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 ჩვენს ქვეყანაში, ისევე როგორც სხვა 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 ინდიკატორებზე გადასვლა. ამ ინდიკატორების 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 მაჩვენებლების სახელების 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 ახალშობილთა შორის გოგონების წილი; 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 სტრიქონ-სტრიქონზე მე-3 სვეტიდან ცოცხალი ქალების რაოდენობაზე (ანუ, ამ გზით ხდება მათი გადარჩენის კორექტირება იმ დედების ასაკისთვის, 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 რეპროდუქციის მთლიანი 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 არსებულ დემოგრაფიულ ვითარებას, 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 ყოველწლიურად, 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, შობადობის მთლიანი 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 ისე, როგორც 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, რომლის წინაშეც მთელი ჩვენი საზოგადოება დგას 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. ჩვენ მიერ მიღებული ჰიპოთეზის მიხედვით მუდმივი სიკვდილიანობა 1986-1987 წლებში. ხოლო შობადობის ფაქტი 1996 წელს, მოსახლეობის წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებელი იქნებოდა 0,606 1996 წელს. ფაქტობრივად (ანუ ფაქტობრივი სიკვდილიანობით 1996 წელს) ის 0,603-ის ტოლი იყო. უკვე ამ, გულწრფელად რომ ვთქვათ, უმნიშვნელო განსხვავებიდან შეგვიძლია გამოვიტანოთ დასკვნა გაზრდილი სიკვდილიანობის როლის შესახებ იმ 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. იქსგგვ. 2	გრ. იქსგგვ. 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: განხილული 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 მთლიან 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 გაიზრდება იმაზე, რაც უკვე მიღწეულია რიგ მოწინავე ქვეყნებში ამ მხრივ - 80 წლამდე (ეს არის დონე, რომელიც მიღწეულია სკანდინავიის ქვეყნებში, საფრანგეთში, გადააჭარბა იაპონიას) , მაგრამ შობადობა დარჩებოდა 1996 წლის დონეზე, მაშინ წმინდა კოეფიციენტის მნიშვნელობა იქნებოდა 0,621 (ცხრილი 7.2. 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.

მოსახლეობის რეპროდუქციის კონცეფცია

თემა 11. მოსახლეობის რეპროდუქცია

მოსახლეობის მთავარი მახასიათებელია ის, რომ, მიუხედავად მისი ზომისა და სტრუქტურის მუდმივი ცვლილებისა, ის რჩება პოპულაციად, ე.ი. როგორც ადამიანთა თვითრეპროდუცირებადი კოლექცია . შეიძლება ითქვას ისიც, რომ მოსახლეობა ამ უწყვეტი ცვლილებების წყალობით ინარჩუნებს თავის თავს, რჩება საკუთარ თავს.

მოსახლეობის თვითგადარჩენის ამ პროცესს მისი უწყვეტი ცვლილებების დროს პოპულაციის რეპროდუქცია ეწოდება და სწორედ ეს პროცესი ქმნის დემოგრაფიის, როგორც მეცნიერების საგანს.

მოსახლეობის რეპროდუქცია- ეს არის მოსახლეობის რაოდენობისა და სტრუქტურის მუდმივი განახლება ადამიანთა თაობების შეცვლის პროცესში, შობადობისა და სიკვდილის გზით. პარამეტრების ერთობლიობა, რომელიც განსაზღვრავს ამ პროცესს, ეწოდება მოსახლეობის რეპროდუქციის რეჟიმი.

პოპულაციის რეპროდუქციის განმსაზღვრელი პარამეტრებია ნაყოფიერება და სიკვდილიანობა, წარმოდგენილი საკუთარი ინდიკატორების სახით, აგრეთვე ჩასვლისა და გამგზავრების რაოდენობა1.

როგორც წესი, მოსახლეობის რეპროდუქცია განიხილება არა მთლიანობაში, არამედ რომელიმე სქესის მიმართ, ყველაზე ხშირად ქალი. ქალი მოსახლეობის არჩევანი განპირობებულია შემდეგი ფაქტორებით:

· ქალების რეპროდუქციული პერიოდი უფრო მოკლეა, ვიდრე მამაკაცების;

· ქალის რეპროდუქციის ძირითადი პარამეტრები (ქალთან დაბადებული ბავშვების რაოდენობა, მისი დაბადებისას ასაკი და ა.შ.) ბევრად უფრო ხელმისაწვდომია, ვიდრე მსგავსი მახასიათებლები მამაკაცებისთვის, განსაკუთრებით ქორწინების გარეშე მშობიარობასთან დაკავშირებით.

ასაკის, როგორც უნივერსალური დამოუკიდებელი ცვლადის როლი დემოგრაფიულ ანალიზში და მისი მუდმივი ცვლილება (ყოველი ადამიანი გარდაუვლად ან კვდება ან ბერდება, ე.ი. უფრო მკაცრად რომ ვთქვათ, გადადის სხვა ასაკობრივ ჯგუფში) განაპირობებს, რომ მოსახლეობის რეპროდუქციის ანალიზში დიდი ყურადღება ეთმობა. ასაკობრივ ჯგუფებში ამ პროცესის შესწავლა.

მოსახლეობის რეპროდუქციის მაჩვენებლები ეხება რეალურ ან ჰიპოთეტურ კოჰორტას (თაობას), ე.ი. არსებითად კოჰორტაა.

თუ მოცემულია გარკვეული სქესის და ასაკის მიხედვით დიფერენცირებული ნაყოფიერების და სიკვდილიანობის მაჩვენებლები, აგრეთვე სქესის მეორადი თანაფარდობა, რომელიც არის უნივერსალური ბიოლოგიური მუდმივი და უდრის დაახლოებით 105-106 ბიჭის ცოცხალ დაბადებას 100 ცოცხალ დაბადებულ გოგონაზე, მაშინ ეს მთლიანად განსაზღვრავს მოსახლეობის რეპროდუქციას და მის ასაკობრივ-სქესობრივ სტრუქტურას. მოსახლეობის გამრავლების რეჟიმზე საუბრისას სწორედ ამ პარამეტრების მთლიანობა იგულისხმება.

ვინაიდან ქალის პოპულაციის რეპროდუქცია ჩვეულებრივ შესწავლილია, მთელი საკითხი დგება ქალთა ასაკობრივი სიკვდილიანობის და სხვადასხვა ასაკის ქალებში გოგონების დაბადების სიხშირის გათვალისწინებით.

სიკვდილიანობა ჩვეულებრივ იზომება გადარჩენის ასაკამდე ფუნქციის გამოყენებით Xწლები, ე.ი. ფუნქციის გამოყენებით . პრაქტიკაში, ისინი იყენებენ ასაკამდე გადარჩენილთა რიცხვს Xწლები მდედრობითი სქესის მოსახლეობის სრული სიკვდილიანობის ცხრილებიდან. ქალის სიკვდილიანობის ზოგადი მახასიათებელია ახალშობილის სიცოცხლის საშუალო ხანგრძლივობა, ე.ი. .

მოსახლეობის მთლიანი რეპროდუქციის მაჩვენებელი- ეს არის გოგონების რაოდენობა, რომლებსაც საშუალოდ ყოველი ქალი გააჩენს მთელი რეპროდუქციული პერიოდის განმავლობაში. მთლიანი კოეფიციენტის გაანგარიშებისას ვარაუდობენ, რომ ქალებს შორის სიკვდილიანობა არ არის რეპროდუქციული წლების ბოლომდე.

მოსახლეობის რეპროდუქციის მთლიანი მაჩვენებელი უდრის შობადობის მთლიან მაჩვენებელს, გამრავლებული ახალშობილებში გოგონების ამ პროპორციაზე:

სად R-მთლიანი რეპროდუქციის მაჩვენებელი; TVR -მთლიანი ნაყოფიერების მაჩვენებელი; ASVR x -ასაკობრივი შობადობის მაჩვენებლები; - გოგონების წილი ახალშობილებში.

რუსეთში, ბოლო 40 წლის განმავლობაში ახალშობილებში გოგონების პროპორციის საშუალო ღირებულება იყო დაახლოებით 0,487.

როგორც გამოთვლის ფორმულიდან ჩანს, მოსახლეობის რეპროდუქციის მთლიანი მაჩვენებელი არის შობადობის მთლიანი მაჩვენებელი, რომელიც კორექტირებულია მეორადი სქესის თანაფარდობისთვის.

მოსახლეობის რეპროდუქციის მთლიანი მაჩვენებელი შეიძლება სხვადასხვაგვარად იქნას განმარტებული:

· როგორც ასაკობრივი სტანდარტიზებული შობადობა;

· როგორც ქალიშვილების საშუალო რაოდენობა, რომელიც ქალთა ჯგუფს, რომლებმაც ერთდროულად დაიწყეს სიცოცხლე, შეიძლება შეეძინათ, თუ ისინი ყველა იცოცხლებდნენ მშობიარობის პერიოდის ბოლომდე;

· როგორც თანაფარდობა ერთი თაობის ქალების რაოდენობას შორის, მაგალითად, 15 წლის ასაკში, მათი ქალიშვილების რაოდენობას შორის იმავე ასაკში, იმ პირობით, რომ არ იქნება სიკვდილიანობა მშობიარობის პერიოდში;

· როგორც თანაფარდობა ქალის დაბადებას შორის ორ თანმიმდევრულ თაობაში, იმ ვარაუდით, რომ არავინ კვდება რეპროდუქციული პერიოდის დასაწყისსა და დასასრულს შორის.

