 x D)
მთლიანი ნაყოფიერების მაჩვენებელი (TFR= 5 x Z^SFRJ
რეპროდუქციის მთლიანი მაჩვენებელი (I «5 x L x I ^ASFR y= A x TFR)

რეპროდუქციის წმინდა სიჩქარე = Y P ~ 5 x D x Z ~ ASFR X

9 სვეტის ჯამი = Z(x+2.5) x D x 5 ASFR X x $ x

თაობის ხანგრძლივობა (დედის საშუალო ასაკი ქალიშვილის დაბადებისას)

= ((Z(x + 2.5) x L x 5 ASFR x x)/r ქ

რუსეთის მოსახლეობა 2001 წელს

ასაკობრივი ინტერვალით (x + 5) წლის განმავლობაში მცხოვრები ადამიანების რაოდენობა		წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებლის გაანგარიშება	Შუა	სიგრძის გაანგარიშება თაობებს
	6 = გრ.5 /100000 ჯფ =(5; x)	7 = გრ. 4x გრ. 6 = Ნაჯახი b ASFR x X	(* + 2,5) წელი	9 = გრ.6 x გრ.8 = = (*+ 2.5) x D x x 5 ASFR x x e A ^0
				15,292 790 146 691 8

მოსახლეობა, რომელშიც აღნიშნული პროგრამული უზრუნველყოფა არ გამოიყენება. ამ მაგალითის გამოყენებით, ისევე როგორც სახელმძღვანელოში მოცემული მსგავსი მაგალითის გამოყენებით V.A. ბორისოვი 1, თქვენ შეგიძლიათ მარტივად ისწავლოთ მოსახლეობის რეპროდუქციის ყველა ძირითადი ინდიკატორის გამოთვლა. მაგრამ, რა თქმა უნდა, მიზანშეწონილია გქონდეთ მინიმუმ გარკვეული კომპიუტერული ტექნიკა, რა თქმა უნდა, უმჯობესია გამოიყენოთ Microsoft Office Excel.

გაანგარიშება განხორციელდა შემდეგი ნაბიჯ-ნაბიჯ პროცედურის მიხედვით:

ნაბიჯი 1. მე-2 სვეტში შევიყვანთ ასაკობრივი შობადობის მაჩვენებლების მნიშვნელობებს ( , ASFR, ამ შემთხვევაში აღებულია რუსეთის 2001 წლის დემოგრაფიული წლის წიგნიდან, გვ.

ნაბიჯი 2. გამოთვალეთ მთლიანი ნაყოფიერების მაჩვენებელი (TFR).ამ რიცხვისთვის მე-2 სვეტის სტრიქონებში ვყოფთ 1000-ზე, რათა გამოვხატოთ ასაკობრივი ნაყოფიერების მაჩვენებლები 1-ის ფარდობით წილადებში (სხვა სიტყვებით რომ ვთქვათ, ჩვენ ვამცირებთ ამ მნიშვნელობებს პირობითი თაობის 1 ქალამდე). მიღებულ პირად მონაცემებს შევიყვანთ მე-3 სვეტში. ამ რიცხვების ჯამი, გამრავლებული 5-ზე, გვაძლევს საერთო შობადობის კოეფიციენტს, რომელიც უდრის 1,249-ს (ხაზგასმულია თამამი დახრილი).ეს მესამე ათწილადამდე ემთხვევა როსსტატის ოფიციალურ მონაცემებს (1.249, გვ. 94).

ნაბიჯი 3. გამოთვალეთ რეპროდუქციის მთლიანი მაჩვენებელი (/?), ან ქალიშვილების რაოდენობა, რომელიც ქალს შეეძინა მისი სიცოცხლის განმავლობაში. ამისათვის ჩვენ ვამრავლებთ მე-3 სვეტის მონაცემებს სტრიქონი-სტრიქონით ახალშობილებში გოგონების წილზე (A ~ 0,488). მე-4 სვეტის რიცხვების ჯამი, გამრავლებული 5-ზე, იძლევა საერთო რეპროდუქციის სიჩქარეს დაახლოებით 0,6095. იგივე შედეგი შეიძლება მივიღოთ მთლიანი ნაყოფიერების კოეფიციენტის უბრალოდ გამრავლებით ახალშობილებში გოგონების პროპორციით (1,249 x 0,488... ~ 0,6095).

ნაბიჯი 4. მე-5 სვეტში შევიყვანთ თითოეული ასაკობრივი ინტერვალით მცხოვრები რიცხვების მნიშვნელობებს (x + 5 წელი (X= 15, 20,..., 45) 2001 წლის რუსეთის ქალი მოსახლეობის სიკვდილიანობის ცხრილიდან. ამ რიცხვების დაყოფა სიკვდილიანობის ცხრილის ფესვებზე (ამ შემთხვევაში

100000-ზე), ვიღებთ კორექტირების უამრავ ფაქტორს -

რაც საშუალებას იძლევა გავითვალისწინოთ ქალიშვილების სიკვდილიანობის გავლენა. ჩვენ ვწერთ ამ მნიშვნელობებს მე-6 სვეტში.

ნაბიჯი 5. გამოთვალეთ რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებელი. ამისათვის ჩვენ ვამრავლებთ მე-4 სვეტის მონაცემებს სტრიქონ-სტრიქონზე მე-6 სვეტის რიცხვებზე. მე-7 სვეტის შეჯამებით მივიღებთ 0,591-ის ტოლი რეპროდუქციის წმინდა სიჩქარეს. ეს მნიშვნელობა განსხვავდება მხოლოდ 0.003-ით

ბორისოვი V.A.დემოგრაფია: სახელმძღვანელო უნივერსიტეტებისთვის. რედ. მე-3. მ., 2003, გვ 276-277. Იხილეთ ასევე: Shryock H.S., Sigel J.S.დემოგრაფიის მეთოდები და მასალები / შედედებული გამოცემა E.G. სტოკველი. N.Y. Სან ფრანცისკო; London, 1969. P. 315-316; ნიუელსი.მეთოდები და მოდელები დემოგრაფიაში. ლონდონი, 1988, გვ 106-112.

მოსახლეობის ანალიზი მიკროკომპიუტერებით. ტ. II. პროგრამული უზრუნველყოფა და დოკუმენტაცია. Wash., D.C., ნოემბერი 1994. გვ. 259-264. PAS-ის უახლესი ვერსიების ჩამოტვირთვა შესაძლებელია ვებსაიტიდან (IPC of U.S. Census): http://www.census.gov/ipc. იხილეთ აგრეთვე: საკითხავი პოპულაციის კვლევის მეთოდოლოგიაში. ტ. 5. მოსახლეობის მოდელები, პროგნოზები და შეფასებები / პროექტის რედაქტორები Bogue D.J., Arriaga E.E., and Anderton D.L. ჩიკაგო, 1993, გვ. 19-102. გამოითვლება:რუსეთის დემოგრაფიული წელიწდეული 2002. M., 2002. გვ. 136, 165, 168.

