Стан та прогнозування народжуваності населення Російської Федерації

Стан та прогнозування народжуваності населення РФ

Москва

2007

Зміст

Зміст

Введення

Показники народжуваності населення

Загальні показники народжуваності

Спеціальний та вікової коефіцієнти народжуваності.

Сумарний і кумулятивний коефіцієнти народжуваності,

середній вік матерів при народженні дітей

Прогнозування народжуваності

Висновок

Література

Введення

Народжуваність це процес дітонародження в населенні. Вона може розглядатися тільки як масове явище, як сукупність одиничних актів народження дітей. При цьому маються на увазі тільки живонародження. Мертвонародження в показниках народжуваності не враховуються. Слід розрізняти поняття народжуваність і плодючість (у старій літературі ще можна зустріти змішання двох цих категорій). Плодючість це біологічна здатність до дітородіння, а народжуваність відноситься до фактичного дітородіння, тобто реалізації цієї здатності [1].

Якщо народжуваність являє собою сукупність дітонароджень, то самі вони є результатами репродуктивної поведінки (про це поняття мова піде нижче). На рівні сім'ї, індивідуума результатом є число народжених дітей. Важливо, до речі, завжди уточнювати, яке число дітей у сім'ї, в індивіда мається на увазі. Це може бути: число народжених дітей, число живих дітей, число живуть в сім'ї дітей, кількість дітей певного віку, наприклад, до 18 років та ін Зрозуміло, що ці показники різняться за змістом і за величиною.

Прийнято в залежності від кількості дітей, розрізняти малодетность, среднедетной і багатодітність. Під малодетностью розуміється наявність 1-2 дітей, під среднедетной - 3-4 дітей, під багатодітністю - 5 дітей і більше. Потрібно звернути увагу на те відмінність, яка має місце тут в порівнянні з практикою, наприклад, соціального захисту населення. Там до багатодітних сімей відносяться ті, хто має 3 і більше дітей.

Народжуваність, поряд зі смертністю, є основним демографічним процесом. Саме вона в даний час у нашій країні та інших індустріальних країнах робить вирішальний вплив на характер відтворення населення. Від неї, головним чином, залежить те, як у суспільстві здійснюється процес заміщення поколінь. Досить сказати, що якщо кількість дітей, народжених у середньому однією жінкою, незалежно від її шлюбного стану, не буде перевищувати приблизно 2,1 або число дітей у середньому в однієї плодовитого (тобто здатною до дітородіння) подружньої пари не буде перевищувати приблизно 2,3-2,4, то наскільки низьким не був би при цьому рівень смертності, заміщення поколінь у суспільстві відбуватися не буде і чисельність населення від покоління до покоління буде скорочуватися (слідує, правда мати на увазі, що це скорочення може гальмуватися або відкладатися на деякий час під впливом ситуації, сприятливої ​​вікової структури населення, але тільки на деякий час) [3].

Про співвідношення впливу народжуваності і смертності на відтворення населення свідчить наступне. При існуючому зараз в Росії рівні смертності для забезпечення простого відтворення населення, тобто щоб від покоління до покоління чисельність населення не скорочувалася, необхідно, щоб у середньому на одну жінку припадало 2,11 народжених дітей. Якщо ж вдалося б скоротити рівень смертності в 1,5 рази, то цей показник скоротився б всього лише до 2,09.

У зв'язку з цим народжуваності відводиться особливе місце в демографічній політиці. Від того, чи вдасться істотно змінити її рівень і тенденції, вирішальним чином залежать перспективи демографічної динаміки, зміни чисельності населення і його складу, майбутнє нашої країни.

Для того щоб підвищувалася народжуваність, треба дуже добре уявляти собі, від чого залежить її рівень, кількість дітей в сім'ях, що визначає те чи інше репродуктивна поведінка. Це, у свою чергу, передбачає всебічний і глибокий аналіз народжуваності та репродуктивного поведінки з використанням різних показників та джерел інформації.

