Потенциал структурных факторов роста рождаемости исчерпан? Часть вторая
	Материнство в России почти перестало стареть
	Перестройка возрастной модели рождаемости на селе запаздывает
	Стагнация вероятности первых рождений и рост многодетности в России
	Рождаемость реальных поколений: радоваться или огорчаться?
	ОБСУДИТЬ НА ФОРУМЕ
	Вся статья (в формате PDF)
	Ссылки по теме номера
	Темы предыдущих номеров
	См. также Архив "Темы номеров"

Для цитирования: Захаров С.В. Потенциал структурных факторов роста рождаемости исчерпан? Часть вторая // Демоскоп Weekly. 2017. № 733-734. URL: http://demoscope.ru/weekly/
2017/0733/tema01.php

Понравилась статья? Поделитесь с друзьями:

Web demoscope.ru

Потенциал структурных факторов роста рождаемости исчерпан? Часть вторая

Над темой номера работал Сергей ЗАХАРОВ

Стагнация вероятности первых рождений и рост многодетности в России

Хорошо известно, что низкий уровень рождаемости в России связан не с массовым отказом от детей, а с высоким, по международным меркам, распространением однодетной семьи и соответственно с очень высокой долей первенцев в общем числе родившихся.

Обращает на себя внимание то, что в 2001-2005 годах, т.е. еще до начала государственной политики по стимулированию рождаемости, стартовавшей в 2007 году, наблюдалось медленное повышение вклада в общую динамику рождаемости вторых и третьих рождений при медленном снижении вклада первенцев. Одновременно снижался вклад четвертых и следующих рождений.

В 2007-2015 годах структура рождений по очередности менялась более динамично. Ожидаемая величина суммарной рождаемости для первых рождений по сравнению с 2006 годом изменилась незначительно, а рождаемость вторых и последующих детей существенно возросла (табл. 4). Заметим, что вырос даже показатель суммарной рождаемости для четвертых и последующих рождений. Правда, если коэффициенты для четвертых и пятых рождений еще не перешагнули относительно высокую планку середины 1980-х годов, то в отношении третьих детей мы можем констатировать: в 2014-2015 годах этот локальный максимум был повторен. Напомним, что под воздействием усиления мер семейной политики коэффициент суммарной рождаемости в 1985 году составил 2,05, а в 1987 году – 2,23, что означает достижение на короткий период в несколько лет уровня рождаемости, необходимого для простого воспроизводства населения.

Таблица 4. Итоговая (суммарная) рождаемость для каждой очередности рождения^* на одну женщину, Россия, 1970-1995, 2000-2015 годы

Источник: Human Fertility Database (http://www.humanfertility.org); расчеты автора с использованием коэффициентов рождаемости для однолетних возрастных групп. При расчете показателей для 1995, 2000-2003 гг. была исключена Чечня, а для 2015 г. Крымский ФО.

Примечания:
* Среднее число детей каждой очередности, которое предстоит родить одной женщине к возрасту 50 лет при условии неизменности текущей возрастной интенсивности деторождения и структуры рождений по очередности. Сумма показателей для всех очередностей дает традиционный показатель итоговой (суммарной) рождаемости условного поколения (тот же, что в табл. 4 первой части статьи).
** Оценки для 1999-2011 годов базируются на использовании неполных данных: только для тех территорий, которые сохраняли разработку данных о рождениях одновременно по возрасту и очередности рождения (охват составлял до 70% всех рождений). Подробную ежегодную динамику за 1980-е и 1990-е годы, см.: Население России 2005. Тринадцатый ежегодный демографический доклад / Отв. ред. А.Г. Вишневский. – М: Изд. дом ГУ Высшей школы экономики, 2007: 81-82.

В отношении вторых рождений, несмотря на устойчивый положительный тренд показателя суммарной рождаемости с начала 2000-х годов, уровень середины 1980-х годов пока не достигнут и, судя по всему, в ближайшие годы достигнут он не будет. Еще дальше отстоит от точки сравнения показатель суммарной рождаемости для первых рождений, стагнирующий на одном уровне с середины 1990-х годов (табл. 4).

За счет существенного увеличения вклада повторных рождений в общий показатель рождаемости его современная структура по очередности рождений стала похожей на структуру середины 1980-х годов, но в то же время становятся все более очевидными и ее специфические особенности – доля вторых и третьих рождений сегодня необычайно высока, а доля первых рождений необыкновенно низка на фоне российской исторической динамики в четыре с половиной десятилетия (табл. 5). По всей видимости, политика финансового стимулирования вторых и третьих рождений в российских семьях, принятая в 2006-2007 годах и получившая развитие в последующие годы, сыграла в этом какую-то роль.