ბოლო სამი განმარტება ჩვეულებრივ გამოიყენება რეალურ კოჰორტებზე საუბრისას.

თუმცა, თუ რეპროდუქციული ასაკის თითოეული ქალი საშუალოდ მშობიარობს რქალიშვილებო, ეს არ ნიშნავს, რომ ქალიშვილების თაობა იქნება რჯერ 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 ვერ გადარჩეს რეპროდუქციული პერიოდის დასაწყისამდე, როგორც ეს იყო, მაგალითად, რუსეთში პირველ მსოფლიო ომამდე. დღესდღეობით, რა თქმა უნდა, ეს აღარ არსებობს (1997 წელს ახალშობილი გოგონების თითქმის 98% გადარჩა რეპროდუქციული პერიოდის დასაწყისამდე, მაგრამ ნებისმიერ შემთხვევაში), საჭიროა ინდიკატორი, რომელიც ასევე ითვალისწინებს სიკვდილიანობას. რეპროდუქციული პერიოდის ბოლომდე ნულოვანი სიკვდილიანობის დაშვების გათვალისწინებით, მოსახლეობის რეპროდუქციის მთლიანი მაჩვენებელი ბოლო დროს პრაქტიკულად არ გამოქვეყნებულა და არ გამოიყენება.

მაჩვენებელი, რომელიც ასევე ითვალისწინებს სიკვდილიანობას არის მოსახლეობის რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებელი, ან სხვაგვარად, ბეკ-კუჩინსკის კოეფიციენტი . 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 5 L x fდა ლ 0 - შესაბამისად, ასაკობრივ ინტერვალში მცხოვრებთა რაოდენობა (x+5)წლები ქალთა სიკვდილიანობის ცხრილიდან. მოსახლეობის წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებლის გამოთვლის ფორმულა იყენებს ასაკობრივ ინტერვალზე მცხოვრებთა რაოდენობას (x+n)ქალთა სიკვდილიანობის ცხრილიდან წლები და არა გადარჩენის ფუნქცია, ანუ არ არის გადარჩენილი ადამიანების რაოდენობა, სანამ ის დაიწყება. (l x),რადგან ეს არის სავარაუდო ფორმულა. მკაცრი დემოსტატისტიკური ანალიზისა და დემოგრაფიის მათემატიკური აპლიკაციების დროს გამოიყენება გადარჩენის ფუნქცია. 1 (x).

მიუხედავად მისი გარკვეულწილად „საფრთხის“ გარეგნობისა, ეს ფორმულა საკმაოდ მარტივია და საშუალებას გაძლევთ გამოთვალოთ რეპროდუქციის წმინდა სიჩქარე დიდი სირთულის გარეშე, განსაკუთრებით შესაბამისი პროგრამული უზრუნველყოფის გამოყენებით, როგორიცაა 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, რომელიც ქვემოთ იქნება განხილული 3.

მაგიდაზე 7.1-ში ნაჩვენებია ასაკობრივი შობადობის კოეფიციენტის, მთლიანი და წმინდა მოსახლეობის რეპროდუქციის მაჩვენებლების გაანგარიშების მაგალითი, რომელშიც არ არის გამოყენებული ზემოაღნიშნული პროგრამული უზრუნველყოფა. ამ მაგალითის, ისევე როგორც სახელმძღვანელოში მოცემული მსგავსი მაგალითის გამოყენებით ვ.ა. ბორისოვი 4, 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 Excel.

გაანგარიშება განხორციელდა შემდეგი ნაბიჯ-ნაბიჯ პროცედურის მიხედვით:

Ნაბიჯი 1.მე-2 სვეტში ვწერთ ასაკობრივი შობადობის მაჩვენებლებს (5 ASFR X,აღებულია ამ შემთხვევაში რუსეთის ფედერაციის 1999 წლის დემოგრაფიული წლის წიგნიდან (გვ. 155**).

ნაბიჯი 2.ჩვენ ვიანგარიშებთ ნაყოფიერების მთლიან მაჩვენებელს (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 კოეფიციენტებს ჩავწერთ მე-3 სვეტში. ამ რიცხვების ჯამი, გამრავლებული 5-ზე, გვაძლევს მთლიანი შობადობის კოეფიციენტის მნიშვნელობას ტოლი 1,2415 (მონიშნულია თამამი დახრილი).ეს, მესამე ათწილადამდე, ემთხვევა რუსეთის ფედერაციის სტატისტიკის სახელმწიფო კომიტეტის ოფიციალურ მონაცემებს (1.242. თან. 90).

ნაბიჯი 3.ჩვენ ვიანგარიშებთ მთლიან რეპროდუქციის მაჩვენებელს (TO),ან ქალს სიცოცხლის განმავლობაში დაბადებული ქალიშვილების რაოდენობა. ამისათვის ჩვენ ვამრავლებთ მე-3 სვეტის მონაცემებს სტრიქონ-სტრიქონზე გოგონების წილით ახალშობილებში (D). ამ შემთხვევაში, მისი საშუალო მნიშვნელობა 1960-1998 წლებისთვის მიღებული იქნა 0,487172971301046-ის ტოლი. მე-4 სვეტის რიცხვების ჯამი, გამრავლებული 5-ზე, იძლევა 0,6048-ის ტოლი რეპროდუქციის მთლიან სიჩქარეს. იგივე შედეგი შეიძლება მივიღოთ მთლიანი შობადობის კოეფიციენტის უბრალოდ ახალშობილებში გოგონების პროპორციით (1,2415 0,487... = 0,6048) გამრავლებით.

ნაბიჯი 4.მე-5 სვეტში ჩვენ შევიყვანთ თითოეულ ასაკობრივ ინტერვალზე მცხოვრები რიცხვების მნიშვნელობებს (x + 5 წელი (x = 15, 20,..., 45) 1998 წლის რუსეთის მდედრობითი სქესის მოსახლეობის სიკვდილიანობის ცხრილიდან. მე-6 სვეტში ეს რიცხვები მცირდება ერთეულის შედარებით წილადებზე მათი გაყოფით სიკვდილიანობის ცხრილის ფესვებზე (ამ შემთხვევაში, 10000-ით). ალტერნატიული გზაა 1998 წლის ქალთა პოპულაციის სიკვდილიანობის ცხრილიდან გადარჩენილი რიცხვების ორი მიმდებარე მნიშვნელობის საშუალოდ გადარჩენა ყოველი ასაკობრივი ინტერვალის დასაწყისამდე 15-დან 50 წლამდე (გვ. 188). მიღებული საშუალოების 5-ზე გამრავლებით, ჩვენ განვსაზღვრავთ გამოთვლებისთვის საჭირო თითოეულ ასაკობრივ ინტერვალზე მცხოვრები ადამიანების რაოდენობას.

ნაბიჯი 5. ვიანგარიშებთ რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებელს. ამისათვის ჩვენ ვამრავლებთ მე-4 სვეტის მონაცემებს სტრიქონ-სტრიქონზე მე-6 სვეტის რიცხვებზე. მე-7 სვეტის შეჯამებით მივიღებთ 0,583-ის ტოლი რეპროდუქციის წმინდა სიჩქარეს. ეს მნიშვნელობა მხოლოდ 0,002-ით განსხვავდება რუსეთის ფედერაციის სტატისტიკის სახელმწიფო კომიტეტის მიერ ოფიციალურად გამოქვეყნებული მაჩვენებლისგან (1999 წლის დემოგრაფიული წლის წიგნის 0,585, გვ. 114).

რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებელი გამოითვლება პირობითი გენერირებისთვის. როგორც დედათა თაობის ქალიშვილების თაობით ჩანაცვლების საზომი, ის მოქმედებს მხოლოდ ე.წ სტაბილურ პოპულაციაზე, რომელშიც არ იცვლება გამრავლების რეჟიმი, ე.ი. შობადობა და სიკვდილიანობა. ასეთი მოსახლეობის ზომა იცვლება (ანუ იზრდება ან მცირდება). R0ათასში ერთხელ T,თაობის საშუალო სიგრძეს უწოდებენ.

მოსახლეობის რეპროდუქციის ინდიკატორების გაანგარიშება რუსეთში 1998 წლისთვის 5

ცხრილი 7.1

თაობის სიგრძე

თაობის სიგრძეარის თაობების გამყოფი დროის საშუალო ინტერვალი. ის უდრის დედათა საშუალო ასაკს ქალიშვილების დაბადებისას, რომლებიც ცხოვრობენ სულ მცირე იმ ასაკამდე, რამდენიც მათი დედები იყვნენ მათი დაბადების დროს.