Показники народжуваності населення

Загальні показники народжуваності

До загальних показників народжуваності відносяться абсолютне число народжених і загальний коефіцієнт народжуваності. Іноді народжуваність ототожнюють з числом народжених. Наприклад, говорять або пишуть, що підвищився рівень народжуваності або що в одній території він вище, ніж в іншій. На підтвердження цього наводяться абсолютні числа народжених. Насправді цей показник абсолютно не інформативний і сам по собі не придатний для аналізу народжуваності. Зрозуміло, що чим більше чисельність населення, тим більше, за інших рівних умов, буде і кількість тих чи інших подій в цьому населенні. У більшій сукупності населення буде більше випадків дітонароджень, більше абсолютне число народжених [10].

Абсолютне число народжених може бути використано лише для розрахунку інших показників народжуваності або для визначення абсолютної величини природного приросту (у цьому випадку з числа народжених віднімається число померлих) [5].

Загальний коефіцієнт народжуваності краще, ніж абсолютне число народжених. Однак і цей показник для серйозного аналізу народжуваності непридатний. Справа в тому, що реально в процесі дітонародження бере участь не все населення, а тільки жінки репродуктивного (дітородного, фертильного) віку ^1.

Спеціальний та вікової коефіцієнти народжуваності.

Більш адекватну характеристику рівня народжуваності дає використання спеціального та вікових коефіцієнтів народжуваності. Спеціальний коефіцієнт народжуваності істотно краще загального коефіцієнта. Він адекватніше характеризує справжній рівень народжуваності, у меншій мірі залежить від особливостей вікового складу населення. Проте все ж таки залежить. Справа в тому, що навіть усередині вікової групи 15-49 років інтенсивність дітонародження, природно, різниться за віком. Залежно від рівня народжуваності і, особливо, віку вступу в шлюб максимальні показники народжуваності мають місце у жінок у вікових групах 20-24 роки або 25-29 років. Далі з віком інтенсивність дітонародження у жінок зменшується. У зв'язку з цим зрозуміло, що чим більше серед жінок дітородного віку буде тих, кому 20-29 років, тим вище, при інших рівних умовах, буде величина спеціального коефіцієнта народжуваності.

Ще точніше, в порівнянні зі спеціальним коефіцієнтом народжуваності, характеризують народжуваність вікові коефіцієнти. По суті справи, спеціальний коефіцієнт народжуваності можна розглядати як окремий випадок вікового. Просто вікова група тут дуже велика. Вона становить 35 років, тоді як зазвичай вікові коефіцієнти народжуваності розраховуються за п'ятирічними або однорічним віковим групам.

Використання вікових коефіцієнтів при динамічних чи територіальних зіставленнях рівня народжуваності дозволяє усунути вплив вікового складу жінок репродуктивного віку, оцінити відмінності або зміни у віковій моделі народжуваності. Крім того, на їх основі розраховуються сумарний коефіцієнт народжуваності та показники відтворення населення, про яких мова піде надалі.

Більший приріст показників народжуваності в більш старшому віці зберігся і після 1999 р., коли рівень народжуваності в Росії кілька збільшувався. У 15-19-річних жінок у 2003 р. коефіцієнт народжуваності був нижче, ніж у 1999 р., на 6,4%. У всіх інших віках народжуваність в 2003 р. була вищою, ніж у 1999 р.: 20-24 роки - на 2,1%, 25-29 років - на 20,1%, 30-34 роки - на 34,9% , 35-39 років - на 41,6%, 40-44 роки - на 22,7%.

Таким чином, у 30-39-річних жінок показник народжуваності в 2003 р. виріс більш ніж на третину в порівнянні з 1999 р. і повернувся до рівня початку 1990-х рр.. Те ж мало місце і у віковій групі 25-29 років, тоді як у жінок молодше 25 років коефіцієнти народжуваності зараз істотно нижче тих, які були 10 років тому. Настільки різна динаміка показників народжуваності у жінок різного віку призвела до суттєвої зміни форми кривої вікових коефіцієнтів народжуваності, зміщення значної частки народжень до більш старших віком. Якщо в 1994 р. коефіцієнт народжуваності у віковій групі 25-29 років становив 55,9% від величини цього показника у віці 20-24 роки, то в 2003 р. - 82,3%.

