Rambler's Top100

№ 737 - 738
28 августа - 10 сентября 2017

О проекте

Институт демографии Национального исследовательского университета "Высшая школа экономики"

первая полоса

содержание номера

читальный зал

приложения

обратная связь

доска объявлений

поиск

архив

перевод    translation

Оглавление
Профессия - исследователь 

90 лет первой Всемирной конференции по народонаселению

Всемирные конференции Международного Союза по научному исследованию населения

К 145-летию со дня рождения Сергея Александровича Новосельского

С.А. Новосельский. О тесноте связи между рождаемостью и детской смертностью


Понравилась статья? Поделитесь с друзьями:


Google
Web demoscope.ru

О тесноте связи между рождаемостью и детской смертностью[1]

С.А. Новосельский

Вопрос о взаимоотношениях и связи рождаемости и смертности грудных детей 0-1 года принадлежит к числу сложных и противоречивых проблем демографической статистики.

Часть авторов считает оба явления тесно связанными друг с другом, причем одни видят первичный фактор в рождаемости, определяющей высоту детской смертности, другие, наоборот, первичным фактором признают детскую смертность, а третьи находят, что оба фактора влияют друг на друга взаимно - и рождаемость оказывает влияние на детскую смертность, и детская смертность влияет на рождаемость. Другая часть авторов, признавая параллелизм этих явлений, не считает его стойким, постоянным и свидетельствующим о прямой зависимости; по их мнению, совпадение это отраженное и указывает лишь, что оба явления находятся под воздействием одних и тех же влияний. Часть авторов, наконец, отрицает вообще связь и зависимость между рождаемостью и детской смертностью.

Существенно расходятся у сторонников существования связи между обоими явлениями и мнения о характере и причинах этой связи. Одна часть авторов, усматривающая в рождаемости первоначальный.фактор, считает эту зависимость прямой и непосредственной в том смысле, что при высокой рождаемости рождающиеся дети, особенно с высоким порядковым номером рождения, физиологически менее жизнеустойчивы, и наоборот. Другие считают, что причиной повышенной детской смертности при высокой рождаемости является ухудшающееся вследствие обилия детей экономическое положение семьи и затруднительность надлежащего ухода за ребенком; некоторые видят причину в истощении матери частыми повторными родами, в меньшей ценности отдельного ребенка при большем количестве детей и т. д. Влияние детской смертности на рождаемость обычно объясняют тем, что кормящая грудью женщина мало восприимчива к зачатию, в случае же смерти ребенка и прекращения лактации возможность нового зачатия увеличивается; сюда присоединяются психологические мотивы желания возместить потерянного ребенка новым рождением. Авторы, считающие параллелизм рождаемости и детской смертности результатом общих влияний, сводят эти общие влияния к факторам бытового и экономического, порядка, в частности к влиянию бедности. Некоторые склонны видеть причину параллелизма в том, что лица, вследствие наследственной конституции менее устойчивые и приспособленные к борьбе за существование, отличаются высокой плодовитостью, потомство же их менее жизнеспособно, чем потомство более приспособленных.

Из отдельных авторов, Mayr[2] считает, что повышение детской смертности и рождаемости совершается параллельно, и что вымирание маленьких детей влияет непосредственно на создание новых. По его мнению, здесь существует взаимодействие естественных и социальных факторов, так как при высокой рождаемости дети, быть может, наделены меньшей жизненной силой, а с другой стороны, благодаря потере детей, возникает новый стимул к продолжению процесса поспешного воспроизведения. Westergaard[3] s) находит, что повышение рождаемости может вести к повышению детской смертности, частью вследствие переутомления материнского организма, частью вследствие экономических затруднений, возникающих при большом количестве детей, но можно, по его мнению, допустить также, что и высокая детская смертность способствует и физиологически, и психологически повышению рождаемости.

По словам Wаррaus’а[4], повышенная рождаемость обычно соединяется с повышенной детской смертностью; ценность детских жизней как бы обратно пропорциональна частоте их появления на свет, и природа как будто тем более стремится сохранить детские жизни, чем их меньше в населении. По Schlossmann'y[5] «высота детской смертности находится в зависимости от высоты рождаемости». Greenwood и Brown[6], в результате своей обширной работы, приходят к заключению, что из всех исследованных ими факторов детской смертности (экономические причины, искусственное вскармливание и высота рождаемости) наибольшее значение принадлежит высоте рождаемости, определяющей высоту детской смертности, независимо от других причин. Knibbs[7] считает, что высокая рождаемость обычно соединяется с высокой детской смертносгью, но что детская смертность сама по себе оказывает на рождаемость лишь весьма слабое влияние.

По мнению Ю.Э. Янсона[8], детская смертность и рождаемость - «факты, друг друга сопровождающие. Где больше родится детей, там больше их и умирает, потому что при тех же условиях правильный уход за большим числом детей труднее, а, может, и потому, что при повторных родах дети родятся более слабыми. Но с таким же правом можно сказать, что там, где больше детей умирает, особенно на первом году, на первых месяцах их жизни, чем, следовательно, скорее прекращается кормление их молоком матери, тем возможнее новые зачатия и новые рождения». П.И. Куркин[9], по материалам Московской губернии, приходит к выводу, что «высокая рождаемость обуславливается высокой смертностью детей на 1-м году жизни и, в частности, чем выше эта последняя летом данного года, тем больше зачатий летом и осенью, тем больше, следовательно, рождений весной и летом следующего года, т.е. в наименее выгодное для новорожденнных время. Причины высокой смертности детей вообще, и летом в особенности, лежат не в усиленной рождаемости, но, наоборот, родится много потому, что много умирает. С понижением детской смертности должна пасть и рождаемость». Вместе с тем, П.И. Куркин не отрицает вполне и влияния рождаемости на детскую смертность, признавая значение высоты зимне-весенних рождений для высоты детской смертности в те же годы, а также значение резких подъемов рождаемости, влекущих за собой подъемы детской смертности.

Wurzburg[10] считает, что связь между детской смертностью и рождаемостью, несомненно, существует, но что роли и значения детской смертности в этом отношении не следует преувеличивать. Майо-Смит[11] указывает, что влияние рождаемости на смертность было сильно преувеличено. Peiper и Pauli[12] находят, что рождаемость не регулирует высоты детской смертности. По мнению Oesterlen‘a[13], связь между рождаемостью и смертностью не прямая и не существенная, и высота их определяется общими, главным образом, экономическими условиями. Newsholme[14] приходит к заключению, что наблюдаемое нередко совпадение высокой рождаемости и детской смертности не представляет постоянного явления и не свидетельствует об их прямой связи; совпадение это зависит, преимущественно, от того, что высокая рождаемость наблюдается особенно часто среди беднейших классов, среди которых обычно высока и детская смертность.