თაობის ხანგრძლივობის გამოსათვლელად შეგიძლიათ გამოიყენოთ სავარაუდო ფორმულა, რომელიც მოცემულია ბევრ დემოგრაფიულ სახელმძღვანელოში 6:

სადაც ყველა აღნიშვნა იგივეა, რაც წინა ფორმულაში. როგორც ფორმულიდან ჩანს, თაობის საჭირო სიგრძე მიიღება როგორც ქალიშვილების დაბადებისას დედების ასაკის საშუალო არითმეტიკული (ამ შემთხვევაში გამოიყენება შესაბამისი ასაკობრივი ინტერვალის შუა). პროპორცია) ამ უკანასკნელთა გადარჩენის მინიმუმ იმ ასაკამდე, რომელზედაც იმყოფებოდნენ მათი დედები მათი დაბადების მომენტში. გთხოვთ გაითვალისწინოთ, რომ თაობის ხანგრძლივობის გამოთვლა სრულიად ჰგავს ბავშვის დაბადებისას საშუალო ასაკის გამოთვლას, რაც გავაკეთეთ ნაყოფიერების თავში. განსხვავება მხოლოდ გამოყენებულ სასწორებშია (ბავშვის დაბადებისას საშუალო ასაკის გამოთვლისას, როგორც გახსოვთ, ასაკობრივი შობადობის კოეფიციენტები გამოიყენებოდა წონებად) და იმაში, რომ ამ შემთხვევაში არ არის საუბარი ყველა დაბადებულ ბავშვზე. , ოღონდ მხოლოდ ქალიშვილებზე და მხოლოდ მათზე, ვინც დედის ასაკამდე მაინც გადარჩება დაბადებისას.

ახლა ისევ მაგიდას დავუბრუნდეთ. 7.1 და გადადგით ბოლო, მეექვსე ნაბიჯი.

ნაბიჯი 6.ჩვენ ვიანგარიშებთ თაობის ხანგრძლივობას, ანუ დედის საშუალო ასაკს ქალიშვილების დაბადებისას, რომლებიც ცხოვრობენ მინიმუმ იმ ასაკამდე, რამდენიც მათი დედები იყვნენ მათი დაბადების დროს. ამისათვის გაამრავლეთ მე-7 სვეტის სტრიქონების რიცხვები ყოველი ასაკობრივი ინტერვალის შუაზე (სვეტი 8) და შეიყვანეთ ისინი მე-9 სვეტში. შედეგად მიღებული პროდუქცია წარმოადგენს 1 ქალს დაბადებული ქალიშვილის მიერ დაბადებული კაცი წლების რაოდენობას. ჩვეულებრივი თაობა მოცემულ ასაკობრივ ინტერვალში და გადარჩება დედის ასაკამდე მაინც მათი დაბადების მომენტში. ამ პროდუქტების შეჯამებით, ჩვენ ვიღებთ ზემოთ მოყვანილი ფორმულის მრიცხველს გენერირების სიგრძის გამოსათვლელად, დაახლოებით ტოლია 14.8709. ეს რიცხვი არის იმ ადამიანების წლები, რომლებიც ცხოვრობდა ყველა ქალიშვილმა, რომელიც დაიბადა ჩვეულებრივი თაობის 1 ქალთან მთელი ცხოვრების განმავლობაში და გადარჩა მინიმუმ დედის ასაკამდე მათი დაბადების დროს. ამ ბოლო მნიშვნელობის გაყოფით ყველა ასეთი ქალიშვილის რაოდენობაზე, ანუ მოსახლეობის წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებელზე (0,5859), მივიღებთ 1998 წელს რუსეთში მდედრობითი სქესის თაობის საჭირო სიგრძეს. ჩვენ მიერ არჩეული მონაცემებისთვის ის უდრის. 25.38232512 წელი, ან დამრგვალებული 25 ,38 წლის.

ბუნებრივი ზრდის ჭეშმარიტი მაჩვენებელიროგორც ზემოთ აღინიშნა, მოსახლეობის წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებელი (R0)გვიჩვენებს, რომ სტაბილური პოპულაციის ზომა, რომელიც შეესაბამება რეალურს, მოცემული ზოგადი შობადობისა და სიკვდილიანობის მაჩვენებლებით, რომლებიც ვარაუდობენ უცვლელად, იცვლება (ე.ი. იზრდება ან მცირდება) რ 0 ჯერ დროში T,ანუ თაობის ხანგრძლივობისთვის. ამის გათვალისწინებით და პოპულაციის ექსპონენციალური ზრდის (კლების) ჰიპოთეზის გათვალისწინებით, ჩვენ შეგვიძლია მივიღოთ შემდეგი კავშირი, რომელიც აკავშირებს წმინდა კოეფიციენტსა და თაობის სიგრძეს. ეს ურთიერთობა გამომდინარეობს შემდეგი განტოლებიდან: Р Т = Р () R 0 = Р 0 - e g T (გაიხსენეთ თავი 3, ნაწილი, რომელიც საუბრობს ზრდისა და მოსახლეობის ზრდის ტემპებზე):

სტაბილური მოსახლეობის თეორიაში r ამ გამონათქვამებში ეწოდება მოსახლეობის ბუნებრივი ზრდის ჭეშმარიტ კოეფიციენტს (ან ა. ლოტკას კოეფიციენტი). ეს კოეფიციენტი წარმოადგენს მოსახლეობის რეპროდუქციის ეგრეთ წოდებული ინტეგრალური განტოლების ფესვს, ანუ ლოტკას განტოლებას 7. იგი ფართოდ გამოიყენება დემოგრაფიის მათემატიკურ აპლიკაციებში, განსაკუთრებით სტაბილური პოპულაციების თეორიაში. თუმცა, ჩვენ აქ არ განვიხილავთ ამ განტოლებას, რადგან ეს თემა სცილდება ჩვენი სახელმძღვანელოს ფარგლებს. დაინტერესებულ პირებს მიმართავენ დემოგრაფიის კურსს, რედ. ᲓᲐ ᲛᲔ. ბოიარსკი (M, 1985, გვ. 90-91 და 103-118), ასევე დემოგრაფიული ენციკლოპედიური ლექსიკონის (მ., 1985) და ენციკლოპედიური ლექსიკონის „მოსახლეობა“ (M, 1994) შესაბამის სტატიებს. ლოტკას განტოლების ძალიან ახლო მიახლოებითი ამოხსნისთვის ჭეშმარიტი კოეფიციენტისა და გენერირების სიგრძის, ასევე გამოთვლითი პროცედურის შესახებ იხილეთ: Shryock H.S., Sigel J.S. დემოგრაფიის მეთოდები და მასალები / შედედებული გამოცემა ე.გ. სტოკველი. N.Y., San Francisco, London, 1969. გვ. 316-31.8.

ლოტკა ალფრედ ჯეიმსი (1880-1949), ამერიკელი ბიოლოგი და დემოგრაფი. [...] ამერიკის მოსახლეობის ასოციაციის (1938-1939), ამერიკის სტატისტიკური ასოციაციის (1942) პრეზიდენტი... 1907 წელს მან აჩვენა, რომ მოსახლეობა, რომელიც იზრდება მუდმივი ტემპით და ინარჩუნებს გადაშენების მუდმივ წესრიგს, მიდრეკილია გარკვეული ასაკისკენ. შემადგენლობა და არის მუდმივი/ და ნაყოფიერების და სიკვდილიანობის მაჩვენებლები. ...პირველად მან შემოგვთავაზა მათემატიკური გამოხატულება დახურული მოსახლეობის ბუნებრივი ზრდის საკუთარი კოეფიციენტისთვის გადაშენების და მშობიარობის მუდმივი რიგით, რომლის ალგებრული გამოხატულება მოცემულია ნაშრომში „ბუნებრივი ზრდის ჭეშმარიტი კოეფიციენტის შესახებ. მოსახლეობის“ (1925), აჩვენებს ამ კოეფიციენტის კავშირს მოსახლეობის წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებელთან.. ლოტკამ შეისწავლა თაობის ცვლილების პროცესი, მისცა თანამედროვე ანალიტიკური გამოხატულება თაობის ხანგრძლივობაზე.

მოსახლეობა. ენციკლოპედიური ლექსიკონი. მ., 1994. გვ. 210.

ამერიკელი დემოგრაფის ე. კოულის მიერ შემოთავაზებული ბოლო ფორმულა, რომელიც უკვე ნაცნობია თქვენთვის ნაყოფიერების თავში, მის სტატიაში „მიახლოებითი ჭეშმარიტი კოეფიციენტების გამოთვლა“ 8, შეიძლება გამოყენებულ იქნას მოსახლეობის ბუნებრივი ზრდის ჭეშმარიტი კოეფიციენტის შესაფასებლად. გაითვალისწინეთ, რომ, როგორც ზემოთ აღინიშნა, თაობის ხანგრძლივობა არის დედის საშუალო ასაკი ქალიშვილების დაბადებისას, რომლებიც გადარჩნენ სულ მცირე იმ ასაკამდე, რაც მათი დედები იყვნენ მათი დაბადების დროს. თანამედროვე პირობებში, თაობის ხანგრძლივობა არც თუ ისე შესამჩნევად განსხვავდება ბავშვის დაბადებისას დედის საშუალო ასაკისგან*. მაშასადამე, ბოლო პარამეტრის რაიმე სახით შეფასება შესაძლებელს ხდის დაახლოებით განისაზღვროს ბუნებრივი ზრდის ჭეშმარიტი კოეფიციენტის ნიშანიც და სიდიდეც.

თუ ახლა გამოვიყენებთ ე. კოულის ფორმულას და მდედრობითი სქესის ახლად გამოთვლილ სიგრძეს გავყოფთ რეპროდუქციის წმინდა სიჩქარის ბუნებრივ ლოგარითმზე (lnO.5859 = -0.534644249954392), მივიღებთ რუსეთის მოსახლეობის ბუნებრივი ზრდის ნამდვილ ტემპს 1998 წლისთვის. პირობები. ეს მნიშვნელობა უდრის -0,0210636435922121, ანუ = -2,1%.