Вікова модель народжуваності суттєво різниться зараз по регіонах Росії. У ряді регіонів (наприклад, Москва, Санкт-Петербург, Томська область) коефіцієнти народжуваності у 25-29-річних жінок вища, ніж у віці 20-24 роки, тоді як є регіони, де показник народжуваності у віці 25-29 років становить менше 70% від його величини у віці 20-24 роки (наприклад, Республіка Мордовія, Курська та Тамбовська області).

Зупинимося на можливостях використання індексного методу при динамічних чи територіальних зіставленнях рівня народжуваності. Цей метод, який використовується у відношенні загальних коефіцієнтів народжуваності, дозволяє визначити, якою мірою зміна загальних коефіцієнтів народжуваності в динаміці або відмінність величини цього показника для одного населення від його величини для іншого населення пов'язано зі зміною чи відмінностями власне інтенсивності дітонародження, а в якій мірі - зі зміною чи відмінностями статево-вікової структури населення. Розрахунок проводиться за такою формулою [7]:

n ¹ S f _х ¹ * w _х ⁰ n ¹

--- = ----------- * -----------

n ⁰ n ⁰ S f _х ¹ * w _х ⁰

де n ¹ - загальний коефіцієнт народжуваності поточного періоду (для динамічних індексів) або аналізованого населення (для територіальних індексів);

n ⁰ - загальний коефіцієнт народжуваності базисного періоду (для динамічних індексів) або населення, що використовується в якості бази порівняння (для територіальних індексів);

f _х ¹ - вікові коефіцієнти народжуваності поточного періоду (для динамічних індексів) або аналізованого населення (для територіальних індексів) (в ‰);

w _х ⁰ - частка жінок кожної вікової групи в загальній чисельності населення базисного періоду (для динамічних індексів) або населення, що використовується в якості бази порівняння (для територіальних індексів) (у частках одиниці).

Загальні коефіцієнти народжуваності доступні практично завжди й потрібно зробити додатковий розрахунок тільки по формулі: S f _х ¹ * w _х ^0. Для такого розрахунку необхідні вікові коефіцієнти народжуваності поточного періоду або аналізованого населення, а половозрастная структура населення, навпаки, базисного періоду або населення, використовуваного для порівняння.

Тепер про те, що показують дані індекси [8].

Перший індекс (n ¹ / n ⁰⁾ показує зміну загального коефіцієнта народжуваності (для динамічних індексів) або відмінність величини цього показника для аналізованого населення від його величини для населення, що використовується в якості бази порівняння (для територіальних індексів).

Другий індекс ((S f _х ¹ * w _х ⁰⁾ / n ⁰⁾ свідчить про внесок вікових коефіцієнтів народжуваності в відмінність загальних коефіцієнтів. Він показує, яким було б зміна загального коефіцієнта народжуваності (для динамічних індексів) або відмінність його від показника для іншого населення (для територіальних індексів), якщо б змінювалася або розрізнялася тільки власне інтенсивність дітонародження, а половозрастная структура населення залишалася незмінною або була б однаковою у обох населений.

Третій індекс (n ¹ / (S f _х ¹ * w _х ⁰⁾⁾ свідчить про внесок статево-віковою структури на відміну загальних коефіцієнтів народжуваності. Він показує, яким було б зміна загального коефіцієнта народжуваності (для динамічних індексів) або відмінність його від показника для іншого населення (для територіальних індексів), якщо б змінювалася або розрізнялася тільки статево-вікова структура населення, а власне інтенсивність дітонародження залишалася незмінною або була б однаковою у обох населений.