ზოგადი დემოგრაფიული მაჩვენებლები- პოპულაციაში მომხდარი მოვლენების რაოდენობის თანაფარდობა მოსახლეობის საშუალო ზომასთან, რამაც გამოიწვია ეს მოვლენები შესაბამის პერიოდში.

შობადობისა და სიკვდილიანობის უხეში მაჩვენებლები -კალენდარული წლის განმავლობაში ცოცხლად დაბადებულთა და დაღუპულთა რიცხვის თანაფარდობა საშუალო წლიურ მოსახლეობასთან, ppm-ში (%o).

ბუნებრივი მატების ზოგადი მაჩვენებელი- განსხვავება შობადობისა და სიკვდილიანობის მაჩვენებლებს შორის.

ქორწინებისა და განქორწინების საერთო მაჩვენებლები -კალენდარული წლის განმავლობაში რეგისტრირებული ქორწინებებისა და განქორწინებების რაოდენობის შეფარდება საშუალო წლიურ რიცხვთან. გამოითვლება 1000 პოპულაციაზე, ppm-ში (%o).

Მოსახლეობის ზრდის მაჩვენებელი- ზრდის აბსოლუტური მნიშვნელობების თანაფარდობა მოსახლეობის ზომასთან იმ პერიოდის დასაწყისში, რომლისთვისაც იგი გამოითვლება.

მოსახლეობის მთლიანი ზრდის ტემპი- მოსახლეობის მთლიანი ზრდის აბსოლუტური მნიშვნელობების თანაფარდობა გარკვეული პერიოდის განმავლობაში საშუალო პოპულაციასთან.

ასაკობრივი შობადობის მაჩვენებლები- წლიური შობადობის შესაბამისი რაოდენობის თანაფარდობა მოცემული ასაკობრივი ჯგუფის ქალებთან ამ ასაკის ქალების საშუალო წლიურ რაოდენობასთან (20 წლამდე ასაკობრივი ჯგუფის კოეფიციენტის გაანგარიშებისას 15-19 წლის ქალების რაოდენობა მნიშვნელად აღებულია წელი.

15-49 წლის ასაკობრივი ჯგუფის კოეფიციენტის გაანგარიშებისას მრიცხველი მოიცავს 15 წლამდე და 50 წელზე უფროსი ასაკის დედების ყველა დაბადებას).

ნაყოფიერების სპეციალური მაჩვენებელი- 15-49 წლის ასაკის 1000 ქალზე საშუალოდ დაბადებულთა რაოდენობა.

შობადობის მთლიანი მაჩვენებელი -ასაკობრივი შობადობის მაჩვენებლების ჯამი, რომელიც გამოითვლება ასაკობრივი ჯგუფებისთვის 15-49 წლის დიაპაზონში. ეს კოეფიციენტი გვიჩვენებს, თუ რამდენ ბავშვს გააჩენს ერთი ქალი, საშუალოდ, მთელი რეპროდუქციული პერიოდის განმავლობაში (15-დან 50 წლამდე), თუ ასაკობრივი შობადობის მაჩვენებელი დარჩებოდა იმ წლის დონეზე, რომლისთვისაც ეს მაჩვენებელი იყო გამოთვლილი.

მისი ღირებულება, შობადობის ზოგადი მაჩვენებლისგან განსხვავებით, არ არის დამოკიდებული მოსახლეობის ასაკობრივ შემადგენლობაზე და ახასიათებს შობადობის საშუალო მაჩვენებელს მოცემულ კალენდარულ წელს.

შობადობის მთლიანი მაჩვენებელიაჩვენებს გოგოების რაოდენობას
რომელსაც საშუალო ქალი გააჩენს ნაყოფიერების ასაკის დასრულებამდე, ხოლო ნაყოფიერების ამჟამინდელ დონეს ყოველ ასაკში მთელი ცხოვრების მანძილზე შეინარჩუნებს.

მოსახლეობის რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებელიგვიჩვენებს, საშუალოდ რამდენი გოგონა დაბადებულა ერთ ქალს სიცოცხლის განმავლობაში, გადარჩება დედის ასაკამდე მათი დაბადებისას, დაბადებისა და სიკვდილიანობის მაჩვენებლების გათვალისწინებით.

ოჯახური ნაყოფიერების მაჩვენებელი- ქორწინებაში დაბადებულთა რაოდენობის თანაფარდობა 15-49 წლის გათხოვილი ქალების რაოდენობასთან გარკვეული პერიოდის განმავლობაში (წელი).

სიცოცხლისუნარიანობის ფაქტორი- შობადობის რაოდენობა 100 სიკვდილზე.

ასაკობრივი სიკვდილიანობის მაჩვენებლები- გამოითვლება, როგორც კალენდარული წლის განმავლობაში მოცემულ ასაკში დაღუპულთა რაოდენობის თანაფარდობა მოცემული ასაკის ადამიანების საშუალო წლიურ რაოდენობასთან. (ეს მაჩვენებლები ახასიათებს სიკვდილიანობის საშუალო მაჩვენებელს თითოეულ ასაკობრივ ჯგუფში კალენდარული წლის განმავლობაში.)

Ახალშობილთა სიკვდილიანობის დონე -გამოითვლება, როგორც ორი კომპონენტის ჯამი, რომელთაგან პირველი არის ერთ წლამდე ასაკის გარდაცვალების რაოდენობის თანაფარდობა იმ წელს დაბადებულთაგან, რომლისთვისაც ეს კოეფიციენტი გამოითვლება იმავე წელს დაბადებულთა საერთო რაოდენობასთან, ხოლო მეორე კომპონენტი არის წინა წელს დაბადებულთაგან ერთ წლამდე დაღუპულთა რაოდენობის თანაფარდობა წინა წელს დაბადებულთა საერთო რაოდენობასთან. გამოითვლება 1000 ცოცხალ დაბადებულზე, ppm-ში (%o).

მოსახლეობის ბუნებრივი ზრდის ტემპი -მოსახლეობის ბუნებრივი ზრდის შეფარდება საშუალო პოპულაციასთან გარკვეული პერიოდის განმავლობაში ან სხვაობა შობადობისა და სიკვდილიანობის მაჩვენებლებს შორის. ეს კოეფიციენტი შეიძლება იყოს დადებითი, უარყოფითი ან ნულის ტოლი. გამოითვლება 1000 მოსახლეზე, ppm-ში (%o).

ქორწინების უხეში მაჩვენებელი (ან ქორწინების მაჩვენებელი) -გარკვეული პერიოდის ყველა რეგისტრირებული ქორწინების რაოდენობის თანაფარდობა ამ პერიოდის საშუალო რიცხვთან.

ქორწინების სპეციალური მაჩვენებელი- გარკვეული პერიოდის განმავლობაში ყველა რეგისტრირებული ქორწინების რაოდენობის თანაფარდობა ქორწინების ასაკის საშუალო პოპულაციასთან (16 წელი და მეტი).

განქორწინების საერთო მაჩვენებელი- ყოველწლიურად განქორწინებების რაოდენობის თანაფარდობა საშუალო წლიური მოსახლეობის 1000 ადამიანზე.