1998 წელს რუსეთში მოსახლეობის ბუნებრივი ზრდის კოეფიციენტის რეალური მნიშვნელობა -0,48%-ს უდრიდა, ანუ თითქმის 4,4-ჯერ ნაკლები აბსოლუტური მნიშვნელობით. ეს განსხვავება განპირობებულია რუსეთის მოსახლეობაში რეპროდუქციული ასაკის ქალების შედარებით მაღალი პროპორციით, რაც, თავის მხრივ, დაკავშირებულია შობადობის უმნიშვნელო მატებასთან 80-იანი წლების პირველ ნახევარში. გასულ საუკუნეში და წინა დემოგრაფიული ტალღების გავლენით. ჩვენი ქვეყნის რეალური ასაკობრივი სტრუქტურა უფრო ახალგაზრდაა, ვიდრე სტაბილური მოსახლეობის ასაკობრივი სტრუქტურა, რომელიც შეესაბამება შობადობისა და სიკვდილიანობის თანამედროვე პარამეტრებს. მოსახლეობამ გარკვეული ნაწილი დააგროვა ზრდის პოტენციალი,ან, უფრო ზუსტად, მოსახლეობის კლების შენელების პოტენციალი, რის გამოც ჩვენი ქვეყნის მოსახლეობა არ იკლებს ისე სწრაფად, როგორც სხვაგვარად იქნებოდა.

მაგრამ ეს მდგომარეობა ძალიან მალე დასრულდება. 80-იანი წლების მეორე ნახევარში დაწყებული ნაყოფიერების შემცირების პერიოდში დაბადებული თაობები რეპროდუქციულ ასაკში დაიწყებენ შესვლას. გასულ საუკუნეში და დღემდე გრძელდება **. შემდეგ კი დემოგრაფიული „ზრდის“ პოტენციალი ამოიწურება და ჩვენი ქვეყნის მოსახლეობის ბუნებრივი კლება, თუ ზომები არ იქნა მიღებული, კიდევ უფრო სწრაფი იქნება ( 4 -5-ჯერ უფრო სწრაფად ვიდრე ახლა). Და არა შემცვლელი მიგრაცია,რომელიც ზოგიერთი დემოგრაფი იმედოვნებს, რომ ვერ გადაარჩენს ჩვენს ქვეყანას დეპოპულაციის საშინელებისგან.

მაგალითად, იმავე 1998 წელს, დედის საშუალო ასაკი ბავშვის დაბადებისას, ს.ვ. ზახაროვი 25,34 წლის იყო. იხილეთ: რუსეთის მოსახლეობა 1999. მეშვიდე წლიური დემოგრაფიული ანგარიში / რეპ. რედ. ა.გ. ვიშნევსკი. M., 2000. გვ. 55. რუსეთის ფედერაციის სტატისტიკის სახელმწიფო კომიტეტი იძლევა 25,3 წლის მნიშვნელობას (იხ.: რუსეთის ფედერაციის დემოგრაფიული წელიწდეული 1999 წ. გვ. 170).

ბოლო ორი წლის განმავლობაში დაბადებულთა რაოდენობის ზრდა სხვა არაფერია, თუ არა არტეფაქტი.

მიუხედავად იმისა, რომ, მკაცრად რომ ვთქვათ, წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებელი არის დედის თაობის ქალიშვილების თაობით ჩანაცვლების საზომი, ის ჩვეულებრივ განიმარტება, როგორც თაობათა ჩანაცვლების მახასიათებელი მთელ პოპულაციაში (არა მხოლოდ ქალი პოპულაციაში). ამ შემთხვევაში თაობის ჩანაცვლების (პოპულაციის რეპროდუქციის) ხასიათი ფასდება შემდეგი წესით:

დაზუსტება „თაობის ხანგრძლივობის ტოლი დროის შემდეგ“ ძალიან მნიშვნელოვანია. თუ R0< 1, ეს არ ნიშნავს, რომ წელს, რომლისთვისაც გამოითვლება წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებელი, არის მოსახლეობის შემცირება, შობადობის აბსოლუტური რიცხვები და მთლიანი შობადობის მაჩვენებელი. მოსახლეობა შეიძლება გაიზარდოს საკმაოდ დიდი ხნის განმავლობაში, მიუხედავად იმისა, რომ წმინდა კოეფიციენტი 1-ზე ნაკლები ან ტოლია. ასეა, მაგალითად, რუსეთში 60-იანი წლების ბოლოდან. 1992 წლამდე ჩვენს ქვეყანაში წმინდა კოეფიციენტის ღირებულება იყო 1-ზე ნაკლები, შესაბამისად, ბუნებრივი მატების რეალური კოეფიციენტი იყო უარყოფითი, ხოლო მოსახლეობა გაიზარდა შედარებით ახალგაზრდა ასაკობრივ სტრუქტურაში დაგროვილი დემოგრაფიული ზრდის პოტენციალის გამო. მხოლოდ მაშინ, როდესაც ეს პოტენციალი ამოიწურა (და ეს მოხდა ზუსტად 1992 წელს), შობადობა უფრო ნაკლები გახდა სიკვდილიანობაზე და მოსახლეობამ დაიწყო კლება.

შეიძლება ითქვას, რომ რუსეთში დეპოპულაცია ფარული და ლატენტურიდან აშკარა და ღია გახდა. და ეს სრულიად დამოუკიდებელი იყო 90-იანი წლების კონკრეტული პოლიტიკური და სოციალურ-ეკონომიკური ვითარებისგან. გასულ საუკუნეში, რაც არ უნდა თქვან ეგრეთ წოდებულმა „ეროვნულად დაინტერესებულმა მეცნიერებმა“ და თვითგამოცხადებულმა „პატრიოტებმა“ ნებისმიერი ფერის, ულტრა მემარცხენეებიდან ულტრამემარჯვენემდე. ჩვენს ქვეყანაში მოსახლეობის დეპოპულაციის დაწყება წინასწარ განისაზღვრა იმ პროცესებით, რომლებიც ხდებოდა მოსახლეობაში მე-20 საუკუნის განმავლობაში, განსაკუთრებით ომის შემდგომ პერიოდში, როდესაც მკვეთრად დაეცა ბავშვების საჭიროება, რამაც გამოიწვია სწრაფი და ღრმა ვარდნა. შობადობა. ეს, ფაქტობრივად, ყველა განვითარებულ ქვეყანაში ხდება. მსოფლიოს ქვეყნების დაახლოებით მესამედს აქვს შობადობა იმაზე ნაკლები, ვიდრე ეს აუცილებელია მოსახლეობის მარტივი რეპროდუქციისთვის. სხვა სიტყვებით რომ ვთქვათ, ამ ქვეყნებში, ისევე როგორც რუსეთში, არის ფარული ან აშკარა დეპოპულაცია. და ამ ქვეყნების უმეტესობა არის ის, სადაც მოსახლეობის ცხოვრების დონე გაცილებით მაღალია, ვიდრე ჩვენს ქვეყანაში.

წინა აბზაცში ითქვა მოსახლეობის მარტივი გამრავლების უზრუნველსაყოფად აუცილებელ შობადობის დონეზე. ამასთან დაკავშირებით ჩნდება კითხვა, როგორ განვსაზღვროთ ნაყოფიერების ეს დონე. მასზე პასუხის გასაცემად გამოიყენება სხვადასხვა მეთოდი.

ერთ-ერთი მათგანი შესთავაზა V.N. არხანგელსკი 9. მეთოდი ეფუძნება ამჟამინდელი ნედლი შობადობის კოეფიციენტის მარტივ შედარებას მისი პირობითი მნიშვნელობით, რომელიც უდრის ნედლი სიკვდილიანობის მაჩვენებელს. მეორესა და პირველთან შეფარდება გვიჩვენებს (სინამდვილეში, ეს არის სიცოცხლისუნარიანობის ინდექსის შებრუნებული მნიშვნელობა, რომელიც განვიხილეთ თავის დასაწყისში), რამდენჯერ უნდა იყოს მთლიანი შობადობის მაჩვენებლის მნიშვნელობა, რომ გარანტირებულია ნულოვანი მოსახლეობის ბუნებრივი ზრდა მოცემულ სიკვდილიანობაზე და ამჟამინდელ ასაკობრივ სტრუქტურაზე:

სად TFR h, TFR a, GMR, GBR- შესაბამისად, მარტივი გამრავლების უზრუნველსაყოფად აუცილებელი ჰიპოთეტური ჯამური შობადობა, მიმდინარე საერთო შობადობა, საერთო სიკვდილიანობა და შობადობის მთლიანი მაჩვენებელი.

მთლიანი და წმინდა კოეფიციენტები შესაძლებელს ხდის სხვაგვარად გაკეთებას, მაგრამ ასევე საკმაოდ მარტივია ამ კითხვაზე პასუხის გაცემა. ამისათვის გამოიყენეთ წმინდა კოეფიციენტის თანაფარდობა მთლიან კოეფიციენტთან, ან შებრუნებული თანაფარდობა.