Hillenberg[15] относится отрицательно к существованию правильных постоянных взаимоотношений между детской смертностью и рождаемостью и к их причинной зависимости. По его мнению, рождаемость и детская смертность независимы друг от друга; высота и изменения детской смертности не оказывают влияния на высоту и изменения рождаемости, как не оказывает влияния и рождаемость на детскую смертность.

Кроме работ, основанных на массовых демографических материалах, по затронутому вопросу имеется ряд работ, основанных на статистических обследованиях отдельных семей. Сюда относятся работы: Ansell’я, Westergaard’a, Geissler’a, Goehlert’a, Hamburger’a, Marie Baum, Koeppe и др.[16]). Работы эти имеют в виду выяснение влияния на детскую смертность количества детей в семье, порядкового числа рождения и промежутка времени между родами. По вопросу о влиянии «количества детей исследования эти, в общем показывают, что повышенная детская смертность наблюдается лишь в семьях с очень большим числом детей, превышающим 9-10 на семью. По вопросу о влиянии порядкового числа рождения большинство исследований отмечает прежде всего повышенную смертность первенцев, а затем детей с высоким порядковым номером рождения, начиная с 8 -го, 9-го ребенка.

У Geissler'a (саксонские горнорабочие) детская смертность довольно правильно возрастает с повышением порядкового числа, начиная со 2-го, 3-го. По исчислениям Коерре, отмеченная повышенная смертность детей с высоким порядковым числом рождения не может оказывать существенного влияния на общую детскую смертность, в виду малого вообще процента таких детей в населении; вместе с тем, это влияние компенсируется повышенной смертностью первенцев в небольших семьях, так что в результате, при понижении, напр., рождаемости и уменьшении количества детей с высокими порядковыми числами рождения, детская смертность может не только не понизиться, но даже повыситься. Вопрос о влиянии на детскую смертность промежутка времени между родами из приведенных авторов затрагивается Westergaard’oм. По его вычислениям на материалах Аnsell’я и др., детская смертность при сокращении промежутка времени между родами увеличивается.

Указанные работы представляют, несомненно, большой интерес для выяснения вопроса о связи между рождаемостью и детской смертностью. Работы эти, однако, обычно основаны на очень небольших числах наблюдений, относятся лишь к отдельным группам населения, и полученные выводы, понятно, не могут быть безоговорочно распространены на массы населения. Не дают ответа эти исследования и на вопрос о характере и степени связи между рождаемостью и детской смертностью.

Приведенный, далеко не исчерпывающий, перечень наглядно свидетельствует о крайней противоречивости воззрений на связь между рождаемостью и детской смертностью. Особенно обращает на себя внимание, что эта противоречивость касается не только вопроса о характере и причинах связи, но и чисто фактической стороны дела - существования или отсутствия таковой связи вообще. Бывали случаи, где на одном и том же материале одни авторы находили связь и параллелизм, другие же параллелизма не обнаруживали.

Указанная противоречивость объясняется прежде всего крайней сложностью вопроса; рождаемость и детская смертность и в статическом и в динамическом отношении находятся под воздействием столь значительного комплекса нередко взаимно переплетенных факторов, что изолировать связь и влияние одной рождаемости на детскую смертность и обратно крайне трудно, если не невозможно.

Западноевропейские материалы, с которыми работало большинство авторов, еще значительно осложняют дело выяснения связи между рождаемостью и детской смертностью элементом волевого регулирования размеров семьи на основах практического неомальтузианства; при этих условиях сознательно-волевого воздействия на рождаемость, уяснение основного момента в вопросе о наличии или отсутствии биолого-физиологической связи между обоими явлениями еще более затрудняется. Следует, наконец, отметить и недостаточность преобладающего большинства исследований в методологическом отношении. Большинство авторов основывается в своих выводах на простых сопоставлениях статистических рядов, без попыток измерения тесноты связи между рядами. Из приведенных выше работ исключение в этом отношении составляют только 2 работы, - Newsholme’a и Greenwood’a и Brown’a. Нужно отметить, однако, что и обе эти работы существенно расходятся в своих конечных выводах, и притом в значительной мере, вследствие методологических причин - различных приемов измерения рождаемости. В виду важности этих методологических различий для выяснения вопроса, мы остановимся несколько подробнее на указанных 2 работах.

Newsholme измерял тесноту связи между рождаемостью и детской смертностью в английских регистрационных округах и получил низкий, лишь в 4 раза превышающий свою вероятную ошибку коэффициент корреляции =0,36 ±0,09. Мерой рождаемости были при этом взяты стандартизованные коэффициенты, т. е. построенные с устранением влияния на их различия различий в семейном и возрастном составе населения. Руководясь этим и другими соображениями, Newsholme склонен отрицать тесную непосредственную зависимость между рождаемостью и детской смертностью. Greenwood и Brown использовали материалы по баварским сельским округам, опубликованные Groth’oM и Hahn’oм[17], и вычисляли коэффициенты корреляции между следующими переменными: рождаемостью, детской смертностью, показателем экономического состояния населения, определенным по проценту лиц, получающих пособие из общественных средств, и показателем распространенности искусственного вскармливания грудных детей, полученным из опроса матерей, приносивших своих детей в оспопрививательные учреждения для прививки предохранительной оспы. Мерой рождаемости авторы брали коэффициенты рождаемости и коэффициенты общей плодовитости, т.е. отношение чисел родившихся к числу всех женщин 16 - 50 лет.

Теснота связи между рождаемостью и детской смертностью получилась у них весьма значительная; частичный коэффициент корреляции между общей плодовитостью и детской смертностью, при устранении влияния экономических условий и различий в способах вскармливания, составил 0,697 ±0,038, между тем, как напр., частичный коэффициент корреляции между экономическими условиями и детской смертностью, при устранении влияния плодовитости и способов вскармливания, был лишь 0,320 ±0,066. Авторы признают малую, в общем, удовлетворительность принятого ими критерия оценки экономических условий и данных об искусственном вскармливании - частичных и находившихся под влиянием отбора. Они признают также меньшую удовлетворительность принятой ими меры рождаемости, сравнительно, напр., с коэффициентом брачной плодовитости или с принятым Newsholme’ом стандартизованным коэффициентом, определить которые они не могли за отсутствием необходимых для этого данных. Тем не менее, по их мнению, полученные ими результаты свидетельствуют, что высота рождаемости оказывает значительное прямое и непосредственное влияние на высоту детской смертности, и что влияние это больше, чем влияние на детскую смертность экономических условий и способов вскармливания. К возможному обратному влиянию детской смертности на рождаемость, в результате большей восприимчивости к зачатию матерей, прекративших кормление грудью за смертью ребенка, авторы относятся отрицательно, так как материалы их показали отсутствие связи между рождаемостью и распространенностью искусственного вскармливания. В отношении мерил рождаемости авторы указывают, что правильность или неправильность применения той или иной меры зависит от степени однородности полового, возрастного и семейного состава населения в сравниваемых местностях. Если население существенно различно, то коэффициенты корреляции, построенные на мерах, не устраняющих этих различий, могут ввести в заблуждение.