Таблица 5. Вклад каждой очередности рождения в итоговую (суммарную) рождаемость, %, и средняя очередность рождения, Россия, 1970-1995, 1999-2015 годы

Источник: Расчеты автора на основе данных, приведенных в первой части статьи (табл. 5 http://demoscope.ru/weekly/2017/0731/tema05.php)

Примечания: * – Показатель рассчитан как средняя арифметическая взвешенная, где в качестве весов взяты суммарные коэффициенты рождаемости для каждой очередности. Подробную ежегодную динамику за 1980-е и 1990-е годы см.: Население России 2005. М, 2007: 82-83.

С середины 1990-х годов снижение вклада первых и одновременно четвертых и последующих рождений взаимно компенсировало друг друга, так что средняя очередность рождения (СОР)[7] в 1993-2006 годах колебалась вокруг одного и того же уровня – 1,6 (табл. 5). Структурные подвижки в российской рождаемости в 2007-2015 годах отозвались увеличением СОР до 1,80, что могло бы также трактоваться как свидетельство успеха мер демографической политики. Дело в том, что СОР как статистический индикатор уровня рождаемости выступает в качестве неплохого предиктора величины итоговой рождаемости реальных поколений[8].

Для реальных поколений женщин расхождений между средней очередностью рождений и показателем суммарной рождаемости не может быть, это по сути один и тот же показатель – среднее число рожденных детей в расчете на одну женщину к концу детородного периода. Для условных поколений в случае плавных изменений возрастной модели рождаемости и стабильной доли ни разу не рожавших женщин расхождения между показателями также минимальны, как это, например, имело место в 1970, 1980 и 1990 годах (расхождения менее 0,2 рождений на одну женщину).

Однако в случае резких изменений календаря рождений у многих женщин или, иначе, резких изменений средних темпов формирования окончательного размера потомства в реальных поколениях расхождения между этими интегральными характеристиками уровня рождаемости для условных и реальных поколений становятся неизбежными, причем они тем больше, чем значительнее меняются средние темпы формирования семьи. Напомним, что и КСР и СОР – показатели для условных поколений, и, следовательно, они должны трактоваться как ожидаемые характеристики итоговой величины рождаемости поколений.

С 2000 года увеличивающийся коэффициент суммарной рождаемости сближается по своей величине со средней очередностью рождения, демонстрировавшей относительно высокую стабильность на протяжении последних нескольких десятилетий. Не свидетельствует ли данная тенденция о завершении наиболее динамичного этапа формирования новой, более поздней модели рождаемости в России, при которой уровень итоговой рождаемости реальных поколений меняется мало?

Опираясь на усредненную оценку СОР для последних 10 лет, можно предположить, что если не будет происходить дальнейшее повышение доли окончательно бездетных женщин (т.е. ни разу не рожавших живого ребенка) и структура матерей по числу рождений не будет меняться, то итоговая рождаемость реальных женских поколений, находящихся сейчас вблизи среднего возраста материнства 27-28 лет (т.е. родившихся во второй половине 1980-х годов), составит около 1,7 в расчете на одну женщину. В случае, если тенденция к росту СОР, отмеченная в после 2006 года, сохранится, то, казалось бы, можно рассчитывать и на несколько более высокий результат для этих поколений (напомним, что СОР для 2015 года достиг 1,8; см. табл. 5). Однако однозначно принять этот оптимистический сценарий нам мешает наличие устойчивой тенденции снижения вероятности рождения первых детей в реальных поколениях, о чем будет сказано ниже.

Наиболее корректную оценку вероятности, с которой в данном календарном году происходило рождение детей той или иной очередности у матерей всех возрастов, дает показатель, называемый в демографии вероятностью увеличения семьи (в англоязычной литературе – Parity Progression Ratio, PPR), - доля женщин, родивших очередного ребенка в текущем году, среди тех, кто уже родил на одного ребенка меньше (например, вероятность рождения первого ребенка – это доля женщин, родивших первого ребенка в расчетном году, среди ни разу не рожавших женщин к началу года, а вероятность третьего ребенка – доля двухдетных матерей, рождающих в данном году третьего ребенка). Данный показатель получается на основе построения специальных таблиц рождаемости по очередности рождения - модели, аналогичной таблице дожития (смертности), в которой совокупностями, убывающими с возрастом, выступают числа женщин с тем или иным числом фактически рожденных детей. Для получения ежегодных оценок вероятностей родить очередного ребенка используется последовательная год за годом когортная передвижка распределения женщин по числу когда-либо рожденных детей на основе ежегодных распределений рождений по возрасту матери и очередности рождения, которые предоставляет текущий статистический учет, а также ежегодных изменений численностей когорт под влиянием смертности и миграции, оцениваемых Росстатом.