პირველი თანაფარდობა, ანუ წმინდა კოეფიციენტის თანაფარდობა მთლიან კოეფიციენტთან (R0/R), გვიჩვენებს რა არის პოტენციური მოსახლეობის რეპროდუქციის დონე, ან სხვა სიტყვებით რომ ვთქვათ, რამდენი ქალი ანაცვლებს წინა თაობის ქალებს ყოველ მომდევნო თაობაში. ერთ დაბადებულ გოგოზე 10.

ინვერსიული თანაფარდობა, ანუ მთლიანი კოეფიციენტის თანაფარდობა წმინდა კოეფიციენტთან (R/R 0),გვიჩვენებს, რამდენი გოგონა უნდა გააჩინოს ჩვეულებრივი თაობის ქალმა, რათა უზრუნველყოს მოსახლეობის მარტივი გამრავლება. ჩვეულებრივ აღინიშნება ბერძნული ასო r:

კერძოდ, ჩვენი მაგალითისთვის (იხ. ცხრილი 7.1):

აქედან ადვილია შობადობის მთლიანი მაჩვენებლის ღირებულების მიღება, რომელიც აუცილებელია მოსახლეობის მარტივი რეპროდუქციის უზრუნველსაყოფად. ამისათვის თქვენ უბრალოდ უნდა გაყოთ ეს გამოთქმა ახალშობილთა შორის გოგონების პროპორციით, ანუ მეორადი სქესის თანაფარდობით:

გაანგარიშება V.N-ის მეთოდით. არხანგელსკი იძლევა ნაყოფიერების მთლიანი მაჩვენებლის მნიშვნელობას, რომელიც აუცილებელია მარტივი გამრავლების უზრუნველსაყოფად, დაახლოებით 2,04-ის ტოლი, რაც მნიშვნელოვნად ნაკლებია. როგორც ჩანს, ეს განსხვავება აისახება იმაში, რომ მეთოდი, რომელიც დაკავშირებულია მთლიანი და წმინდა კოეფიციენტების გამოყენებასთან, იძლევა ნაყოფიერების და სიკვდილიანობის თანაფარდობას სუფთა სახით, და მეთოდი V.N. არხანგელსკი ასევე ითვალისწინებს ასაკობრივი სტრუქტურის როლს. საინტერესოა ჰიპოთეტური მთლიანი შობადობის მაჩვენებლის დინამიკის შედარება (TFR სთ),გამოითვლება ამ ორი მეთოდით, 1996-1998 წწ.

თუ გამოვიყენებთ V.A-ს გამოთვლებს. ბორისოვის, გამოდის, რომ ჰიპოთეტური მთლიანი შობადობის მაჩვენებლის მნიშვნელობა (TFR სთ),გამოითვლება V.N-ის მეთოდით. არხანგელსკი, 1996 წელს იყო დაახლოებით 2.05, ანუ ორი წლის განმავლობაში გვაქვს 0.01 კლება. ალტერნატიული მეთოდის გამოყენებით გაანგარიშება იძლევა 1996 წლის მნიშვნელობას TFR სთ,უდრის 2,12-ს, რაც, პირიქით, 0,01-ით მეტია 11-ზე. როგორც ვხედავთ, სხვადასხვა მეთოდით გამოთვლილი ჰიპოთეტური მთლიანი შობადობის მაჩვენებლის დინამიკა საპირისპირო აღმოჩნდა. იმ პერიოდში სიკვდილიანობის შემცირების კონტექსტში, ეს განსხვავება შეიძლება აიხსნას როგორც რეპროდუქციული კონტიგენტის ასაკობრივი სტრუქტურის გარკვეული გაახალგაზრდავებით, ასევე ნაყოფიერებისა და სიკვდილიანობის დინამიკაში სხვაობის ზრდით (ნაყოფიერება კიდევ უფრო სწრაფად იკლებს. ვიდრე ადრე და სიკვდილიანობაც ოდნავ შემცირდა, მაგრამ არა ასეთი პროპორციით).

რუსულ ლიტერატურაში ზოგჯერ პ-ს უწოდებენ მარტივი გამრავლების ფასად.ითვლება, რომ მისი ღირებულება ახასიათებს ე.წ. მოსახლეობის რეპროდუქციის „ეკონომიკა“, ანუ დემოგრაფიული თანაფარდობა "ღირს"და "შედეგები".შესაბამისად, "დანახარჯები" იზომება მთლიანი კოეფიციენტით, ხოლო "შედეგები" წმინდა კოეფიციენტით. უფრო მეტიც, რაც უფრო დაბალია p მნიშვნელობა და რაც უფრო ახლოს არის ის 1-თან, მით უფრო „ეკონომიურია“ მოსახლეობის რეპროდუქცია 12 . სავარაუდო „ეკონომიკური“ ტერმინოლოგიის გამოყენება მოსახლეობის რეპროდუქციაზე გარკვეულწილად უცნაური ჩანს (გაურკვეველია რა ვუყოთ ეთიკას). გარდა ამისა, როგორც ჩანს, ამ ინდიკატორის სახელი ("მარტივი რეპროდუქციის ფასი"),და მისი ინტერპრეტაციები მრავალი ჩვენი დემოგრაფის პირშია საჭირო მხოლოდ იმისთვის, რომ ჩვენთვის და ჩვენი მკითხველისთვის დავამტკიცოთ, რომ ჩვენს ქვეყანაში რეპროდუქციის მდგომარეობა შორს არის ისეთი, რამაც შეიძლება გამოიწვიოს განგაში. კონკრეტულად რა უნდა ინერვიულოთ, თუ p-ის მნიშვნელობა ჩვენს ქვეყანაში თითქმის იგივეა, რაც წინასწარᲓასავლეთის ქვეყნები. ჩვენ, ასე ვთქვათ, თუ არა უსწრებს დანარჩენ პლანეტასმაშინ, ყოველ შემთხვევაში, წინა პლანზე პროგრესული კაცობრიობა.

პროგრესში მონაწილეობა, რა თქმა უნდა, შთამბეჭდავია. მაგრამ ჩნდება კითხვა: არის ეს პროგრესი? შეიძლება თუ არა დაუცველ და სწრაფ ჩავარდნას დეპოპულაციის უფსკრულში ეწოდოს პროგრესი? სამწუხაროდ, ბევრი დემოგრაფი ან უგულებელყოფს მათ დაწყევლილიკითხვები, ან, საუკეთესო შემთხვევაში, შემრიგებელია ჩვენს ქვეყანაში არსებულ ნეგატიურ დემოგრაფიულ დინამიკასთან დაკავშირებით და უარეს შემთხვევაში, თუნდაც დღევანდელი დემოგრაფიული ტენდენციების (განსაკუთრებით შობადობის კუთხით სიტუაციის) გათვალისწინება სრულიად ნორმალურია.

ზემოთ აღწერილი მოსახლეობის რეპროდუქციის ყველა ინდიკატორი ეხება ქალის პოპულაციას. თუმცა, პრინციპში, მსგავსი ინდიკატორები (მთლიანი და წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებლები, ბუნებრივი მატების რეალური მაჩვენებელი, მამრობითი თაობის ხანგრძლივობა და ა.შ.) შეიძლება გამოითვალოს როგორც მამრობითი სქესის, ასევე მთელი პოპულაციისთვის. ბოლო წლებში მამრობითი სქესის მოსახლეობის რეპროდუქციის ანალიზი სულ უფრო ფართოვდება დემოგრაფიაში. ჩვენ ზემოთ უკვე განვიხილეთ ამ ტიპის ანალიზის ერთ-ერთი წარმატებული მაგალითი, რომელიც ჩაატარა ვ.ნ. არხანგელსკი. თუმცა მათი განხილვა ჩვენი წიგნის ფარგლებს სცილდება.

საკვანძო სიტყვები

მოსახლეობის რეპროდუქცია, თაობების ჩანაცვლება, რეპროდუქციის რეჟიმი, სიცოცხლისუნარიანობის ინდექსი, მთლიანი კოეფიციენტი, წმინდა კოეფიციენტი, სტაბილური პოპულაცია, ბუნებრივი ზრდის ჭეშმარიტი მაჩვენებელი, ლოტკას კოეფიციენტი, თაობის ხანგრძლივობა, მარტივი რეპროდუქცია, შევიწროებული რეპროდუქცია, გაფართოებული რეპროდუქცია, მარტივი რეპროდუქციის ფასი.

გადახედეთ კითხვებს

1. რა კავშირია მოსახლეობის ბუნებრივი ზრდის (კლების) და მოსახლეობის რეპროდუქციის ცნებებს შორის?

3. რა განსხვავებაა მთლიან და წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებლებს შორის?

4. რას ნიშნავს ლოტკას კოეფიციენტი და კონკრეტულად რას ნიშნავს?

5. როგორ გამოითვლება „მარტივი გამრავლების ფასი“? როგორია ამ ინდიკატორის მეთოდოლოგიური როლი?

რას ამბობს და არ ამბობს მოსახლეობის რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებელი

გარდა სრულიად გაუნათლებლებისა, ვინც დემოგრაფიულ მდგომარეობაზე საუბრობს შობადობისა და სიკვდილიანობის ზოგადი მაჩვენებლების მიხედვით, დემოგრაფიით მეტ-ნაკლებად სერიოზულად დაინტერესებული ადამიანების უმეტესობამ იცის, რომ იმისათვის, რომ სწორად ვიმსჯელოთ რა ხდება, აუცილებელია. გამოიყენეთ უფრო დახვეწილი ზომები. ეს მოიცავს, კერძოდ, შობადობის მთლიან მაჩვენებელს, სიცოცხლის ხანგრძლივობას და სიკვდილიანობის ცხრილების სხვა ფუნქციებს, ასევე მთლიან და წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებლებს.