Обращаясь к данным и выводам Newsholme’a, авторы обращают внимание, что в его данных коэффициенты корреляции крайне резко изменяются в зависимости от различных мерил рождаемости. Так, коэффициенты корреляции, вычисленные ими по материалам Newsholme’a составляли:

Детская смертность и общий коэффициент рождаемости

0,81±0,04

Детская смертность и коэффициент общей плодовитости

0,64±0,06

Детская смертность и коэффициент брачной плодовитости

0,53±0,06

Детская смертность и стандартизованный коэффициент рождаемости

0,53±0,06

Данные эти, как указывают авторы, свидетельствуют о значительных различиях полового, возрастного и семейного состава населения в английских округах, с которыми имел дело Newsholme. Между тем, в баварских сельских округах население в этом отношении, по мнению авторов, гораздо однороднее; это видно из того, что полные коэффициенты корреляции между детской смертностью и общей рождаемостью и между детской смертностью и общей плодовитостью здесь различаются лишь незначительно, составляя 0,72 и 0,68, тогда как у Newsholme‘a они равняются 0,81 и 0,64. Авторы поэтому считают, что для баварских данных применение более точных мер рождаемости, с устранением влияния различий семейного состава и возрастного состава замужних женщин, не изменило бы существенно величины коэффициентов корреляции, как это имеет место у Newshоlme’a.

В общем, авторы, признавая примененные Newsholme’oм меры рождаемости более целесообразными и совершенными, чем примененные ими, находят, что различия в их выводах и выводах Newsholme'a обуславливаются не этим обстоятельством, но малой пригодностью для изучения связи между рождаемостью и детской смертностью данных Newsholme’а, относящихся к английским округам с высоким % городского населения, весьма разнородного в социальном и экономическом отношении. Взятые ими баварские данные для сельского населения они считают гораздо более доказательными. В этом отношении с ними нельзя согласиться. Несомненно, что большие различия в коэффициентах корреляции между общей рождаемостью и детской смертностью и общей плодовитостью и детской смертностью в материалах Newsholme'a и небольшие различия в материалах авторов обуславливаются большими различиями в количестве женщин способного к деторождению возраста по отдельным английским округам, сравнительно с сельскими баварскими округами, но утверждать на основании этого, что баварское население более однородно, чем английское - и в отношении семейного состава и возрастного состава замужних женщин - этих главнейших факторов, определяющих высоту рождаемости населения, - не представляется возможным. Процент женщин 15-50 лет в населении отдельных местностей представляет вообще величину достаточно устойчивую, почему соотношения общего коэффициента рождаемости и коэффициента общей плодовитости в отдельных местностях обычно не представляют сколько нибудь существенных различий. Иначе обстоит дело с процентом в населении замужних женщин 15-50 лет вообще и особенно замужних женщин различных возрастов в этих возрастных пределах. Здесь различия обычно весьма велики, почему такие меры рождаемости, как брачная плодовитость и стандартизованные коэффициенты, дают существенные, но иные соотношения, чем коэффициенты общей рождаемости и общей плодовитости. Указанные различия устойчивости видны, например, из следующих коэффициентов изменчивости для сельского населения 46 губерний Европейской России по переписи 1897 г.

Коэффициенты изменчивости процента женщин в населении

Всех женщин 15-50 лет

5,081±0,359

Замужних женщин 15-50 лет

10,906±0,785

Замужних женщин 15-30 лет

22,009±1,621

Замужних женщины 15-20 лет

54,522±4,835

Интересно отметить, что довольно категорическому утверждению Greenwood’а и Brown‘a о рождаемости, как факторе, по преимуществу определяющем высоту детской смертности и более важном в этом отношении, чем социально-экономические условия, противостоит не менее категорическое обратное утверждение Woodbury в недавней его работе об экономических факторах детской смертности[18]. Материалы эти, собранные в 7 городах Соединенных Штатов, касаются ряда семей с различной заработной платой отца, причем родившиеся и умершие дети О-1 года были в этих семьях индивидуально прослежены. После элиминирования ряда факторов, в том числе и связанных с рождаемостью, как то: число детей в семьях, порядок родов, промежуток времени между родами, - автор приходит к заключению, что главным причинным фактором детской смертности являются экономические условия, определяемые высотой заработной платы отца. Конечно, противоречия эти в значительной степени обменяются различным характером населения в материалах указанных авторов (чисто городское и сельское население); во всяком случае, эта противоречивость выводов лишний раз свидетельствует о крайней сложности проблемы.

Вопрос о связи между рождаемостью и детской смертностью представляет не только теоретический интерес, но имеет и практическое значение. Действительно, если высокая рождаемость тесно и непосредственно связана с высокой детской смертностью, то все усилия, направленные к борьбе с высокой детской смертностью, будут в значительной мере безуспешными, пока не понизится рождаемость. Если же, наоборот, высокая детская смертность является главным фактором повышенной рождаемости, то нужно заранее идти на то, что, стремясь понизить детскую смертность, мы тем самым понижаем и рождаемость, что не всегда желательно и целесообразно. Новые фактические данные к освещению этого противоречивого вопроса являются поэтому весьма желательными.

В этих целях нами были использованы русские данные. Материалами для измерения тесноты связи между обоими явлениями были взяты данные, касающиеся сельского населения отдельных губерний Европейской России за довоенные годы, причем для статистических сопоставлений было взято 46 губерний, и данные о рождаемости и детской смертности за годы, примыкающие к переписи 1897 г. (1896 и 1897). Исключены были губернии и некоторые уезды, в которые вывозились грудные дети из Московского и Петербургского воспитательных домов. Определить для этих губерний и уездов с так называемым питомческим промыслом достаточно точные величины детской смертности по понятным причинам не представляется возможным, почему они и были исключены из сопоставлений. Сюда относятся губернии: Московская, Ленинградская, Новгородская, Псковская и уезды: Александровский и Переяславльский - Владимирской губернии; Калужский, Боровский, Медынский, Малоярославецкий, Тарусский - Калужской губернии; Егорьевский - Рязанской губернии; Вяземский, Гжатский, Сычевский - Смоленской губернии; Алексинский, Веневский, Каширский, Тульский - Тульской губернии; Старицкий - Тверской губернии.