ასაკობრივი განქორწინების მაჩვენებელი -ყოველწლიურად განქორწინებათა რაოდენობის თანაფარდობა ქორწინების საშუალო ასაკის მოსახლეობასთან.

განქორწინების სპეციალური მაჩვენებელი -გამოითვლება წელიწადში დაშლილი ქორწინებების რაოდენობის გაყოფით იმ ქორწინებების რაოდენობაზე, რომლებიც შეიძლება დაიშალა (ანუ არსებული ქორწინებების რაოდენობაზე).

ოჯახის საშუალო ზომა- განისაზღვრება ყველა ოჯახის წევრთა რაოდენობის ოჯახების რაოდენობაზე გაყოფით. საპასუხო მნიშვნელობა არის ოჯახის კოეფიციენტი.

მოსახლეობის რეპროდუქციის პროცესი ადამიანთა თაობების უწყვეტი ცვლილებაა. ნაყოფიერებისა და მოკვდავობის შედეგად მშობელთა თაობები მუდმივად იცვლება მათი შვილების თაობებით. თუ მშობლების თაობები ჩანაცვლებულია ბავშვების უფრო მრავალრიცხოვანი თაობებით, მაშინ ისინი საუბრობენ გაფართოებულ რეპროდუქციაზე. თუ ბავშვების თაობები მცირეა მშობლების თაობებთან შედარებით, მაშინ ამ შემთხვევაში რეპროდუქცია ვიწროვდება. სადაც მშობლებისა და ბავშვების თაობათა რიცხვი ემთხვევა, ჩვენ ვსაუბრობთ მარტივ გამრავლებაზე.

ზოგჯერ მოსახლეობის რეპროდუქცია იდენტიფიცირებულია მოსახლეობის ზრდასთან. მაგრამ დემოგრაფიული დინამიკა დამოკიდებულია არა მხოლოდ მოსახლეობის რეპროდუქციაზე, არამედ მიგრაციულ პროცესებზეც. მხოლოდ დახურული მოსახლეობის შემთხვევაში, თუ არ არის გარე მიგრაცია, როგორც ეს პრაქტიკულად საბჭოთა კავშირში იყო, დემოგრაფიული ზრდა მთლიანად განისაზღვრება რეპროდუქციული პროცესებით. დახურული მოსახლეობის იდეალური მაგალითია მთელი მსოფლიოს მოსახლეობა.

კატეგორია „პოპულაციის რეპროდუქცია“ სამეცნიერო მიმოქცევაში შევიდა მეოცე საუკუნის დასაწყისში. უკვე 20-30-იანი წლების მიჯნაზე. მას აქტიურად იყენებდნენ საბჭოთა მეცნიერები. მაგრამ თითქმის მაშინვე გაჩნდა სპეციფიკური მახასიათებლები შიდა მეცნიერებაში მოსახლეობის რეპროდუქციის ინტერპრეტაციაში, რომლებიც დღემდე შემორჩა. უცხოელი მკვლევარებისგან განსხვავებით, ადგილობრივი დემოგრაფები უფრო დიდ ყურადღებას აქცევდნენ თაობათა ჩანაცვლების პროცესის „სოციალურ-ისტორიულ“ პირობითობას. გარდა ამისა, 1960-80-იან წლებში. შემოთავაზებულია ამ ტერმინის უფრო ფართო ინტერპრეტაციები. მოსახლეობის რეპროდუქცია წარმოდგენილი იყო მოძრაობის სამი ფორმის ერთობლიობით: ბუნებრივი (ნაყოფიერება და სიკვდილიანობა), სივრცითი (მიგრაცია) და სოციალური (სოციალური სტრუქტურების ცვლილებები, სოციალური და პროფესიული მობილურობა და ა.შ.). ზოგიერთი დემოგრაფი მიგრაციას ნაყოფიერებისა და სიკვდილიანობის გარდა რეპროდუქციულ პროცესად მიიჩნევს. თუმცა, მშობელთა თაობების შვილების თაობებით ჩანაცვლებაზე საუბარი ძნელია, რადგან მიგრანტთა უმრავლესობა სხვა ტერიტორიის მოსახლეობას წარმოადგენს. ის დემოგრაფიული დინამიკის დამოუკიდებელი წყაროა.

მოსახლეობის რეპროდუქციის, როგორც თაობათა ჩანაცვლების პროცესის განმარტება ვარაუდობს, რომ მისი ზომები უნდა იყოს სპეციალური „თაობათა“ ინდიკატორი. რეპროდუქციის ყველაზე გავრცელებული რაოდენობრივი მახასიათებლები, მათი სიმარტივისა და სტატისტიკური ინფორმაციის ხელმისაწვდომობის გამო, არის ბუნებრივი მატება და ბუნებრივი მატების კოეფიციენტი.

რუსი ისტორიკოსი მ.ნ. პოკროვსკიმ გამოიყენა სიცოცხლისუნარიანობის ინდექსი რუსეთის იმპერიაში რეპროდუქციული პროცესების დასახასიათებლად თითქმის ერთი საუკუნის განმავლობაში, მე-18 საუკუნის ბოლოდან დაწყებული. ამიტომ, ჩვენს ქვეყანაში ამ მაჩვენებელს პოკროვსკის ინდექსსაც უწოდებენ.

ცოტა ხნის წინ დაიწყო კიდევ ერთი ინდიკატორის გამოყენება, ე.წ დეპოპულაციის კოეფიციენტი. იგი წარმოადგენს გარდაცვლილთა რაოდენობის თანაფარდობას დაბადებულთა რაოდენობასთან. თუ ეს კოეფიციენტი ერთს გადააჭარბებს, ეს ნიშნავს, რომ ქვეყანაში ხდება დეპოპულაცია, ისევე როგორც დღევანდელ რუსეთში.

ბუნებრივი მატების ორივე ინდიკატორი და სიცოცხლისუნარიანობის ინდექსი ზომავს მოსახლეობის „ბუნებრივი გადაადგილების“ მაჩვენებელს და წარმოადგენს თაობათა ჩანაცვლების ზოგად მახასიათებლებს. თუ გარკვეული პერიოდის განმავლობაში დაბადებულთა რაოდენობა აღემატება დაღუპულთა რაოდენობას, მაშინ შეიძლება ვივარაუდოთ, რომ უფროსი თაობები იცვლება უფრო დიდი თაობებით შვილებისა და შვილიშვილებით. წინააღმდეგ შემთხვევაში, ძველი თაობები, ალბათ, არ ამრავლებენ საკუთარ თავს რაოდენობრივად.

ბუნებრივი მატების მაჩვენებელზე, ისევე როგორც სხვა ზოგად დემოგრაფიულ მაჩვენებლებზე, გავლენას ახდენს მრავალი სტრუქტურული ფაქტორი, რომელთაგან მთავარია მოსახლეობის ასაკობრივი შემადგენლობა. ამრიგად, ახალგაზრდა მოსახლეობას ექნება უფრო მაღალი ბუნებრივი მატება იმ პოპულაციასთან შედარებით, რომელშიც შეინიშნება სიკვდილიანობისა და ნაყოფიერების იგივე ასაკობრივი მახასიათებლები, მაგრამ უფრო მაღალი ასაკობრივი ჯგუფების წილი.