ამ მაჩვენებლებისა და მათი დინამიკის ანალიზი საშუალებას გვაძლევს ვიმსჯელოთ რეპროდუქციული სიტუაციის ცვალებადობაზე, გავიგოთ ამ სიტუაციის სხვადასხვა კომპონენტები და შესაძლებელს ხდის შევადაროთ ქვეყნების ან რეგიონების მოსახლეობის რეპროდუქციის პირობები დროში და სივრცეში.
ასეთი ანალიზის ცენტრში დგას დემოგრაფებისთვის კარგად ცნობილი ინდიკატორი - ქალი პოპულაციის რეპროდუქციის წმინდა კოეფიციენტი (წმინდა კოეფიციენტი). ის უდრის მოცემულ პერიოდში დაბადებული გოგონების რაოდენობას (ჩვეულებრივ ერთი წელი, მაგრამ შეიძლება სხვა პერიოდის არჩევა, მაგალითად, ხუთწლიანი პერიოდი, როგორც ეს მოცემულია ცხრილში 1) და რომლებსაც აქვთ გადარჩენის შანსი - ამ პერიოდის ასაკობრივი სიკვდილიანობის მაჩვენებლები - დედობის საშუალო ასაკამდე, გამოითვლება იმავე პერიოდისთვის, ქალზე. წმინდა კოეფიციენტის გამოთვლის კომპონენტები მე-19 საუკუნის ბოლო ხუთწლიანი პერიოდისთვის დაწყებული მე-19 საუკუნის ბოლო ხუთწლიანი პერიოდით დამთავრებული მე-20 საუკუნის ბოლო ხუთწლიანი პერიოდით, მოცემულია ცხრილში. 1, თავად წმინდა კოეფიციენტის ცვლილებები ასევე ნაჩვენებია ნახ. 1. ფიგურაში წითელი ხაზი არის მარტივი გამრავლების ხაზი, გაფართოებული რეპროდუქციის შევიწროებული რეპროდუქციისგან გამიჯნული საზღვარი.

ცხრილის ბოლო სვეტში მითითებულია ბუნებრივი ზრდის ე.წ „ჭეშმარიტი“ კოეფიციენტი, ე.ი. სტაბილური მოსახლეობის ბუნებრივი მატების მაჩვენებელი, რომელიც შეესაბამება ყოველი პერიოდის ნაყოფიერების და სიკვდილიანობის ასაკობრივ ფუნქციებს. იგი გვიჩვენებს, თუ რა წლიური კოეფიციენტებით შეიძლება გაიზარდოს (შემცირდეს) მოსახლეობა ბუნებრივი ზრდის გამო, თუ ცხრილის პირველ სვეტში მითითებული საანგარიშო პერიოდისთვის ნაყოფიერების და სიკვდილიანობის მუდმივი რეჟიმი შენარჩუნებულია განუსაზღვრელი ვადით.

ცხრილი 1. მდედრობითი სქესის მოსახლეობის წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებლის კომპონენტები და ბუნებრივი მატების „ჭეშმარიტი“ მაჩვენებელი რუსეთში 100 წლის განმავლობაში

პერიოდი	ბავშვების საშუალო რაოდენობა ქალზე	მათ შორის გოგონებიც	დედის საშუალო ასაკი, წლები	დედის საშუალო ასაკამდე გადარჩენის ალბათობა*	რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებელი (2x4)	ბუნებრივი ზრდის ჭეშმარიტი კოეფიციენტი, ‰

მე-19 საუკუნის ბოლოს - მე-20 საუკუნის პირველ ათწლეულში, საუკეთესო შემთხვევაში, დაბადებული გოგონების მხოლოდ ნახევარმა მიაღწია დედობის საშუალო ასაკს, თუმცა, შობადობის კოეფიციენტით 7 ან მეტი შვილი ქალზე, მოსახლეობის რეპროდუქცია გაფართოვდა. სტაბილურად უზრუნველყოფილი რუსეთში - გოგონების ყოველი ახალი თაობა დაახლოებით 1,5-ჯერ აღემატებოდა დედის თაობას (წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებელი მერყეობდა 1,5-1,6 დიაპაზონში). შედეგად, მოსახლეობა შეიძლება გაიზარდოს ყოველწლიურად 1.4 - 1.6%-ით (ბუნებრივი მატების რეალური მაჩვენებელი იყო 14.0 -15.5 ppm). იმ დროს ნაყოფიერების ნელი კლება კომპენსირებული იყო ბავშვთა თაობების გადარჩენის თანდათანობითი გაუმჯობესებით, ისე, რომ რეპროდუქციის განუყოფელი მაჩვენებლები ცოტათი შეიცვალა.

დიაგრამა 1. რუსეთის მოსახლეობის წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებელი მეოცე საუკუნის განმავლობაში

მაჩვენებლების გლუვ ცვლილებას წყვეტს პირველი მსოფლიო ომი და სამოქალაქო ომი და თანმხლები შიმშილი და ეპიდემიები. შობადობის კლებამ და სიკვდილიანობის მდგომარეობის მკვეთრმა გაუარესებამ მოკლევადიანი დემოგრაფიული კრიზისი გამოიწვია. თუ 1915-1919 წლებში დაფიქსირებული რეპროდუქციის რეჟიმის მაჩვენებლები დიდხანს შენარჩუნდებოდა, რუსეთის მოსახლეობა წელიწადში 0,4%-ით შემცირდებოდა. შობადობის საკომპენსაციო ზრდამ და შესამჩნევმა წარმატებებმა სიკვდილიანობის შემცირებაში 1920-იან წლებში კვლავ აღადგინა მოსახლეობის რეპროდუქციის წინა მახასიათებლები. წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებლის ღირებულება, რომელიც გამოითვლება 1925-1929 წლებში, კიდევ უფრო მაღალია, ვიდრე მე-19 საუკუნის ბოლოს - 1,7, რაც თითქმის რეკორდული ღირებულება იყო რუსეთის მთელ ისტორიაში.

1930-იან წლებში თაობათა ჩანაცვლების მაჩვენებლების შემცირების ტენდენცია, რომელიც გამოწვეული იყო შობადობის შემცირებით (სიკვდილობის მდგომარეობა პრაქტიკულად არ გაუმჯობესდა), გახდა დომინანტური იმ რყევების ფონზე, რომლებიც გამოწვეული იყო იძულებითი „სოციალიზმის აშენებით“ და შიმშილით. . მეორე მსოფლიო ომი, თავის მხრივ, ზრდის რყევებს და იწვევს მორიგ დემოგრაფიულ კრიზისს. დედობის საშუალო ასაკამდე გადარჩენის ალბათობა ისევ ეცემა 37%-მდე, ხოლო შობადობა - დაახლოებით 3 ბავშვი ქალზე - აშკარად არასაკმარისია მარტივი თაობის ჩანაცვლებისთვის (დედის თაობა შეიცვალა 44%-ით ნაკლები თაობით. რიცხვი - მოსახლეობის რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებელი 1940-იანი წლების პირველ ნახევარში, ჩვენი შეფასებით, იყო 0,56). გასაგებია, რომ ასეთი რეპროდუქციის რეჟიმის შენარჩუნების შემთხვევაში, მოსახლეობა მომავალში სწრაფად დაიწყებდა კლებას - წელიწადში არანაკლებ 1,8%-ით.

ომისშემდგომ წლებში შობადობამ, მოკლევადიანი და უმნიშვნელო კომპენსატორული ზრდის შემდეგ, განაახლეს კლების ტენდენცია. ამავდროულად, ომისშემდგომი ორი ათწლეული აღინიშნა ჩვილთა სიკვდილიანობის მკვეთრი შემცირებით - 1960-იანი წლების დასაწყისისთვის გოგონას დედობის შანსი სწრაფად გაიზარდა 90-95%-მდე. სიკვდილიანობის ამ შემცირების წყალობით, გამრავლების რეჟიმი 1950-იან წლებში - 1960-იანი წლების პირველ ნახევარში მაინც უზრუნველყოფდა თაობების მარტივ ჩანაცვლებას (თითოეული ახალი თაობა ამრავლებდა მშობელს 10-20 პროცენტით). თუმცა, მაშინაც კი, ვიწრო რეპროდუქციაზე გადასვლის პერსპექტივა, როდესაც ყოველი ახალი თაობა მშობელზე მცირე რაოდენობით იქნებოდა, სულ უფრო აშკარა გახდა.