Задачей нашей при этом являлось установить на массовых демографических материалах, существует ли, и если существует, то как велика связь между рождаемостью и детской смертностью, имея при этом преимущественно в виду непосредственную связь биолого-физиологического характера. В этом отношении материалы для русского сельского населения, и притом за прошлое довольно отдаленное время, представляют значительное преимущество перед западноевропейскими материалами, так как сельское население России в то время находилось в условиях чисто физиологического размножения, и волевое регулирование деторождений - элемент, значительно затрудняющий уяснение физиологической стороны дела, - среди него вряд ли имело место.

Основным демографическим фактором, определяющим высоту общего коэффициента рождаемости, т.е. отношения числа родившихся ко всему населению, является количество в населении замужних женщин способного к деторождению возраста и особенно количество замужних женщин более молодого возраста - до 30 лет, отличающегося наиболее высокой физиологической плодовитостью. Количество незамужних женщин и внебрачная рождаемость обычно, за исключением крупных городов и немногих стран, не играет сколько-нибудь существенной роли в высоте общей рождаемости ввиду ее незначительности. Для сельского населения России за взятый период времени (1896-1897 гг.) роль внебрачной рождаемости была в этом отношении совершенно ничтожна. Процент внебрачных рождений составлял за это время в 46 губерниях 1,9; на 1000 населения число родившихся вне брака было 0,98 при числе родившихся в браке 51,15. Коэффициент внебрачной плодовитости, т. е. отношение числа внебрачных рождений к числу незамужних женщин 15-50 лет, составил 1,28% при коэффициенте брачной плодовитости, т. е. отношении числа брачных рождений к числу замужних женщин 15-50 лет, = 30,76%.

Значение количества замужних женщин молодого возраста в населении для высоты общей рождаемости, логически ясное и a priori, подтверждается и весьма высокой корреляцией между высотой рождаемости и процентом замужних женщин в возрасте 15—29 лет в населении. Для сельского населения 46 русских губерний коэффициент корреляции здесь составляет 0,879±0,022. Частичный коэффициент корреляции между этими переменными, принимая детскую смертность постоянной, почти не изменяется, составляя 0,867 ± 0,025.

Для выяснения связи между степенью размножения (плодовитостью населения) и детской смертностью необходимо поэтому устранить влияние на высоту рождаемости демографических факторов, кроющихся в самом составе населения. Как это элиминирование отдельных факторов отражается на величине коэффициентов корреляции между рождаемостью и детской смертностью, видно из следующих данных для сельского населения 46 губерний Европейской России:

Детская смертность и общая рождаемость

0,588±0,065

Детская смертность и брачная плодовитость

0,401±0,083

Детская смертность и стандартизованный коэффициент рождаемости

0,390±0,084

Приведенная таблица аналогична приведенной выше таблице по данным Newsholme'a для английских округов. Чем большее количество демографических элементов, влияющих на рождаемость, мы устраняем, тем меньше связь между рождаемостью и детской смертностью. При этом следует отметить, что стандартизованные коэффициенты рождаемости для русских губерний, за отсутствием данных о повозрастной плодовитости в России, вычислены косвенным способом, по шведским повозрастным коэффициентам плодовитости[19]. Коэффициенты эти вряд ли представляют достаточно точную меру русской плодовитости, в независимости от семейного и возрастного состава населения, Целесообразнее, поэтому, вместо коэффициента корреляции между ними и детской смертностью, вычислить частичные коэффициенты корреляции между детской смертностью и брачной плодовитостью, устранив влияние возрастного состава замужних женщин.

В следующей таблице сопоставлены полные и частичные коэффициенты корреляции между отдельными переменными.

Полные коэффициенты корреляции

Брачная плодовитость и детская смертность

0,401±0,083

Брачная плодовитость и % замужних женщин 15-29 лет среди замужних 15-50 лет

0,618±0,061

% замужних 15-29 лет среди замужних 15-50 лет и детская смертность

0,283±0,091

Частичные коэффициенты корреляции

Переменные

Постоянные

 

Брачная плодовитость и детская смертность

% замужних 15-29 лет среди замужних 15—50 лет.

0,300±0,090

Брачная плодовитость и % замужних 15-29 лет среди замужних 15-50 лет

Детская смертность

0,574±0,066

% замужних 15-29 лет среди замужних 15-50 лет и детская смертность

Брачная плодовитость

0,049±0,099

Таким образом, связь между плодовитостью и детской смертностью весьма незначительна, и говорить о сильном прямом влиянии высоты рождаемости на высоту детской смертности и обратно вряд ли приходится. Тот параллелизм, который наблюдается между общей рождаемостью и детской смертностью при территориальных сопоставлениях, должен быть признан в значительной степени отраженным явлением, результатом влияния общих факторов, определяющих высоту того и другого явления. В первую очередь здесь возникает предположение, не является ли одним из таких общих факторов - молодой возраст замужних женщин.

Исследования Korosi[20], Ewart'а[21] и др. показывают, что очень молодой возраст матерей неблагоприятен для жизненности ребенка. Из вышеприведенной таблички, однако, видно, что связи между детской смертностью и процентом замужних 15-29 лет не имеется. Если взять более молодой возраст, 15-19 лет, то полный коэффициент корреляции между детской смертностью и процентом замужних 15-19 лет среди замужних 15-50 лет составляет 0,349±0,087, и частичный коэффициент, принимая брачную плодовитость постоянной, 0,182±0,096. Таким образом, влияние молодого возраста матерей на детскую смертность на массовых демографических данных не обнаруживается.