რეპროდუქციის ყველაზე ადეკვატური რაოდენობრივი მახასიათებლები არის ინდიკატორები, რომლებიც ყველაზე პირდაპირ ასახავს თაობათა ცვლილების პროცესს და არ არის დამოკიდებული მოსახლეობის ასაკობრივ სტრუქტურაზე. თაობათა ჩანაცვლების მაჩვენებლის გაზომვის ყველაზე აშკარა გზაა დედების და მათი ქალიშვილების, მამებისა და ვაჟების, მშობლებისა და მათი შვილების თაობების პირდაპირი შედარება იმ ასაკში, რომელიც დაახლოებით უდრის მშობლების საშუალო ასაკს (მამა). , დედა) მათი შვილების დაბადებისას. როგორც წესი, მოსახლეობის რეპროდუქციის მაჩვენებლები გამოითვლება არა რეალური, არამედ ჰიპოთეტური (პირობითი) თაობებისთვის. ამ უკანასკნელ შემთხვევაში, რეპროდუქციის მაჩვენებლების გამოსათვლელად, საკმარისია მონაცემების შეგროვება შობადობისა და სიკვდილიანობის ასაკობრივი დონის შესახებ კალენდარული პერიოდისთვის, მაგალითად, ერთი წლის განმავლობაში. რეალური თაობების ჩანაცვლების კოეფიციენტის შესაფასებლად აუცილებელია გქონდეთ შესაბამისი ინფორმაცია 50 წელზე მეტი თაობის სიცოცხლის პერიოდისთვის - მათი დაბადების მომენტიდან იმ მომენტამდე, როდესაც თითოეული თაობის ყველა წარმომადგენელი ტოვებს რეპროდუქციულ ასაკს.

არსებობს თაობის ჩანაცვლების კიდევ ორი ​​ინდიკატორი: მთლიანი და წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებლები. ისინი სამეცნიერო მიმოქცევაში შეიტანა გერმანელმა დემოგრაფმა რ.კუჩინსკიმ. წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებელი შეიმუშავა კუჩინსკის მასწავლებელმა, ცნობილმა გერმანელმა სტატისტიკოსმა რ.ბეკმა 1884 წელს. თუმცა, თანამედროვეებმა ვერ შეაფასეს ამ ინდიკატორის მნიშვნელობა. დემოგრაფიას ევალება რობერტ კუჩინსკის 1907 წელს სოციალური ჰიგიენისა და დემოგრაფიის მეთოთხმეტე საერთაშორისო კონგრესზე (ბერლინი) შობადობის მთლიანი მაჩვენებელი და, ცოტა მოგვიანებით, მთლიანი რეპროდუქციის მაჩვენებელი.

ნაყოფიერების მთლიანი მაჩვენებელი არის ორივე სქესის ბავშვების დაბადებების რაოდენობა, რაც ქალს შეიძლება ჰქონდეს ასაკობრივი ნაყოფიერების დაკვირვებული დონის შენარჩუნებისას. პირობითი თაობის რეპროდუქციის მთლიანი მაჩვენებელი არის გოგონების საშუალო რაოდენობა, რომელსაც შეუძლია გააჩინოს ერთი ქალი, იმ პირობით, რომ იგი გადარჩება რეპროდუქციული პერიოდის ბოლომდე და შეინარჩუნებს ნაყოფიერების ამჟამინდელ დონეს თითოეულ ასაკში. როგორც თაობის ჩანაცვლების მაჩვენებელი, მთლიან კოეფიციენტს აქვს ერთი მნიშვნელოვანი ნაკლი. სინამდვილეში, მისი გაანგარიშებისას კეთდება ვარაუდი, რომ ყველა ქალიშვილი გადარჩება რეპროდუქციული პერიოდის ბოლომდე. ამრიგად, მთლიანი მაჩვენებელი წარმოადგენს თაობის ჩანაცვლების უკიდურეს შემთხვევას. ეს ხარვეზი აღმოფხვრილია წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებელში.

თაობის ჩანაცვლების თვალსაზრისით, მოსახლეობის რეპროდუქციის წმინდა კოეფიციენტი (ჩვეულებრივ R0 ან NRR) არის გოგონების საშუალო რაოდენობა დაბადებული ერთი ქალისთვის, რომელიც გადარჩება რეპროდუქციული პერიოდის ბოლომდე ნაყოფიერების და სიკვდილიანობის მოცემულ დონეზე. თუ შესაბამისი ინფორმაცია ხელმისაწვდომია, წმინდა და მთლიანი კოეფიციენტები ასევე შეიძლება შეფასდეს მამრობითი სქესის მოსახლეობისთვის. ფაქტობრივად, წმინდა კოეფიციენტი ზომავს დედათა თაობის ქალიშვილის მიერ ჩანაცვლების მაჩვენებელს.

ვინაიდან წმინდა კოეფიციენტი მოიცავს ნაყოფიერების და სიკვდილიანობის დონეების ერთობლიობას, იგი გამოიყენება როგორც მოსახლეობის რეპროდუქციის განუყოფელი ზოგადი მახასიათებელი. თუმცა, ხშირად გვხვდება ამ ინდიკატორის არასწორი ინტერპრეტაცია. რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებელი, რომელიც გამოითვლება ჰიპოთეტური თაობისთვის, როგორც დედის თაობის შვილობილი თაობით ჩანაცვლების საზომი, აზრი აქვს მხოლოდ პოპულაციის სტაბილური მოდელის ფარგლებში. ასეთი პოპულაციის ზომა იზრდება (ან მცირდება) R0-ჯერ T დროზე, რომელიც ტოლია თაობის საშუალო სიგრძეზე. T თაობის საშუალო ხანგრძლივობა, როგორც ზემოთ აღინიშნა, გაგებულია, როგორც საშუალო დროის ინტერვალი, რომელიც აშორებს მშობლებისა და მათი შვილების თაობებს (დედები და ქალიშვილები, მამები და ვაჟები). T-ის მიახლოებით, პრაქტიკაში გამოიყენება დედის საშუალო ასაკი შვილების დაბადებისას. ამრიგად, 2000 წელს რუსეთის ფედერაციაში რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებელი 0,57-ს უდრიდა. ეს არ ნიშნავს იმას, რომ 25-30 წელიწადში ქვეყნის მოსახლეობა 43%-ით შემცირდება (რუსეთის თაობის სავარაუდო ხანგრძლივობა). ასეთი განცხადება მართალია მხოლოდ სტაბილური მოსახლეობისთვის, რაც არ არის რუსეთის მოსახლეობა.