1960-იანი წლების შუა პერიოდიდან მოყოლებული, სიკვდილიანობის შემცირების ეფექტი უმნიშვნელო გახდა. ახალშობილი გოგონას გადარჩენის ალბათობის ზრდა დედობის საშუალო ასაკამდე 0,96-დან 0,98 წლამდე არ შეეძლო სერიოზულად იმოქმედოს მოსახლეობის რეპროდუქციის ინტეგრალურ მახასიათებლებზე. მე-20 საუკუნის ბოლო მესამედში და მთელი შემდგომი ისტორიული პერსპექტივისთვის რეპროდუქციის მაჩვენებლების ცვლილების გადამწყვეტი ფაქტორი არის შობადობა. და ის მხოლოდ მცირე ხნით, 1980-იანი წლების მეორე ნახევარში, გაიზარდა 2,1 ბავშვის დონემდე ქალზე (მარტივი გამრავლების ზღვარი ამჟამინდელი სიკვდილიანობის მაჩვენებლით). ამიტომ, გასაკვირი არ არის, რომ 1960-იანი წლების შუა პერიოდიდან რუსეთში დამყარდა რეპროდუქციის რეჟიმი, რომელიც არც კი უზრუნველყოფს თაობების მარტივ ჩანაცვლებას („შევიწროებული“ რეპროდუქცია). 1990-იან წლებში შობადობის დაცემამ კიდევ უფრო გაზარდა „არაგამრავლების“ ხარისხი (დღეს ბავშვების ყოველი ახალი თაობა მშობლებთან შედარებით 30-40%-ით ნაკლებია).

მას შემდეგ, რაც რუსეთის მოსახლეობა არ იყო რეპროდუცირებული ოთხი ათწლეულის განმავლობაში, მომდევნო ორი ათწლეულის განმავლობაში ბუნებრივი ზრდის გამო მისი ზრდის პერსპექტივები უმნიშვნელოა. დამატებითი მიგრაციის არარსებობის და შობადობის კოეფიციენტის შენარჩუნებისას 1990-იანი წლების მეორე ნახევრის დონეს, მოსახლეობა შეიძლება შემცირდეს წლიური ტემპით 1%-მდე წელიწადში, ხოლო ლიმიტში 2%-მდე წელიწადში, როგორც მითითებულია. ბუნებრივი მატების სტაბილური მოსახლეობის მიხედვით (20.3 1000 მოსახლეზე), ნაჩვენებია ცხრილში 1.

ცხრილში მოცემული ყველა ანალიტიკური მნიშვნელობით. 1 და ნახ. 1 ინდიკატორი, ისინი ასევე არ არიან სრულყოფილი. ეს ინდიკატორები ეხება ეგრეთ წოდებულ „პირობით“ თაობებს და არსებითად წარმოადგენს სხვა არაფერი, თუ არა მოცემულ კალენდარულ წელს მოსახლეობის რეპროდუქციის ფაქტობრივი დემოგრაფიული პირობების შეფასებას (და არა რეპროდუქციის პროცესის ფაქტობრივი პროგრესის აღწერას, როგორც ხშირად ფიქრობენ).

რეალური მოსახლეობის რეპროდუქციის რაოდენობრივი მახასიათებლები შეესაბამებოდა ამ მაჩვენებლებს მხოლოდ იმ შემთხვევაში, თუ ეს პირობები უცვლელი დარჩებოდა საკმარისად დიდი ხნის განმავლობაში. მაგრამ სინამდვილეში ისინი მუდმივად მერყეობენ და დემოგრაფიული გარდამავალი პერიოდის განმავლობაში ექვემდებარებიან ხანგრძლივ და მნიშვნელოვან მიმართულ ცვლილებებს.

ინდიკატორების პოპულარობა პირობითი თაობებისთვის („განივი“ ან განივი) აიხსნება მათი გაანგარიშების შედარებითი სიმარტივით. მაგრამ შესაძლებელია სრული და ღრმა გაგება იმისა, თუ რა ხდება რეალურად მოსახლეობის რეპროდუქციასთან დაკავშირებით, მხოლოდ მაშინ, როდესაც შესაძლებელია ინდიკატორების გამოყენება რეალური თაობებისთვის, ან კოჰორტებისთვის („გრძივი“ ან გრძივი). სწორედ ეს ინდიკატორები, ამჯერად რეალურად აღწერს რეპროდუქციული პროცესის რეალურ პროგრესს, განხილულია ამ სტატიის შემდგომ თავებში.

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

დიდი განმარტება

არასრული განმარტება ↓

მოსახლეობის რეპროდუქციის რეჟიმის ზოგადი მახასიათებელი, რომელიც გვიჩვენებს, რამდენ ქალიშვილს გააჩენს ახალშობილი გოგონების გარკვეული ნაკრები მთელი თავისი ცხოვრების განმავლობაში მოცემული ნაყოფიერებისა და სიკვდილიანობის რეჟიმის პირობებში.

დიდი განმარტება

არასრული განმარტება ↓

წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებელი

დედათა თაობის შვილობილი თაობით ჩანაცვლების რაოდენობრივი საზომი. იგი გამოითვლება როგორც ქალიშვილების საშუალო რაოდენობა, რომელიც ქალს შეეძინა მთელი ცხოვრების განმავლობაში და გადარჩა დედის ასაკამდე მათი დაბადების მომენტში, ნაყოფიერების და სიკვდილიანობის ასაკობრივი დონის გათვალისწინებით. მოსახლეობის რეპროდუქციის წმინდა კოეფიციენტი უდრის მოსახლეობის მთლიან რეპროდუქციის მაჩვენებელს, რომელიც კორექტირებულია სიკვდილიანობის ცხრილიდან გადარჩენილთა რიცხვის გამოყენებით.

დიდი განმარტება

არასრული განმარტება ↓

მოსახლეობის რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებელი

მოსახლეობის რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებელი, ბეკ-კუჩინსკის კოეფიციენტი) არის ქალის თაობის, დედების თაობის, ქალიშვილების თაობით ჩანაცვლების რაოდენობრივი საზომი. მოსახლეობის რეპროდუქციის წმინდა კოეფიციენტი (Ro) ცენტრალურ ადგილს იკავებს მოსახლეობის რეპროდუქციის მაჩვენებლების სისტემაში და წარმოადგენს მოსახლეობის რეპროდუქციის რეჟიმის ზოგად მახასიათებელს. მოსახლეობის წმინდა რეპროდუქციის მაჩვენებლის გამოსათვლელად გამოყენებისა და ფორმულის იდეა ჩამოაყალიბა გერმანელმა დემოგრაფმა და სტატისტიკოსმა რ.ბეკმა და იგი ფართოდ დაინერგა დემოგრაფიული ანალიზის პრაქტიკაში 1920-1930-იან წლებში მისმა სტუდენტმა. და მიმდევარი, გერმანელი დემოგრაფი და სტატისტიკოსი რ.კუჩინსკი და ამერიკელი დემოგრაფი და ბიოლოგი ა.ჯ. უჯრა. ამავდროულად, ფრანგი დემოგრაფი პ. დეპოა შემოგთავაზებთ რეალური თაობებისთვის მოსახლეობის რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებლის გამოთვლას. მოსახლეობის რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებელი შეიძლება გამოითვალოს როგორც ქალი, ასევე მამრობითი პოპულაციისთვის, მაგრამ უმეტეს შემთხვევაში ის გამოიყენება მდედრობითი სქესის მოსახლეობისთვის. იგი წარმოადგენს გოგონების საშუალო რაოდენობას, რომელიც დაიბადა ერთ ქალზე მის სიცოცხლეში, რომლებიც გადარჩებიან მისი რეპროდუქციული პერიოდის ბოლომდე, დაბადებისა და სიკვდილიანობის მაჩვენებლების გათვალისწინებით. ეს გაანგარიშების ფორმულა გამოიყენება ერთი წლის ასაკობრივი ინტერვალებისთვის; თუ გამოთვლაში გამოყენებული იყო სხვა ინტერვალები (მაგალითად, 5 წელი), მიღებული მნიშვნელობა უნდა გამრავლდეს შესაბამის მნიშვნელობაზე. გამარტივებული წესით, მოსახლეობის რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებელი შეიძლება გამოითვალოს ფორმულის გამოყენებით: Ro = Rlx, სადაც R არის მოსახლეობის რეპროდუქციის მთლიანი მაჩვენებელი; lx არის მშობიარობის დროს დედის საშუალო ასაკამდე გადარჩენილი ქალების რაოდენობა, რომელიც მერყეობს 26-დან 30 წლამდე. როგორც ჰიპოთეტური თაობის რეპროდუქციის საზომი, მოსახლეობის რეპროდუქციის წმინდა მაჩვენებელი მოქმედებს მხოლოდ სტაბილური პოპულაციისთვის, ანუ იმ მოსახლეობისთვის, რომლის რეპროდუქციის რეჟიმი დროთა განმავლობაში არ იცვლება. ასეთი პოპულაციის ზომა იზრდება (მცირდება) Ro-ის კოეფიციენტით T დროზე, რომელიც ტოლია თაობის საშუალო სიგრძეზე. თუ Ro > 1, მოსახლეობა იზრდება (მოსახლეობის გაფართოებული რეპროდუქცია; Ro 1-ით. ო. ზახაროვა

დიდი განმარტება

არასრული განმარტება ↓

მოსახლეობის წმინდა ჩანაცვლების კოეფიციენტი

მოსახლეობის რეპროდუქციის წმინდა თანაფარდობა, მოსახლეობის რეპროდუქციის წმინდა კოეფიციენტი, დედათა თაობის ჩანაცვლების რაოდენობრივი საზომი ცენტრის ოკუპირებული ქალიშვილებით. ადგილი მოსახლეობის რეპროდუქციის მაჩვენებლების სისტემაში; მოსახლეობის რეპროდუქციის რეჟიმის განზოგადებული მახასიათებელი, ნაყოფიერების და სიკვდილიანობის გათვალისწინებით. ნ.-კ. ვ. ნ. (R0) ჩვენთვის ცალკე გამოითვლება. თითოეული სქესი. უმეტეს შემთხვევაში, წმინდა კოეფიციენტი გამოიყენება. ჩვენზე ქალების ისტორიების რეპროდუცირება. იგი წარმოადგენს იხ. გოგონების რიცხვი, რომლებიც დაბადებულია ერთი ქალის ცხოვრებაში, რომელიც გადარჩება რეპროდუქციული პერიოდის ბოლომდე ნაყოფიერების და სიკვდილიანობის მოცემულ დონეზე:

სადაც δ არის გოგონების წილი ახალშობილებში, x არის ასაკი, f(x) არის ნაყოფიერების ასაკობრივი ფუნქცია, l(x) არის ქალის გადარჩენის ასაკობრივი ფუნქცია, a და b არის რეპროდუქციული პერიოდის საზღვრები.