Высокая общая рождаемость и высокая детская смертность в Европейской России наблюдаются главным образом в великорусских, северо-восточных, восточных и центральных земледельческих губерниях, и сравнительно низкие рождаемость и детская смертность - в западных и юго-западных губерниях. Для первой группы губерний характерны высокая брачность, обилие ранних браков и в результате обилие среди населения замужних женщин вообще и молодого возраста в частности и как результат всего этого высокая рождаемость. В этих же губерниях мы имеем крайнюю эксплуатацию жизненных сил женщины тяжелыми полевыми работами до последнего дня беременности и чуть ли не тотчас после родов; здесь же мы имеем совершенно невежественный уход за ребенком, крайне раннее его прикармливание, пресловутую «соску», вредный обычай оставлять во время полевых работ грудных детей дома без материнского молока и т.п. Во второй группе губерний брачность невысока, и браки заключаются в более старшем возрасте, благодаря чему среди населения замужних вообще и молодого возраста в частности меньше, чем в первой группе губерний, и общая рождаемость сравнительно низка, хотя плодовитость замужних женщин не ниже, но местами выше, чем в первой группе губерний. Вместе с тем в этих губерниях женщины вообще и беременные и кормящие грудью в частности пользуются большей свободой от тяжелых полевых работ; раннее прикармливание и «соска» отсутствуют, грудные дети во время летних рабог обычно берутся с собой в поле. Такие элементы, как высокая общая рождаемость, высокая детская смертность и ранние браки, в России обычно сопутствуют друг другу, сосуществуют под влиянием общих бытовых и социально-экономических условий, прямая же связь между плодовитостью и детской смертностью если и имеется, то незначительная и в массовых демографических явлениях сколько-нибудь существенной роли не играет.

Установление тесноты и характера связи между одновременными явлениями на основах территориальных сопоставлений, ввиду значительной разнородности населения территорий и обилия побочных влияний недостаточно для уяснения вопроса и должно быть пополнено данными о связи на динамических рядах, относящихся к одной и той же территории. Для этой цели было отобрано 19 губерний, и по каждой губернии прослежена связь, между кратковременными однолетними колебаниями рождаемости и детской смертности за период времени в 25 лет - с 1886 по 1910 гг. Конкретной задачей являлось измерение тесноты связи: 1) между высотой детской смертности в данном календарном году и высотой рождаемости в следующем году; 2) между высотой рождаемости и высотой детской смертности в одном и том же году; 3) высотой рождаемости в данном году и высотой детской смертности в следующем году. При отборе губерний были взяты губернии с различными соотношениями рождаемости и детской смертности, в частности.

Высокая детская смертность и высокая рождаемость

Вятская, Нижегородская, Пермская, Пензенская

Высокая детская смертность и умеренная рождаемость

Вологодская, Костромская, Олонецкая

Умеренная детская смертность и высокая рождаемость

Воронежская, Самарская

Умеренная детская смертность и низкая рождаемость

Архангельская

Низкая детская смертность и умеренная рождаемость

Волынская, Минская, Полтавская, Подольская

Низкая детская смертность и низкая рождаемость

Витебская, Могилевская, Курляндская, Эстляндская

Низкая детская смертность и высокая рождаемость

Екатеринославская

Термином «умеренный» обозначены величины, отклоняющиеся в ту или другую сторону от средней не более, чем на 10%.

За отсутствием сколько-нибудь надежных погодных чисел сельского населения пришлось пользоваться абсолютными числами родившихся за отдельные годы; для характеристики детской смертности были взяты также абсолютные числа умерших 0-1 года. Коэффициенты корреляции при этом вычислялись между разностями последовательных значений величин, а не между самими величинами. Самое вычисление коэффициентов производилось по первоначальным членам рядов, а не по отклонениям от средней по формуле

где х и у — первоначальные члены рядов, n — число членов ряда.

Число умерших 0-1 года = числу родившихся х

т. е. абсолютные числа умерших детей могут изменяться в зависимости от изменения абсолютных чисел родившихся при неизменившейся детской смертности. Для устранения этого влияния всюду, где это представлялось необходимым, кроме полных коэффициентов корреляции, вычислялись и частичные коэффициенты.

Чтобы не помещать в приводимых ниже таблицах при каждом коэффициенте его вероятной ошибки, величины вероятных ошибок сопоставлены в следующей табличке. Взятое время наблюдения составляет 25 лет, а число разностей, на основании которых вычислены коэффициенты, для различных переменных колеблется от 21 до 24.

Величины вероятных ошибок

Величина коэф. корреляции

Число данных

21

22

23

24

0,1

0,14

0,14

0,14

0,14

0,2

0,14

0,14

0,13

0,13

0,3

0,13

0,13

0,13

0,13

0,4

0,12

0,12

0,12

0,11

0,5

0,11

0,11

0,10

0,10

0,6

0,09

0,09

0,09

0,09

0,7

0,07

0,07

0,07

0,07

0,8

0,05

0,05

0,05

0,05

0,9

0,03

0,03

0,03

0,03

Принимая, что коэффициент корреляции достаточно доказателен для существования связи между явлениями, если он превышает свою вероятную ошибку не менее чем в 5 раз, для приводимых ниже коэффициентов низший предел составляет не менее 0,5. Конечно, о некоторой прямой или обратной связи между изучаемыми явлениями можно говорить и при несколько меньших коэффициентах, если, напр., по всем взятым 19 губерниям получается ряд положительных или отрицательных коэффициентов.

Для обозначения отдельных переменных в дальнейшем приняты следующие сокращения:

Р(х-1, х) означает разность между числами родившихся в году х и году х - 1;
С(х— 1, х)- разность между числами умерших детей в году х и году х- 1.

В следующих таблицах сопоставлены полученные полные и частичные коэффициенты корреляции между отдельными переменными.

Полные коэффициенты коррелляции

Губернии

Переменные

C(x-1,x):
P(x,x+1)

C(x-1,x):
P(x-1, x)

P(x-1, x):
C(x, x+1)

P(x-1,x):
P(x,x+1)

P(x-1, x):
P(x+1, x)

C(x-1,x):
C(x,x+1)

C(x-1,x):
C(x+1,x+2)

Архангельская

0,307

-0,115

-0,073

-0,393

-0,007

-0,612

0,283

Витебская

0,577

-0,654

0,411

-0,568

0,295

-0,448

0,285

Вологодская

0,630

-0,357

-0,010

-0,595

0,082

-0,649

0,215

Волынская

0,438

-0,166

0,203

-0,439

-0,032

-0,279

-0,261

Воронежская

0,146

-0,505

0,524

-0,576

0,168

-0,360

-0,149

Вятская

0,483

0,182

-0,116

-0,447

-0,147

-0,356

-0,118

Екатеринославская

0,050

-0,282

0,487

0,467

0,232

-0,429

-0,142

Костромская

0,868

-0,583

0,036

-0,534

-0,065

-0,490

-0,076

Курляндская

0,378

-0,302

0,513

-0,191

0,072

-0,669

0,460

Минская

0,266

-0,021

0,501

-0,410

0,266

-0,276

-0,024

Могилевская

0,377

-0,305

0,328

-0,622

0,320

-0,109

-0,255

Нижегородская

0,496

-0,138

0,203

- 0,099

-0,045

-0,514

0,186

Олонецкая

0,464

-0,282

0,113

-0,418

-0,018

-0,428

0,032

Пензенская

0,191

-0,106

0,058

-0,028

-0,393

-0,360

-0,160

Пермская

0,511

-0,217

0,150

-0,350

-0,263

-0,367

0,038

Подольская

-0,486

0,346

0,062

-0,365

-0,288

-0,388

-0,226

Полтавская

0,301

0,014

0,062

-0,169

-0,413

-0,274

-0,212

Самарская

-0,199

-0,131

0,439

-0,083

-0,207

-0,459

-0,125

Эстляндская

0,307

-0,115

-0,073

-0,393

-0,007

-0,612

0,283

Частичные коэффициенты коррелляции

Губернии

Переменные

C(x-1,x):
P(x,x+1) посто-
янная P(x-1,x)