მთლიანი რეპროდუქციის მაჩვენებლის დინამიკა სრულად შეესაბამება შობადობის მთლიანი მაჩვენებლის დინამიკას. წმინდა კოეფიციენტის მნიშვნელობა დემოგრაფიული გადასვლის დაწყებამდე ექვემდებარებოდა მნიშვნელოვან რყევებს, რაც ასახავს ეპიდემიებით, ომებით, შიმშილითა და სტიქიური უბედურებებით გამოწვეული სიკვდილიანობის მაჩვენებლის კატასტროფულ ცვლილებებს. საშუალო დონე, რომლის გარშემოც მოხდა ეს რყევები ხანგრძლივი ისტორიული პერიოდის განმავლობაში, საკმაოდ სტაბილური იყო და ოდნავ აღემატებოდა მარტივი რეპროდუქციის დონეს. დემოგრაფიული გარდამავალი პერიოდის დაწყებასთან ერთად გაიზარდა წმინდა კოეფიციენტი, რაც გამოწვეული იყო სიკვდილიანობის მნიშვნელოვანი შემცირებით. მეოცე საუკუნის ბოლოსაც კი. ზოგიერთ განვითარებად ქვეყანაში, ძირითადად არაბულ ქვეყანაში (საუდის არაბეთი, ომანი, იორდანია, იემენი და სხვ.) მისი ღირებულება 2,5-ს აღემატება. დემოგრაფიული გადასვლის დასრულებისას, წმინდა კოეფიციენტი 1-ს მიუახლოვდება. ევროპის თითქმის ყველა ქვეყანაში, მათ შორის რუსეთში, მისი ღირებულება ერთზე ნაკლებია.

ანალოგიური მიმართულებით, მეოცე საუკუნის საშინელი კატაკლიზმებით გამოწვეული ყველა რყევების გათვალისწინებით, რუსეთში მოხდა მთლიანი და წმინდა კოეფიციენტების ცვლილება. წმინდა კოეფიციენტმა მაქსიმალურ მნიშვნელობებს 20-იანი წლების შუა ხანებში მიაღწია. ბოლო საუკუნე. შემდეგ მისმა დონემ კლება დაიწყო. უკვე 1960-იანი წლების შუა ხანებიდან. წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებელი 1-ზე ნაკლები იყო, ხოლო ბუნებრივი მატების მაჩვენებლები დადებითი იყო. ეს ნიშნავს, რომ რუსეთში ოთხი ათეული წლის წინ დამკვიდრებული დემოგრაფიული რეპროდუქციის რეჟიმი არ უზრუნველყოფდა თაობების რაოდენობრივ ჩანაცვლებას.

80-იანი წლების დემოგრაფიული პოლიტიკის შედეგად შობადობის დროებითმა ზრდამ განაპირობა წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებლის უმნიშვნელო მატება, რომლის ღირებულება 1987-1988 წლებში. 1-ს გადააჭარბა. თუმცა, შემდგომ პერიოდში მისი ღირებულება 0.6-ზე დაბლა დაეცა. დეპოპულაციის მთლიანი შობადობა

მოსახლეობის პოზიტიური ზრდა გაგრძელდა 90-იანი წლების დასაწყისამდე, მიგრაციისა და ასაკობრივ სტრუქტურაში დაგროვილი ზრდის პოტენციალის წყალობით. რეპროდუქციული ასაკის ადამიანთა მნიშვნელოვანი ნაწილის მქონე პოპულაციაში, თუნდაც შობადობის მაჩვენებლით, რომელიც არ უზრუნველყოფს მარტივ რეპროდუქციას, დაბადებულთა რაოდენობა გარკვეულ ეტაპზე გადააჭარბებს სიკვდილიანობას. თუმცა, ახალგაზრდა ასაკობრივი სტრუქტურის თანდაყოლილი ზრდის პოტენციალი მალე ამოიწურება. დაბალი შობადობის და პროგრესირებადი დაბერების პროცესის პირობებში ბუნებრივი მატების დადებითი მნიშვნელობები თანდათან იცვლება უარყოფითი მნიშვნელობებით.

ჰიპოთეტური თაობებისთვის გამოთვლილ მთლიან და წმინდა კოეფიციენტებს აქვთ ყველა ნაკლოვანება, რომელიც თან ახლავს ჯვარედინი ანალიზის ყველა ინდიკატორს. მათ შეუძლიათ დემოგრაფიული განვითარების რეალური კურსის დამახინჯება, მათ დინამიკაზე გავლენას ახდენს ბაზრის ფაქტორები. როგორც ცნობილია, ამ ხარვეზების დაძლევა ხდება გრძივი ანალიზის მეთოდების გამოყენებით. ამიტომ, ჯერ კიდევ 40-იან წლებში. ფრანგმა დემოგრაფმა პ. დეპოამ შემოგვთავაზა რეალური თაობების რეპროდუქციის მაჩვენებლების შეფასება. ის იყო პირველი, ვინც მსგავსი გამოთვლები შეასრულა საფრანგეთის მოსახლეობისთვის მთელი XIX საუკუნის განმავლობაში.

რეალური თაობების წმინდა რეპროდუქციის სიჩქარის შეფასების რამდენიმე მეთოდი არსებობს. ყველაზე აშკარაა ფორმულის გამოყენება:

მხოლოდ ახლა უნდა გამოიყენოს შობადობისა და სიკვდილიანობის მაჩვენებლები რეალური თაობებისთვის. კოჰორტის სიკვდილიანობის მაჩვენებლების სრული და სანდო შეფასებები გაკეთდა მხოლოდ რამდენიმე განვითარებულ ქვეყანაში - სადაც დიდი ხანია დადგენილია მოსახლეობის სიკვდილიანობის ადეკვატური აღრიცხვა.

ფრანგი დემოგრაფი J.P. სარდონმა, კოჰორტების სიკვდილიანობისა და შობადობის შესაბამის შეფასებებზე დაყრდნობით, გამოითვალა რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებლები დასავლეთ ევროპის ქვეყნებში რეალური თაობებისთვის. შედეგები, რაც მან მიიღო, გასაოცარია. ბელგიაში, შვედეთში, შვეიცარიაში, გერმანიაში, იტალიაში, საბერძნეთში, 1901-1955 წლებში დაბადებული არც ერთი თაობა. არ არის რეპროდუცირებული რაოდენობრივად. მხოლოდ ისლანდიასა და ირლანდიაში გადააჭარბა ამ თაობების წმინდა კოეფიციენტებმა ერთს. ავსტრიაში, დიდ ბრიტანეთში, დანიაში, საფრანგეთში, ნიდერლანდებში, პორტუგალიასა და ესპანეთში მხოლოდ პირველ და მეორე მსოფლიო ომებს შორის დაბადებულ ზოგიერთ თაობას ჰქონდა ნაყოფიერების დონე, რომელიც უზრუნველყოფდა მოსახლეობის გაფართოებულ ჩანაცვლებას.