Використовуючи індексний метод, визначимо внесок зміни вікових коефіцієнтів народжуваності і половозрастного складу населення в підвищення загального коефіцієнта народжуваності в Росії. У 2003 р. в порівнянні з 1999 р. загальний коефіцієнт народжуваності збільшився на 22,9%. Понад половини цього приросту викликано зростанням вікових коефіцієнтів народжуваності (табл.1).

Таблиця 1

Індекси динаміки загального коефіцієнта народжуваності в Російській Федерації в 1999-2003 рр..

Сумарний і кумулятивний коефіцієнти народжуваності,

середній вік матерів при народженні дітей

Одним з найважливіших показників народжуваності є сумарний коефіцієнт. У порівнянні з досить адекватно характеризують рівень народжуваності віковими коефіцієнтами, сумарний коефіцієнт народжуваності має, щонайменше, трьома достоїнствами [9].

По-перше, на відміну від вікових коефіцієнтів, яких виявляється 7 при п'ятирічних вікових групах або 35 при однорічної вікової угрупованню, сумарний коефіцієнт характеризує рівень народжуваності одним числом.

По-друге, він більш зрозумілий за змістом, так як показує не, часто погано усвідомлюване, число народжень у розрахунку на 1000 жінок певного віку, а середня кількість дітей народжених однією жінкою.

По-третє, цей коефіцієнт характеризує не тільки рівень народжуваності, але і відтворення населення. Вище вже зазначалося, що сумарний коефіцієнт народжуваності рівний приблизно 2,1, по суті справи, відокремлює просте відтворення населення (коли чисельність населення від покоління до покоління не змінюється) від звуженого (при якому кожне нове покоління по чисельності виявляється менше попереднього).

Для загальної характеристики рівня народжуваності, в першу чергу, доцільно використовувати сумарний коефіцієнт народжуваності ^2.

Прогнозування народжуваності

Для прогнозування використовують регресійний аналіз. На сайті

http://www.labourmarket.ru/Pages/Levels/f_demogr.htm знайдемо статистику кількості новонароджених.

Побудуємо графік

У 2004 році бачимо викид. Хоча загалом бачимо лінійну залежність від часу. Тому згладимо цей викид, узявши замість нього середнє арифметичне значень у 2003 та 2005 роках. Побудуємо регресію за часом починаючи з 1999 року, коли почався підйом в економіці і стався перелом в тенденції народжуваності. Будемо обчислювати в тис.осіб. Для регресії виду знайдемо коефіцієнти за формулами [11]

Обчислимо

Тоді

Звідки Тоді лінійна регресія буде мати вигляд

Сенс коефіцієнта beta полягає в тому, що при зміні значення X на 1 одиницю Y змінюється на 50 одиниць. Намалюємо точки і регресію:

Знайдемо оцінки дисперсій коефіцієнтів регресії

за формулами

Отримаємо Підрахуємо оцінку дисперсії помилки, тобто

рівень довіри . Кількість ступенів свободи = 6. Критичне значення статистики Стьюдента

Довірчий інтервал [6] для beta

дорівнює . Не можемо на даному рівні значущості прийняти гіпотезу beta = 0 так як не потрапляє в довірчий інтервал. Довірчий інтервал для alpha дорівнює Ми не можемо на даному рівні значущості прийняти гіпотезу alpha = 0 тому не потрапляє в довірчий інтервал. Коефіцієнт кореляції

показує, що зв'язок сильна. Коефіцієнт детермінації показує, що регресія пояснює 93,33% відсотків варіації ознаки. Переконаємося в значущості моделі за допомогою статистики Фішера яка більше критичного значення Отже, регресія значуща. Перевіримо значущість коефіцієнта кореляції , Тому вибірковий коефіцієнт кореляції значимо відрізняється від нуля.

Середня помилка апроксимації

Коливання - це відхилення рівнів динамічного ряду від тренду, тобто залишки регресії. Знайдемо залишки регресії (тобто очищаємо ознака від тренду)

Намалюємо графік залишків

Середнє лінійне відхилення рівнів ряду від тренду описується показником

тобто середнє абсолютне відхилення від тренду одно

Амплітуда коливань є різницю максимального і мінімального відхилення і показує максимальний розкид відхилень.