P(x-1, x):
P(x+1, x+2) посто-
янная P(x,x+1)

P(x-1, x):
C(x, x+1) посто-
янная P(x,x+1)

С(x-1,x):
P(x,x+1) посто-
янная P(x-1, x) P(x-2, x-1)

P(x-1, x):
С(x-1, x) посто-
янная P(x-1, x) P(x-2, x-1)

P(x-1,x):
C(x-1,x) посто-
янная C(x-2, x-1)

P(x-1,x):
C(x,x+1) посто-
янная C(x-2, x-1)

Архангельская

0,287

-0,191

-0,129

0,270

-0,157

0,097

-0,175

Витебская

0,330

-0,041

0,063

0,334

-0,560

-0,541

0,315

Вологодская

0,556

-0,422

-0,296

0,498

-0,451

0,088

0,192

Волынская

0,412

-0,278

0,147

0,476

-0,087

-0,051

0,366

Воронежская

-0,205

-0,245

0,330

-0,136

-0,292

-0,490

0,557

Вятская

0,642

-0,434

-0,039

0,694

0,146

0,432

-0,064

Екатеринославская

-0,096

0,018

0,417

-0,114

-0,071

-0,289

0,499

Костромская

0,810

-0,490

-0,401

0,768

-0,667

-0,365

0,103

Курляндская

0,343

0,037

0,487

0,373

-0,242

-0,071

0,412

Минская

0,283

0,118

0,540

0,261

0,234

0.057

0,527

Могилевская

0,251

-0,109

0,186

0,278

-0,136

-0,287

0,474

Нижегородская

0,490

-0,055

0,192

0,511

-0,121

0,157

0,130

Олонецкая

0,397

-0,234

0,006

0,407

-0,260

-0,104

0,111

Пензенская

0,195

-0,394

0,061

0,239

-0,108

-0,041

0,079

Пермская

0,476

-0,439

0,081

0,571

-0,178

-0,037

0,152

Подольская

-0,412

-0,486

0,216

-0,360

| 0,397

0,195

-0,056

Полтавская

0,308

-0,455

0,065

0,380

0,025

0,105

-0,001

Самарская

-0,212

-0,215

0,433

-0,135

-0,106

-0.255

0,426

Эстляндская

0,374

-0,389

0,207

0,504

-0,334

-0,171

0,180

В виду того, что коэффициенты корреляции вычислены по абсолютным числам родившихся и умерших, и в виду возможного влияния и рождаемости на детскую смертность, и детской смертности на рождаемость, главное значение в приведенных таблицах принадлежит частичным коэффициентам, показывающим «чистое» влияние какого-либо одного фактора. Следует заметить, что значительная часть приведенных в таблицах полных и частичных коэффициентов не имеет самостоятельного значения, служа лишь промежуточными вычислениями для определения главных, нужных нам, частичных коэффициентов корреляции. Из этих «промежуточных» коэффициентов следует все-же отметить отрицательные во всех 19 губерниях коэффициенты корреляции, большей или меньшей величины, между числами родившихся двух смежных лет, а равно и между числами умерших детей, что указывает на существующую во взятых нами губерниях тенденцию к чередованию годов с повышенной и с пониженной рождаемостью, а также годов с повышенной и с пониженной детской смертностью.

В отношении первого поставленного нами вопроса о связи между детской смертностью в данном году и рождаемостью в следующем году, некоторые авторы, как видно из приведенной выше литературы, находят эту связь весьма значительной, считая, что высота детской смертности является главным регулятором, определяющим высоту рождаемости в следующем году. В объяснение этого исходят из малой восприимчивости к зачатию кормящих грудью женщин и восстановления этой восприимчивости в случае смерти ребенка и прекращения грудного кормления. Действительно, кормление грудью является до известной степени противозачаточным средством, но как показывают наблюдения Тhоrn’a[22] Weinberg‘a[23] и Tugendreich'a[24], средство это крайне неверное, и почти половина кормящих женщин через 5-6 месяцев после родов имеет менструацию и, несмотря на кормление, может забеременеть.

Из полученных частичных коэффициентов корреляции, показывающих связь между детской смертностью и рождаемостью в следующем году, при устранении влияния рождаемости предыдущих лет, видно, что говорить об этой связи как о постоянном устойчивом явлении не преходится.

В значительной части губерний этой связи вовсе нет, или она совершенно ничтожна, и лишь в некоторых губерниях, в частности - в Пермской, Вятской, Нижегородской, Костромской, - коэффициенты корреляции высоки. Обращает на себя внимание, что все эти губернии выдаются по крайне высокой детской смертностью, а также по крайней ее неустойчивости и резким колебаниям.

В следующей таблице сопоставлены для отдельных губерний средние за все взятые 25 лет величины детской смертности, средние квадратические отклонения величин отдельных годов от средней (а), коэффициенты изменчивости (у) и частичные коэффициенты корреляции С(х-1, х) : Р(х, х+1) при постоянных Р(х-1, х) и Р(х-2, х-1). Губернии расположены в порядке высоты детской смертности.

Губернии

Среднее число умерш.
0-1 г. на 100 родивш. за 1886-1910 гг.