ხელმისაწვდომი გამოთვლები აჩვენებს, რომ მე-19 საუკუნეში დაბადებული კოჰორტების წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებელი 1,4 - 1,5 დონეზე იყო, ე.ი. თითოეულმა თაობამ გააჩინა 1,4-1,5-ჯერ მეტი შვილი, ვიდრე მისი მშობლების თაობა. კოჰორტები 1880-1900 წწ შობადობა გამრავლდა 10-20%-ით (NRR = 1.1 - 1.2), მაგრამ წინა თაობებთან შედარებით მათი წვლილი მოსახლეობის ზრდაში მკვეთრად შემცირდა. ამ კოჰორტების რეპროდუქციული აქტივობა მოხდა პირველი მსოფლიო ომისა და მომდევნო კრიზისულ წლებში. მეოცე საუკუნის დასაწყისში დაბადებული თაობები. აჩვენებენ წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებლის მკვეთრ ვარდნას, რომელიც აღწევს 0,65 - 0,7 დონეს 1915-1920 წლებში დაბადებული თაობებისთვის. რეპროდუქციული აქტივობის მსგავსი შედეგი შეინიშნება 1920-1930-იანი წლების თაობებისთვისაც. დაბადების. ომის შემდეგ დაბადებულმა მხოლოდ რამდენიმე თაობამ აჩვენა ოდნავ გაფართოებული რეპროდუქცია.

მოსახლეობის რეპროდუქციის ბუნების რეალური წარმოდგენის მისაღებად საჭიროა ინდიკატორები, რომლებიც არ არის დამოკიდებული ასაკობრივ-სქესობრივ სტრუქტურაზე. 1930-იანი წლების დასაწყისში. გერმანელი დემოგრაფი, ეკონომისტი, სტატისტიკოსი რ.კუჩინსკი (1876--1947) და ადგილობრივი მეცნიერი, დემოგრაფი, ჯანდაცვის ორგანიზატორი გ.ა. ბატკისმა (1895-1960) გამოიყენა ინდიკატორები, რომლებიც ნათელ სურათს აძლევენ ახალი და ძველი თაობების რაოდენობის მდგომარეობას მოსახლეობის აღწერის წლების მიმდებარე წლებში, რაც დაეხმარა იმის დადგენას, თუ რამდენად ემზადება ცოცხალი მოსახლეობა მისთვის. ჩანაცვლება:

მთლიანი ნაყოფიერების მაჩვენებელი;

მთლიანი რეპროდუქციის მაჩვენებელი;

რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებელი.

შობადობის საერთო მაჩვენებელი გვიჩვენებს საშუალოდ ერთ ქალს დაბადებული ბავშვების რაოდენობას მისი ცხოვრების მთელი ნაყოფიერი პერიოდის განმავლობაში (ანუ 15-დან 49 წლამდე). გამოითვლება ასე:

სადაც n x არის ასაკობრივი შობადობის მაჩვენებელი x წლის ასაკის ქალებისთვის.

გაანგარიშება ასევე შეიძლება განხორციელდეს ხუთწლიანი ინტერვალით:

და 10 წლის ბავშვებისთვის:

მთლიანი შობადობის კოეფიციენტის გამოთვლის მაგალითი მოცემულია ცხრილში. 1.

ცხრილი 1. ნოვოსიბირსკის რეგიონის სოფლის მოსახლეობის შობადობის მთლიანი მაჩვენებლის გაანგარიშება, 1999 წ.

როგორც ჩანს ცხრილიდან. 1, მთელი ნაყოფიერების პერიოდის განმავლობაში, ნოვოსიბირსკის რეგიონის ყოველი 1000 სოფლის ქალი გააჩენს 1404 (1403,5) შვილს, ე.ი. საშუალოდ 1,414 ქალზე ან დამრგვალებულია 140 ბავშვი 100 ქალზე.

მთლიანი შობადობის მაჩვენებელი, როგორც მოსახლეობის რეპროდუქციის მაჩვენებელი, არ არის ნაკლოვანებების გარეშე. ამდენად, ის არ ითვალისწინებს: პირველ რიგში, რომ ახალი თაობის გამრავლება შეიძლება ხასიათდებოდეს იმ გოგოების რაოდენობით, რომლებსაც თითოეული ქალი ტოვებს; მეორეც, რომ ზოგიერთი ბავშვი დაბადების მომენტში დედის ასაკამდე იღუპება, არ ტოვებს შთამომავლობას ან ტოვებს უფრო მცირე რაოდენობას მათ თანატოლებთან შედარებით, რომლებიც წარმატებით გადარჩნენ მშობიარობის პერიოდის ბოლომდე.

პირველი ნაკლი შეიძლება აღმოიფხვრას ფორმულით გამოთვლილი R b რეპროდუქციის მთლიანი სიჩქარის გამოყენებით

სადაც d არის გოგონების წილი დაბადებულებს შორის.

ცხრილში მოცემული მაგალითისთვის. 1, ხოლო d - 0.488

R b =1,4035 0,488 = 0,6849.

შესაბამისად, ყოველი 1000 ქალი ტოვებს 685 გოგონას (684,9), ე.ი. რეგიონის სოფლის მოსახლეობაში უბრალო გამრავლებაც კი არ ხორციელდება.

მთლიანი კოეფიციენტის უპირატესობა ის არის, რომ მის ღირებულებაზე გავლენას არ ახდენს მოსახლეობის შემადგენლობა სქესის მიხედვით და ის ითვალისწინებს ნაყოფიერი ასაკის ქალების ასაკობრივ შემადგენლობას. თუმცა, ის არ ითვალისწინებს ნაყოფიერი ასაკის ქალების სიკვდილიანობას.

მოსახლეობის რეპროდუქციის ყველაზე ზუსტი დახასიათებისთვის გამოიყენება წმინდა კოეფიციენტი. სტატისტიკურ ლიტერატურაში მას სუფთა ან გაწმენდილი ეწოდება. ის აჩვენებს გოგოების რაოდენობას, რომლებსაც ყოველი ქალი ტოვებს საშუალოდ, იმის გათვალისწინებით, რომ ზოგიერთი მათგანი დაბადების მომენტში დედის ასაკამდე ვერ იცოცხლებს.