На рис. 6 представлены наши годовые оценки вероятностей увеличения семьи за три с половиной десятилетия с оговоркой, что за период 1999-2011 годов расчеты базируются на неполных данных[9].

Рисунок 6. Итоговая вероятность увеличения семьи по очередности рождения для женщины к возрасту 50 лет, Россия, 1979-2015

Источник: Расчеты автора на основе неопубликованных данных Росстата.

Примечание: За 1999-2011 годы оценка произведена на основе данных по территориям, представившим в Росстат сведения о рождениях одновременно по возрасту матери и очередности рождения.

В первой половине 1980-х годов вероятность следующего рождения повышалась для детей всех очередностей, что было очевидной реакцией на инновационные меры семейной политики (в частности, введение отпусков по уходу за ребенком, в том числе частично оплачиваемых, льгот при предоставлении жилья и др.), но затем движение пошло в противоположном направлении. Во второй половине 1980-х годов рождения всех очередностей, включая первенцев, стремительно откладывались (и, видимо, частично так и не реализовались). Восстановительный тренд обозначился лишь в середине 1990-х годов. Начиная с 1994 года, медленно поползла вверх вероятность рождения третьих и четвертых детей, с 2000 года – вероятность вторых рождений. Вероятности появления на свет первых и пятых детей сохранялись на уровне 1999 года (рис. 6).

Новые меры демографической политики в 2007 году вызвали подскок вероятностей рождения детей всех очередностей, кроме первенцев. В дальнейшем вероятности рождения четвертых, пятых и последующих рождений стабилизировались, так и не вернувшись к уровню 1980-х годов, а вероятности вторых и третьих рождений продолжали расти вплоть до 2016 года.

В отношении вероятности первых рождений имеет место длительная, более чем пятнадцатилетняя стагнация этого показателя с колебаниями в пределах 0,82 - 0,85 (в 2015 году – 0,84). Таким образом, заметный прирост с конца 1990-х годов итоговой рождаемости для условных поколений никак не связан с повышением шансов появления в семьях первенцев.

Ситуация с первенцами в России интригует и справедливо настораживает демографов: если не происходит повышения вероятности их рождения, то не будет расширения базы для дальнейшего роста числа вторых и последующих детей. Если интенсивность рождения первенцев будет продолжать оставаться на том же уровне, что в 1999-2015 годах, то можно ожидать, что в поколении доля окончательно бездетных женщин (не имевших ни одного живорождения к возрасту 50 лет) составит в среднем 16% (от 15 до 18%). Если допустить эту величину неизменной, то чтобы достигнуть средней величины итоговой рождаемости в 2,1 рождения на одну представительницу поколения (пороговое значение, гарантирующее простое замещение поколений), необходимо, чтобы на одну женщину, когда-либо родившую живого ребенка, приходилось в среднем 2,5 рождения (а на женщину, когда-либо состоявшую в браке, еще больше). При таких условиях каждая вторая семья с детьми (родительская семья) должна иметь не менее трех детей. Учитывая сегодняшнее положение вещей, такую ситуацию представить себе трудно: согласно специальной таблице рождаемости для 2015 года мы ожидаем, что на одну когда-либо рожавшую женщину к возрасту 50 лет будет приходиться в среднем 2,1 рождения, а среди них доля женщин, родивших одного ребенка, составит 32%, двоих детей – 42%, трех и более – 26%. В то же время, если бы доля ни разу не рожавших женщин уменьшилась до уровня 6-7% (устойчиво поддерживавшегося в 1970-1980-х годах), то для достижения желаемой величины коэффициента суммарной рождаемости 2,1 в расчет на одну женщину безотносительно брачной и репродуктивной биографии (уровень простого воспроизводства населения) достаточно было бы иметь 2,2 рождения в расчете на одну женщину, когда-либо ставшую матерью. Доля двухдетных семей в таком случае продолжала бы существенно доминировать в населении над семьями с тремя и более детьми. Такую ситуацию гораздо легче себе представить для будущей России в теории и на практике, учитывая, что по данным многочисленных опросов общественного мнения именно двухдетная семья была и остается наиболее желанной, а тяга к массовой многодетности не прослеживается.