σ

v

r

1. Пермская

39,1

7,013

17,940 ±1,745

0,571

2. Нижегородская

37,3

3,186

8,534 ±0,822

0,511

3. Вятская

35,6

4,445

12,471±1,212

0,694

4. Пензенская

33,8

3,875

11,421±1,100

0,239

5. Костромская

32,5

4,933

15,038 ± 1,463

0,768

6. Олонецкая

32,5

2,419

7,449 ± 0,717

0,407

7. Вологодская

29,9

4,361

14,564± 1,447

0,498

8. Самарская

29,7

3,123

10,516± 1,010

- 0,135

9. Воронежская

28,7

3,294

11,458 ± 1,104

- 0,136

10. Архангельская

24,5

2,093

8,556 ± 0,828

0,270

11. Могилевская

19,5

1,398

7,152 ± 0,682

0,278

12. Полтавская

19,2

2,137

11,119± 1,072

0,380

13. Витебская

18,7

1,802

9,654 ±0,939

0,334

14. Волынская

18,0

1,279

7,089 ± 0,676

0,476

15. Екатеринославская

18,0

1,611

8,933 ± 0,861

- 0,114

16. Подольская

17,5

1,573

9,007 ± 0,868

- 0,360

17. Минская

17,4

1,102

6,344 ± 0,607

0,261

18. Эстляндская

14,3

1,496

10,460 ± 1,008

0,504

19. Курляндская

14,3

1,441

10,097 ± 0,973

0,373

Из таблицы видно, что в общем более высокие коэффициенты корреляции наблюдаются в губерниях, где, с одной стороны, более высока детская смертность, а с другой, более велики коэффициенты изменчивости. В губерниях Костромской и Олонецкой, напр., детская смертность одинаково высока, но колебания детской смертности в Костромской губернии гораздо больше; наряду с этим и коэффициент корреляции в Костромской губернии почти в 2 раза выше, чем в Олонецкой. В Вологодской губернии детская смертность ниже, чем в Олонецкой, но изменчивость значительно больше, и коэффициент корреляции выше. В губерниях с низкой детской смертностью и небольшим коэффициентом изменчивости в большинстве случаев коэффициент корреляции мал. Встречаются и отклонения от указанного параллелизма. В губерниях Пензенской, Самарской и Воронежской связи между детской смертностью и рождаемостью в следующем году нет, хотя детская смертность в этих губерниях, особенно в Пензенской, высока, и изменчивость довольно значительна. Однако, и здесь детская смертность в губерниях Самарской и Воронежской ниже, чем в губерниях с высокими коэффициентами корреляции, а коэффициент изменчивости во всех 3 губерниях меньше. Вместе с тем, на величине коэффициентов корреляции для этих губерний существенно, в гораздо большей степени, чем для других губерний, сказываются пертурбационные влияния, связанные с периодическими неурожаями. При сравнительно коротких рядах, с которыми мы имеем дело (22-24 члена), небольшое число резких несоответствий в отдельные годы между детской смертностью и рождаемостью может весьма существенно повлиять на высоту коэффициента корреляции. Это и наблюдается в означенных губерниях для особенно неурожайных лет - 1890-1892 г.г., а в Самарской губернии и 1898-1899 г.г. Детская смертность в этих губерниях резко повышалась в самые годы неурожаев, рождаемость же резко падала в годы, следующие за неурожайными. В других губерниях, пострадавших от неурожая в 1890-92 г.г. (Нижегородская, Вятская), такого резкого несоответствия не отмечается

Наблюдаются некоторые отклонения от указанного выше параллелизма и обратного характера. Так, в Эстляндской губернии коэффициент корреляции довольно высок, детская же смертность весьма низкая. При этом, однако, неустойчивость детской смертности в Эстляндской губернии, а равно и в Курляндской, довольно значительна, и коэффициент изменчивости непропорционально высок, принимая во внимание низкую детскую смертность; неустойчивость, если не всегда, то большей частью, соединена с высокой детской смертностью.

Таким образом, связь между детской смертностью и рождаемостью в следующем году в достаточной степени обнаруживается преимущественно в губерниях с резко повышенной детской смертностью и при резких ее колебаниях. Губернии эти, вместе с тем, выдаются по частоте ранних браков и высокому % молодых замужних женщин, с высокой физиологической плодовитостью. Понятно, что здесь резкие подъемы детской смертности могут оказывать влияние на рождаемость. Считать, однако, при таких условиях исключительного характера, детскую смертность нормальным физиологическим регулятором колебаний высоты рождаемости не приходится, и связь эта носит скорее патологический характер. При более нормальных условиях - отсутствии чрезмерно резких колебаний и чрезмерной высоты детской смертности, а равно, отсутствии ранних браков, - колебания детской смертности не оказывают почти никакого прямого физиологического влияния на высоту рождаемости. Возможных косвенных волевых влияний экономического и психологического свойства мы здесь не касаемся.

По второму поставленному нами вопросу - влиянии рождаемости на детскую смертность в том же календарном году и в следующем - частичные коэффициенты корреляции показывают отсутствие во всех взятых губерниях связи между рождаемостью и детской смертностью того же календарного года. Равным образом отсутствует в большинстве губерний, и связь между рождаемостью и детской смертностью следующего календарного года. Равным образом отсутствует в большинстве губерний и связь между рождаемостью и детской смертностью следующего календарного года. В некоторых губерниях, впрочем, здесь получаются довольно высокие положительные коэффициенты корреляции - в губерниях Минской, Могилевской, Курляндской, Екатеринославской, а также в Воронежской и Самарской - т. е. преимущественно, за исключением 2 последних, в губерниях с низкой детской смертностью. Коэффициенты эти могут быть и случайного характера; возможно, вместе с тем, что связь эта обуславливается какими-либо местными особенностями, напр., сезонным распределением рождений. Во всяком случае, о прямой связи биолого-физиологического характера здесь вряд-ли приходится говорить.

Следует еще остановиться на вопросе о влиянии на рождаемость колебаний брачности и о возможном влиянии этих колебаний на связь между детской смертностью и рождаемостью следующего года. В следующей таблице сопоставлены полные коэффициенты корреляции между брачностью и.рождаемостью следующего года и частичные - между брачностью и рождаемостью следующего года при устранении влияния детской смертности и между детской смертностью и рождаемостью следующего года при устранении влияния брачности.