თუმცა, თუ რეპროდუქციული ასაკის თითოეულ ქალს საშუალოდ შობს R ქალიშვილები, ეს არ ნიშნავს, რომ ქალიშვილების თაობის ზომა იქნება R-ჯერ მეტი ან ნაკლები დედების თაობის ზომაზე. ყოველივე ამის შემდეგ, ყველა ეს ქალიშვილი არ იცოცხლებს იმ ასაკამდე, რაც მათი დედები იყვნენ დაბადების დროს. და ყველა ქალიშვილი არ გადარჩება რეპროდუქციული პერიოდის ბოლომდე. ეს განსაკუთრებით ეხება მაღალი სიკვდილიანობის მქონე ქვეყნებს, სადაც ახალშობილი გოგონების ნახევარი შეიძლება არ გადარჩეს რეპროდუქციული პერიოდის დასაწყისამდე, როგორც ეს იყო, მაგალითად, რუსეთში პირველ მსოფლიო ომამდე. დღესდღეობით, რა თქმა უნდა, ასე აღარ არის (2004 წელს ახალშობილი გოგონების 98%-ზე მეტი გადარჩა რეპროდუქციული პერიოდის დასაწყისამდე), მაგრამ ნებისმიერ შემთხვევაში საჭიროა ინდიკატორი, რომელიც ასევე ითვალისწინებს სიკვდილიანობას. რეპროდუქციული პერიოდის ბოლომდე ნულოვანი სიკვდილიანობის ვარაუდის გათვალისწინებით, მოსახლეობის რეპროდუქციის მთლიანი მაჩვენებელი ბოლო დროს პრაქტიკულად არ გამოქვეყნებულა და არ გამოიყენება. ინდიკატორი, რომელიც ასევე ითვალისწინებს სიკვდილიანობას, არის მოსახლეობის რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებელი, ან სხვაგვარად ბოკ-კუჩინსკის კოეფიციენტი, რომელიც შემოთავაზებულია გერმანელი სტატისტიკოსისა და დემოგრაფის გ.ფ.რ. ბიოკი. სხვაგვარად მას უწოდებენ მოსახლეობის წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებელს. იგი უდრის ქალს მთელი ცხოვრების განმავლობაში დაბადებული გოგონების საშუალო რაოდენობას, რომლებიც გადარჩნენ რეპროდუქციული პერიოდის ბოლომდე, ნაყოფიერების და სიკვდილიანობის მოცემულ დონეზე.

წმინდა კოეფიციენტის Rn გამოსათვლელად გამოიყენება შემდეგი ფორმულები:

ა) ერთი წლის ასაკობრივი ჯგუფებისთვის:

სადაც n x არის ასაკობრივი კოეფიციენტები X წლის ასაკის ქალებისთვის; დ - გოგონების წილი დაბადებულებს შორის;

ცოცხალი ქალების საშუალო რაოდენობა ცხოვრების სტაციონარული პოპულაციის ცხრილებში ასაკობრივი ინტერვალით X-დან X+ 1-მდე;

ბ) ხუთი წლის ასაკობრივი ჯგუფებისთვის:

სად არის ასაკობრივი შობადობის მაჩვენებლები ქალების ასაკობრივ ჯგუფებში X-დან X + 4-მდე;

ცოცხალ ქალთა საშუალო რაოდენობა ცხოვრების ცხრილებიდან ასაკობრივ დიაპაზონში X-დან X+4-მდე (+ +1 + +2 + +3 + +4);

გ) ათი წლის ასაკობრივი ჯგუფებისთვის:

სად არის X-დან X-დან X-მდე + 9 წლამდე ასაკის ქალთა შობადობის ასაკობრივი მაჩვენებლები;

საავადმყოფო პოპულაციაში მცხოვრები ქალების საშუალო რაოდენობა გადარჩება ასაკობრივ ინტერვალში x-დან x + 9-მდე.

მაგალითი. ნოვოსიბირსკის რეგიონის სტაციონარულ პოპულაციაში ქალების რაოდენობა ცნობილია (სიცოცხლის ცხრილების მიხედვით) და ასაკობრივი შობადობის მაჩვენებლები:

მოდით გამოვთვალოთ რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებელი. განვსაზღვროთ ბავშვების „მოსალოდნელი“ რაოდენობა.

დაბადებულთა შორის გოგონების წილით d = 0,488 Rn = 135 5490,488:

100,000 = 0.66148, ან დამრგვალებულია 0.662-მდე.

შესაბამისად, ყოველი 1000 სოფლის ქალი ტოვებს მხოლოდ 662 გოგონას. პირველადი დასკვნა დასტურდება, რომ ამ პოპულაციაში დამკვიდრებულია შევიწროებული გამრავლების რეჟიმი.

წმინდა კოეფიციენტის უპირატესობა ის არის, რომ ცხოვრების ცხრილების შედგენის დროს ითვალისწინებს შობადობას ქალთა გარკვეულ ასაკობრივ ჯგუფში და მისი გაანგარიშებისას მოსახლეობის სიკვდილიანობას და მომდევნო ასაკობრივ ჯგუფში გადარჩენის ალბათობას. მხედველობაში მიიღება. სტატისტიკურ პრაქტიკაში მიღებულია შემდეგი სკალა წმინდა რეპროდუქციის სიჩქარის შესაფასებლად: Rn = 1.0-ზე ხდება მარტივი რეპროდუქცია; Rn > 1.0-ზე -- გაფართოებული, Rn-ზე< 1,0 -- суженное.

ბ.ს. იასტრემსკიმ დაამყარა კავშირი შობადობის მთლიან მაჩვენებელს, შობადობის მაჩვენებელს (შობადობის განსაკუთრებული მაჩვენებელი, შობადობის მაჩვენებელი) და მოსახლეობის რეპროდუქციის მაჩვენებლებს შორის (ცხრილები 2 და 3).

ცხრილი 2. კავშირი შობადობის მაჩვენებლებს შორის

ცხრილი 3. კავშირი შობადობასა და მოსახლეობის რეპროდუქციის მაჩვენებლებს შორის

შესაბამისად, ზღვარი ვიწრო და მარტივ რეპროდუქციას შორის მდგომარეობს მნიშვნელობებს შორის:

· შობადობის სპეციალური კოეფიციენტი 100-დან 150 ‰-მდე;

· რეპროდუქციის მთლიანი მაჩვენებელი 0,86-დან 1,29 ‰-მდე;

· შობადობის საერთო მაჩვენებელი 15-დან 22 ‰-მდე.

გამრავლების წმინდა მაჩვენებელი შეიძლება გამოითვალოს არა მხოლოდ მდედრობითი სქესის, არამედ მამრობითი სქესის მოსახლეობისთვისაც იგივე მეთოდოლოგიით. ამ შემთხვევაში გვიჩვენებს, თუ რამდენ ბიჭს ტოვებს თითოეული მამაკაცი, იმის გათვალისწინებით, რომ ზოგიერთი მათგანი დაბადების მომენტში მამის ასაკამდე ვერ იცოცხლებს.

მამრობითი სქესის მოსახლეობის წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებლის გამოსათვლელად ერთწლიანი ჯგუფების მიხედვით, შეიძლება გამოყენებულ იქნას ფორმულა:

სად არის ბავშვების ასაკობრივი შობადობის კოეფიციენტები ოჯახებში ასაკობრივი ჯგუფის მამაკაცებისთვის x წლის,

ცოცხალი კაცების რაოდენობა ცხოვრების ცხრილების სტაციონარულ პოპულაციაში ასაკობრივი ინტერვალით X წლიდან X + 1-მდე;

d M - ბიჭების წილი დაბადებულებს შორის.

გაანგარიშება ხდება ანალოგიურად ხუთ და ათი წლის ასაკობრივ ჯგუფებზე.

ცხრილი 4. საწყისი მონაცემები რეგიონის მამრობითი და მდედრობითი სქესის მოსახლეობის, ხალხის გამრავლების მაჩვენებლების გამოსათვლელად

Შენიშვნა. ასაკობრივი ჯგუფები: ქალებისთვის - 15-49 წლამდე, მამაკაცებისთვის - 18-55 წლამდე.