Ожидаемое распределение женщин по числу когда-либо рожденных детей к возрасту 50 лет в соответствии со специальными таблицами рождаемости для условных поколений 1980-2014 годов представлено в табл. 6. При сохранении вероятностей увеличения семьи для каждой очередности рождения, зафиксированных в 2014 году, доля женщин, родивших одного ребенка в течение жизни, среди всех женщин (рожавших и не рожавших) составит 28% против 44% в 2006 году и 49% в 1999-2000 годах (исторический максимум). Доля женщин с двумя рождениями ожидается на уровне 35% (31% в 2006 году, 28% в 1999-2000 годах). Наконец, долю женщин с тремя и более рождениями можно ожидать на уровне 21% (8% в 2006 году, 6% в 1999-2000 годах). Обращает на себя внимание более чем трехкратный рост ожидаемой доли многодетных, преимущественно трехдетных семей, произошедший с конца 1990-х годов. В то же время не очевидно, в какой мере этот рост может быть объяснен успехами проводимой политики по «стимулированию рождаемости» (по крайней мере, восходящий тренд обозначился задолго до активизации демографической политики), и, что еще более важно, мы не готовы уверенно ответить на вопрос, носят ли структурные изменения в российской рождаемости конъюнктурный или долговременный характер.

Таблица 6. Ожидаемое распределение женщин условных поколений по числу рожденных детей к возрасту 50 лет при сохранении уровня рождаемости расчетного года, Россия, 1979-2015 годы, %

Источник: Расчеты автора на основе специальных таблиц рождаемости с учетом очередности рождения, основанных на неопубликованных исходных данных Росстата.

Если внимательнее присмотреться к изменению структуры женщин по ожидаемому числу рожденных детей только для матерей, т.е. для женщин, когда-либо родивших живого ребенка (бездетные женщины исключаются), то увеличение доли многодетных, наблюдаемое в последние 10 лет, не выглядит столь уж впечатляющим в ретроспективе трех десятилетий (рис. 7). Во-первых, во время введения новых мер семейной политики в 1980-е годы прирост ожидаемой доли женщин с тремя и более детьми был примерно таким же, а сама доля достигла максимума в 30% в 1987 году, т.е. более высокого значения, чем сегодня, и на котором, правда, удержаться тогда не смогла. Во-вторых, достаточно плавная картина изменений после 1999 года, представленная на рис. 7, скорее свидетельствует в пользу представлений о «компенсаторно-восстановительной» динамике структуры российской рождаемости по очередности рождений после возмущений, пережитых в 1980-х и 1990-х годах, нежели о радикальных подвижках, вызванных мерами демографической политики, принявшей открыто пронаталистский характер во второй половине 2000-х годов.

Рисунок 7. Ожидаемая доля матерей (женщин, родивших не менее одного живого ребенка) с указанным числом рожденных детей к возрасту 50 лет для условных поколений при сохранении уровня рождаемости расчетного года, Россия, 1979-2015 годы

Источник: Данные таблицы 6.

[7] Средняя очередность рождения рассчитывается как средняя арифметическая взвешенная величина биологического порядка рождений у матери, весами для которой служат коэффициенты суммарной рождаемости условного поколения для каждой очередности рождения.
[8] Включение тем или иным способом в расчет показателей рождаемости, дифференцированных по очередности рождения, существенно уменьшает зависимость показателей итоговой рождаемости для условных поколений (календарных лет) от кратковременных или более долговременных изменений в календаре рождений, происходящих в реальных поколениях. Так, считается, что показатель, характеризующий средний порядок рождения у матери (Period Average Parity, PAP), полученный на основе вероятностей очередного рождения из специальных таблиц рождаемости для условных поколений, является одной из наилучших альтернатив традиционному коэффициенту суммарной рождаемости (см., например: Rallu J.-L., L. Toulemon (1994). Period fertility measures. The construction of different indices and their application to France, 1946-1989 // Population (English selection). Vol.6: 59-93; Rallu J.-L., L. Toulemon (1994b). Period fertility measures. The author’s reply // Population (English selection). №6: 123-130; Suzuki T. (2007). Difference between TFR and parity progression measure of fertility // The Japanese journal of population. Vol.5(1):12-18; Buber I., T. Sobotka, A. Prskawetz, H. Engelhardt, R. Gisser (2012). Austria: stable and low fertility // Online handbook of demography. Berlin: The Berlin institute for population and development. URL: http://www.berlin-institut.org/online-handbuchdemografie/bevoelkerungsdynamik/regionale-dynamik/austria.html). Показатель СОР, обсуждаемый здесь, конечно уступает по своим эвристическим возможностям показателям, полученным на основе специальных таблиц рождаемости с учетом очередности рождения и интервалов между рождениями. Тем не менее он, оставаясь индикатором для условных поколений, будет, во-первых, заведомо более устойчив к влиянию изменений в возрастном профиле (календаре) деторождения, искажающих общую оценку уровня рождаемости, которую дает КСР, а во-вторых, он подкупающе прост для расчетов на основе данных текущей статистики (не требует построения сложных мультистатусных таблиц), что позволяет его широко использовать в сравнительных целях.
[9] Фактически российские данные стали неполными не в 1999 году, а еще раньше: в 1993-1994 годах не собиралась информация по Ингушетии, в 1993-2003 годах – по Чечне.