Точковий прогноз для 2007

Інтервальний прогноз з імовірністю 95%

або

Точковий прогноз для 2008

Інтервальний прогноз з імовірністю 95%

або

Побудований тренд виявився значущим і володіє хорошими прогнозними властивостями.

Висновок

Темпи депопуляції населення Росії набули загрозливих рис - кількість росіян щороку скорочується і за різними прогнозами до 2050 року може скласти 100 млн. осіб (проти сьогоднішніх 142 млн.). Низька народжуваність, тільки одна з причин демографічної кризи в Росії. У Тверській області найгострішою проблемою є надвисока смертність населення - як від природних причин, так і від неприродних (ДТП, алкогольні отруєння, вбивства тощо). На сьогоднішній день в області підготовлена ​​концепція демографічної політики, яка містить у собі цілий ряд заходів, спрямованих на виправлення ситуації. З проблемою природного спаду населення зіткнулися сьогодні всі регіони Центру Росії, незалежно від рівня їх економічного розвитку. Підвищення народжуваності, збільшення тривалості життя, якості та доступності послуг охорони здоров'я та соціального захисту - стали головними напрямами державної політики.

Деякі демографічні показники в області вимагають більш пильної уваги, більш різноманітних, глибоких заходів щодо їх виправлення. Тисячі людей працездатного віку помирають у самому розквіті сил від алкоголізму, неправильного способу життя, гинуть у виробничих аваріях та дорожньо-транспортних пригодах. Особливо багато ми втрачаємо чоловіків до шістдесяти років, смертність яких складає майже п'ятдесят відсотків від загального числа померлих чоловічої статі.

У демографії прогнози будуються по аналогії з досвідом інших країн. Цей досвід однозначно свідчить: депопуляція населення переборна. За попередніми оцінками, збиток може скоротитися на кілька проміле у доступному для огляду майбутньому. Демографічні процеси за своєю суттю дуже інерційні, і повернути маховик депопуляції одразу неможливо.

Проте всі вищенаведені розрахунки виконані статистиками без урахування реалізації заходів, спрямованих на демографічний розвиток Російської Федерації та реалізацію пріоритетного національного проекту в галузі охорони здоров'я.

У цілому статистичні показники по народжуваності і смертності населення, отримані в минулому році і в січні 2007 року, свідчать про можливість позитивної зміни тенденцій демографічного розвитку.

Література

1. Єлісєєва І.І. Загальна теорія статистики: Підручник для вузів. - М.: Фінанси і статистика, 1999.

2. Єфімова М.Р. Загальна теорія статистики: Підручник .- М.: Фінанси і статистика, 1999.

3. Єфімова М.Р. Практикум з загальної теорії статистики: Навч. посібник .- М.: Фінанси і статистика, 1999.

4. Козлов В.С., Ерліх Я.М., Долгушевскій Ф.Г. Загальна теорія статистики: Підручник .- М.: Статистика, 1975.

5. Загальна теорія статистики: Статистична методологія до вивчення комерційної діяльності. Підручник для вузів .- М.: Фінанси і статистика, 1999.

6. Загальна теорія статистики: Підручник / За ред. А.А. Спіріна, О.Е. Башин .- М.: Фінанси і статистика, 1996.

7. Загальна теорія статистики: Підручник / За ред. А.М. Гольдберга, В.С. Козлова .- М.: Фінанси і статистика, 1985.

8. Ряузов М.М. Загальний курс статистики .- М.: Статистика, 1979.

9. Ряузов М.М. Практикум з загальної теорії статистики .- М.: Фінанси і статистика, 1981.

10. Теорія статистики: Підручник для вузів / Під ред.Шмойловой Р.А. - М.: Фінанси і статистика, 1996.

11. Теорія статистики: Підручник / За ред. проф. Р.А. Шмойловой .- М.: Фінанси і статистика, 1996.