გამოვთვალოთ შობადობის რაოდენობა 1000 მოსახლეზე (n x) როგორც (N x:S x 1000).

Ასაკობრივი ჯგუფი
45 და უფროსი საშუალო

აქედან გამომდინარე, მთლიანი ნაყოფიერების მაჩვენებელი ფორმულის მიხედვით:

51000 ქალებისთვის:

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

მამაკაცებისთვის:

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

იმათ. ყოველი ქალი სიცოცხლის მთელ ნაყოფიერ პერიოდში საშუალოდ 3,26 შვილს ტოვებს, მამაკაცი – 3,64.

მოსახლეობის რეპროდუქციის მთლიანი მაჩვენებელი გამოითვლება ფორმულით R b =:

3,260,488 = 1,591;

3,640,512 = 1,864,

იმათ. საშუალოდ, თითოეულმა ქალმა 1591 გოგონა დატოვა, მამაკაცმა კი 1864 ბიჭი.

წმინდა კოეფიციენტის განსაზღვრაზე გადასასვლელად, გამოვთვალოთ ბავშვების "მოსალოდნელი" რაოდენობა: : 1000, მაგალითად,

ქალებისთვის: 78,3485 117: 1000 = 37,985;

მამაკაცებისთვის: 23.0487 370: 1000 =11210 და ა.შ.

რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებელი:

ფორმულა ქალებისთვის

ფორმულა მამაკაცებისთვის

შესაბამისად, ყოველი 1000 ქალი, საშუალოდ, ტოვებს 1529 გოგონას, იმის გათვალისწინებით, რომ ზოგიერთი მათგანი დაბადების მომენტში დედის ასაკს არ იცოცხლებს, ხოლო ყოველი 1000 კაცი - 1724 ბიჭი, იმ პირობით, რომ ზოგიერთი მათგანი არ იცოცხლებს მამის ასაკამდე მათი დაბადების მომენტში. მამრობითი სქესის მოსახლეობის წმინდა კოეფიციენტი 0,196 ქულით, ანუ 12,8%-ით მეტია, ვიდრე ქალის წმინდა კოეფიციენტი.

მე-20 საუკუნის მეორე ნახევარში. მსოფლიოში მოსახლეობის რეპროდუქციის სამივე მაჩვენებლის კლების ტენდენცია შეინიშნებოდა, ხოლო ეკონომიკურად განვითარებული ქვეყნებისთვის იგი აჭარბებდა მარტივი გამრავლების საზღვრებს (სურ. 1).

ბრინჯი. 1.

რუსეთის თანამედროვე დემოგრაფიულ ისტორიაში პირველი შემობრუნება იყო 1964 წელი, როდესაც რუსეთის მოსახლეობის წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებლის დაცემამ გადაკვეთა თაობის ჩანაცვლების ხაზი. იმავე წელს, სიკვდილიანობის მრუდი დაიწყო მატება, რამაც საბოლოოდ გამოიწვია რუსებისთვის სიცოცხლის ხანგრძლივობის ამჟამინდელი სამარცხვინო დონე.

X პერიოდი არის დამახასიათებელი რეზონანსული ტალღა, რომელიც გამოწვეულია 80-იანი წლების პოლიტიკითა და საბაზრო პირობებით: ნელი, მკვეთრი აწევა, მცირე ზედა პლატო და დაჩქარებული კოლაფსი საწყისი ზრდის წერტილიდან საკმაოდ ქვემოთ. საყურადღებოა ის ფაქტი, რომ მოსახლეობის გამრავლების მაჩვენებლის კოლაფსი დაიწყო „კრიმინალური ლიბერალური ხელისუფლების“ ხელისუფლებაში მოსვლამდე და საბჭოთა ხალხის სოციალურ-ეკონომიკური მდგომარეობის მკვეთრ გაუარესებამდე.

პერიოდი Y-- იყოფა ორ პოლიტიკურ ხანად: ელცინის ეპოქა, როდესაც გაიზარდა გაურკვევლობა და გაუარესდა ქვეყნის მოსახლეობის უმრავლესობის სოციალურ-ეკონომიკური მდგომარეობა; და პუტინის ეპოქა - როდესაც გაიზარდა დარწმუნებულობა, გაძლიერდა ძალაუფლების ვერტიკალი, გაუმჯობესდა სოციალურ-ეკონომიკური მდგომარეობა და გამრავლდა ხმის მიცემის უმრავლესობის ოპტიმიზმი.

გრაფიკი ნათლად აჩვენებს მრუდის ზრდას დეფოლტის შემდგომი 1999 წლიდან: ჯერ კიდევ 8 წელია მოქმედი დემოგრაფიული პოლიტიკა.

გაეროს პროგნოზით, 2010-2014 წწ. მოსახლეობის რეპროდუქციის შემცირებული რეგიონები მოიცავს უცხოურ ევროპას, საგარეო აზიას, ავსტრალიასა და ოკეანიას. ყველაზე მაღალი წმინდა კოეფიციენტი დარჩება აფრიკაში. ამერიკაში კი 109 ქალი დატოვებს 109 გოგონას.

რუსეთში ვიწრო რეპროდუქციის პროცესი ღრმავდება (იხ. ცხრილი 5.)

ცხრილი 5. მოსახლეობის წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებლის დინამიკა რუსეთის ფედერაციაში 1960 - 2000 წლებში.

ქალაქის მოსახლეობის შევიწროებული რეპროდუქცია დაიწყო 1950-იანი წლების ბოლოს, ხოლო სოფლის მოსახლეობის - 1993 წლიდან.

2000 წელს ყოველი 1000 ნაყოფიერი ასაკის ქალმა დატოვა 529 გოგონა ქალაქებში და 704 სოფლად.

დემოგრაფიული წლის წიგნის მიხედვით, შობადობის საერთო მაჩვენებელი 1991 წლიდან 2000 წლამდე დსთ-ს ქვეყნებში მერყეობდა 1,10-დან უკრაინაში 4,09-მდე თურქმენეთში. ევროპაში 1999 წელს მაჩვენებლის ყველაზე დაბალი დონე ჩეხეთს ჰქონდა - 1,12, ყველაზე მაღალი საფრანგეთი - 1,77. აზიაში 1995-2000 წლებში. უმაღლეს დონეს მიაღწია ირანმა - 5,30 და საუდის არაბეთმა - 5,80, ყველაზე დაბალი - იაპონიამ - 1,39; ჩინეთს ჰქონდა 1.80, ინდოეთს - 3.40. აფრიკაში შობადობის საერთო კოეფიციენტმა მიაღწია 3,81-ს ალჟირში, 3,74-ს ეგვიპტეში და 3,25-ს სამხრეთ აფრიკაში (1995-2000). ამერიკაში 1995-2000 წლებში. მაჩვენებლის ყველაზე დაბალი დონე კანადას ჰქონდა - 1,64, ყველაზე მაღალი - მექსიკას - 2,75; აშშ-ში -2,02; ავსტრალიაში - 1,80 (1996 წ.), ახალ ზელანდიაში - 1,97 (1997 წ.).