ნ.-კ-ის გამოთვლები ვ. ნ. შესრულებულია სავარაუდო ფორმულის მიხედვით:

სადაც Fx არის იგივე, რაც f(x) საშუალოდ დისკრეტული ასაკობრივი ინტერვალებისთვის x-დან x + 1-მდე, ანუ ასაკობრივი კოეფიციენტები. ნაყოფიერება, Lx - საშ. ცოცხალი ქალების რაოდენობა სიკვდილიანობის ცხრილის მიხედვით ერთი და იგივე ინტერვალებით და δ აღებულია დედის ასაკისგან დამოუკიდებლად. როგორც წესი, ისინი ერთწლიან ინტერვალებთან არიან დაკავშირებული. თუ ასეთ ინტერვალამდე შემცირებული Fx და Lx მნიშვნელობები (ანუ ერთ წლამდე) ხელმისაწვდომია მხოლოდ n წლის (მაგალითად, 5 წლის) ასაკობრივი ჯგუფებისთვის, მაშინ.

თუ სიკვდილიანობის ცხრილი შეიცავს ერთწლიან Lx მნიშვნელობებს, შეგიძლიათ გამოიყენოთ მათი ჯამები ყოველი n-წლიანი ინტერვალისთვის:

ნ.-კ-ის გაანგარიშების მაგალითი. ვ. ნ. ჩვენთვის ქალთა 5 წლის ასაკობრივი ჯგუფების Fx მონაცემებზე დაყრდნობით. სსრკ 1969-1970 წლებში იხილეთ ცხრილი.

აღების δ - 0,488 (იხ. სქესის თანაფარდობა), გვაქვს R0 = 2,2815-0,488 = 1,113.

შესაძლებელია ნ.-კ-ის სავარაუდო გამოთვლა. ვ. ნ. გამარტივებული ფორმულის გამოყენებით: , სადაც R0 არის მოსახლეობის რეპროდუქციის მთლიანი მაჩვენებელი, არის ქალების რაოდენობა, რომლებიც გადარჩნენ დედის საშუალო ასაკამდე ბავშვების დაბადებისას. ეს ასაკი ოდნავ განსხვავდება და ჩვეულებრივ 28-30 წელია. თუ ავიღებთ = 30, მაშინ მოცემული მაგალითისთვის R = 1,166, l30 = 0,954 (სიკვდილობის ცხრილების მიხედვით 1968-71), R0 = 1,166*0,954 = 1,112.

გამოითვლება ჰიპოთეტურისთვის თაობა, ნ.-კ. ვ. ნ. ყველაზე სრულყოფილი ინტერპრეტაცია მიღებულია ჩვენი რეპროდუქციის მოდელის ფარგლებში, რომლის რეჟიმი არ იცვლება (სტაბილური მოსახლეობა). ნომერი როგორიც არის. იზრდება (ან მცირდება) R0-ჯერ დროის განმავლობაში T ტოლია საშუალო. თაობის სიგრძე. თუ R0 > 1, რიცხვი. ჩვენ. იზრდება (გაგრძელებული დაკვრა) თუ R00 = 1, ნომერი. ჩვენ. არ იცვლება (მარტივი რეპროდუქცია).

სტაბილურ ჩვენში. ნ.-კ. ვ. ნ. დაკავშირებულია ნამდვილ ბუნებრივ კოეფიციენტთან. ჩვენი ზრდა. r თანაფარდობით:

სადაც e არის ბუნებრივი ლოგარითმების საფუძველი. რეალურ პოპულაციაში, რომლის რეპროდუქციის რეჟიმები განუწყვეტლივ იცვლება, კავშირი პოპულაციის დინამიკასა და N.-ის მნიშვნელობას შორის. ვ. ნ. არც ისე ნათელია, რადგან ეს დინამიკა ასევე დამოკიდებულია მოსახლეობის ასაკობრივ სტრუქტურაზე, რაც, თავის მხრივ, განსაზღვრავს მოსახლეობის ზრდის პოტენციალს. თუ ეს პოტენციალი დადებითია, მაშინ ჩვენი რაოდენობა. შეიძლება გაიზარდოს მაშინაც კი, როდესაც R00>.

ღირებულება N.-k. ვ. ნ. შუადღემდე მე-19 საუკუნე მხილებული იყო საშუალება. რყევებს, მაგრამ, განსხვავებით ნაყოფიერებისა და გადარჩენის ფუნქციებისგან, რომლებიც განსაზღვრავენ ამ მნიშვნელობას, რომლებიც ავლენენ ისტორიულ. მიმართულების ცვლილებებისკენ მიდრეკილება, საშუალო დონე, რომლის გარშემოც იცვლებოდა მნიშვნელობები

ნ.-კ. ვ. ნ., ისტორიის მანძილზე შედარებით სტაბილური იყო და, როგორც წესი, ახლოს იყო ჩვენი მარტივი გამრავლების დონესთან. (R0 = 1). დემოგრაფიის საწყისი ფაზებისთვის გადასვლას ახასიათებს ნ.-მდე დროებითი მატება. ვ. ნ., განსაკუთრებით მნიშვნელოვანი განვითარებად ქვეყნებში მე-20 საუკუნეში. თუ მე-2 ტაიმში. მე-19 საუკუნე დასავლეთის ქვეყნებში ევროპას, რომელიც განიცდიდა დემოგრაფიული რევოლუციის ადრეულ ფაზებს, ჰქონდა N.-ის უმაღლესი ღირებულებები. ვ. ნ. კარგად იყვნენ. 1.5, შემდეგ მე-2 ტაიმში. მე -20 საუკუნე ზოგიერთ განვითარებად ქვეყანაში ისინი აღწევენ 3.0 ან მეტს (დემოგრაფიული აფეთქების ერთ-ერთი მთავარი გამოვლინება). განსხვავება ნ.-კ-ის მნიშვნელობებში. ვ. ნ. თანამედროვეში მსოფლიო დიდია (იხ. მოსახლეობის რეპროდუქცია). ნ.-მდე შემცირების მსოფლიო პროცესი. ვ. და. ასევე შეიძლება მიკვლეული იყოს სსრკ-ში, სადაც მისი ღირებულება შემცირდა 1,680-დან 1926-27 წლებში 1,104-მდე 1975-76 წლებში. ამავდროულად, რჩება დიდი განსხვავებები N.-ის ზომაში. ვ. ნ. საკავშირო რესპუბლიკებისთვის.

პირველად მან ჩამოაყალიბა წმინდა კოეფიციენტი. ჩვენს რეპროდუცირებას. რ ბეკი. პრაქტიკაში დემოგრაფიული. ანალიზი ნ.-კ. ვ. ნ. ფართოდ დაინერგა 20-30-იან წლებში. მე -20 საუკუნე რ.კუჩინსკი და ა.ჯ.ლოტკა (ბეკ-კუჩინსკის კოეფიციენტი). ამავე დროს ფრანგები მეცნიერმა P. Depois-მა შესთავაზა გამოთვლა N.-k. ვ. ნ. რეალური თაობებისთვის. შევაფასოთ ჩვენი საწყისი ასაკობრივი სტრუქტურის გავლენა. კოეფიციენტზე რეპროდუქცია სსრკ-ში, შემოთავაზებული იქნა ინტეგრალური კოეფიციენტი (1976). ჩვენს რეპროდუცირებას. როგორც Rs = R0 * VN, სადაც VN არის წმინდა დემოგრაფიული პოტენციალი. ზრდა. ლოგიკური ამ სქემის შემუშავება არის ა. კვაშას შესწორების შემოღება, რომელმაც შესთავაზა დემოგრაფიული პოტენციალის გამრავლება. ზრდა არ არის ჩვეულებრივი, არამედ ე.წ. გასუფთავებული წმინდა კოეფიციენტი ლ. ჰენრი, როგორც R0-ის ნამრავლი და ქალიშვილების თაობის (e´0) და დედების თაობის სიცოცხლის ხანგრძლივობის თანაფარდობა (e0). ამასთან, შესწორებული ნ.-კ. ვ. ნ. (Rk) აქვს ფორმა:

Rk = R0 * VN * e´0/e0.

დიდი განმარტება

არასრული განმარტება ↓