Губернии

Б(x-1,x):
P(x,x+1)

Б(x-1,x):
С(x-1, x)

Б(x-1, x):
Р(x, x+1), постоянная С(x-1, x)

С(x-1,x):
P(x,x+1), постоянная Б(x-1, x)

Архангельская

0,092

-0,055

0,115

0,314

Витебская

0,364

-0,176

0,578

0,698

Вологодская

0,025

0,169

-0,106

0,635

Волынская

0,359

0,089

0,357

0,437

Воронежская

0,255

-0,357

0,332

0,262

Вятская

0,107

0,419

-0,120

0,485

Екатеринославская

-0,034

0,086

-0,039

0,053

Костромская

0,019

-0,086

0,189

0,873

Курляндская

0,411

-0,181

0,527

0,505

Минская

0,556

0,191

0,534

0,196

Могилевская

0,165

-0,175

0,253

0,418

Нижегородская

0,333

0,134

0,310

0,483

Олонецкая

-0,182

-0,312

-0,044

0,436

Пензенская

0,411

0,095

0,402

0,167

Пермская

0,358

0,194

0,307

0,482

Подольская

0,408

0,056

0,499

-0,558

Полтавская

0,172

0,170

0,127

0,279

Самарская

0,315

-0,062

0,309

-0,183

Эстляндская

0,458

0,241

0,407

0,323

Устранение влияния брачности не вносит существенных изменений в отмеченные выше соотношения между детской смертностью и рождаемостью следующего года. При сравнении коэффициентов необходимо иметь в виду, что влияние рождаемости предыдущих лет на эти соотношения в последней таблице не устранено. Что касается влияния брачности на рождаемость следующего года, то влияние это в общем невелико и в ряде губерний отсутствует; в некоторых же губерниях коэффициенты корреляции довольно высоки.

Резюмируя изложенное, можно сделать следующие выводы:

1) В условиях нерегулируемого физиологического размножения прямая связь между плодовитостью и детской смертностью незначительна, и территориальные совпадения высокой рождаемости с высокой детской смертностью и обратно обусловливаются преимущественно общими влияниями демографических, бытовых и социально-экономических факторов.

2) Влияние высоты детской смертности на высоту рождаемости в следующем году проявляется преимущественно в местностях с очень высокой детской смертностью и при резких ее колебаниях и носит скорее патологический, чем физиологический характер.

3) Связи между высотой рождаемости и высотой детской смертности в том же году не имеется.

4) В некоторых случаях имеется не резко выраженная связь между рождаемостью и детской смертностью в следующем году, в большинстве же случаев и эта связь отсутствует.


[1] Новосельский С.А. О тесноте связи между рождаемостью и детской смертностью // Вестник статистики. 1925. Книга XXI. Апрель-июнь. С. 1-21.
[2] G. Мауг. Statistik und Gesellschaftslehre Bd. II. Bevolkerungsstatistik. 2 Aufg., Ttibingen, 1924
[3] H. Westergaard. Die Lehre von der Mortalitat und Morbilitat, 2 Aufl. Jena. 1901.
[4] I.E. Wappaus. Allgemeine Bevolkerungsstatistik. Bd. I. Leipzig 1861.
[5] Schlossmann. Statistik und Sauglingsfiirsorge. Mtinchener med. Wochenschr. 1907.
[6] M. Greenwood and J.W. Brown. An examination of some factors influencing the rate of infant moitality. -The Journal of Hygiene, май, 1912.
[7] Цит. По: Mathematische Bevolkerungstheorie, aul Grund von G. H. Knibbs «The mathematical theory of population» dargestellt von E. Czuber. Leipzig, 1923.
[8] Ю,Э. Янсон Сравнительная статистика населения. СПБ., 1892.
[9] П.И.Куркин Детская смертность в Московской губернии и ее уездах в 1883-1897 гг. Москва, 1902
[10] A. Wtlrzburg. Sauglingssterblichkeit im Deutschen Reiche wahrend der Jahre 1875 bis 1877- Arbeiten aus dem Kais. Gesundheitsamte, 4 Bd., 1888.
[11] Майо-Смит. Статистика и социология. Пер. с англ. Москва, 1900
[12] Peiper und Pauli. Sauglingssterblichkeit in Pommern. Klin. Jahr- buch 23, Bd., 1910.
[13] Oesterlen. Handbuch der medizinischen Statistik. Tubingen, 1865.
[14] A. Newsholme. Report by the medical offices on infant and child mortality 1909-1910. London, 1910.
[15] Hillenberg. Die Beziehungen zwischen Geburtenhaufigkeit und Sauglingssterblichkeit in Preu?en. Zeitschr. f. Sozialwissenschaft, XII Band, 7—8 Heft., 1909
[16] Ch. Ansell. Statistics of families in the upper and professional classes. London 1874. H. Westergaard. Die Lehre von der Mortalitat und Mobilitat. 2 Aufl., Jena, 1901. Geissler. Uber den Einfluss der Sauglingssterblichkeit auf die eheliche Fruchtbarkeit. Zeitschr. des kgl. Sachs. Stat. Bureaus, 1885, XXXI. Goehlert. Statistische Untersuchungen uber die Ehen. Sitzungsber. d. philos. histor. Kl. d. Kais. Akad. d. Wiss. Wien, LXIII, 1869. Hamburger. Zusammenhang zwischen Konzeptionsziffer und Kindersterblichkeit in gro?stadtischen Arbeiterkreisen. Zeitschr. f. Soziale Medizin, 3 Bd., 1908. Marie Baum. Ein Beitrag zur Frage der Beziehungen zwischen Kinderzahl und Kindersterblichkeit. Halbmonatsschr. f. Soziale Hygiene, 1910. H. Koeppe. Sauglingssterblichkeit und Geburtenziffer. Wien und Leipzig, 1913. Halbmonatsschr. f. Soziale Hygiene, 1910. H. Koeppe. Sauglingssterblichkeit und Geburtenziffer. Wien und Leipzig, 1913.
[17] A. Groth und М. Hahn. Die Sauglingsverhaltnisse in Bayern. Zeitschr. des k. Bayer. Stat. Landesamts. 1910
[18] R. М. Woodbury. Economic factors in infant mortality. Journ. of the American Statistical Association, июнь, 1924.
[19] О способах вычисления стандартизованных коэффициентов рождаемости см. нашу статью С.А. Новосельский. О приложении метода Standard population к измерению рождаемости. Материалы по статистике Ленинграда, вып. 3. 1921.
[20] Korosi. Ueber den Einfluss des elterlichen Alters auf die Lebenskraft der Kinder. Jahrb. f. Nationalokonom. u. Stat., 1892
[21] Ewart. The influence of the age of the parent on the vitality of the child. The Journ. of Hygiene, декабрь 1914
[22] Thorn, Die praktische Bedeutung der Laktationsatrophie. Munchener med. Wochenschr. 1901
[23] W. Weinbeгg. Der. Einfluss des Stillens auf Menstruation und Befruchtung. Zeitsch. f. Geburtshilfe u. Gynakologie. 1903, Bd. 50
[24] G. Tugendreich. Uber den Einfluss des Stillens auf die Empfangnis. Sexualprobleme. 1908, Bd. 4

Вернуться назад
Версия для печати Версия для печати
Вернуться в начало

Свидетельство о регистрации СМИ
Эл № ФС77-54569 от 21.03.2013 г.
demoscope@demoscope.ru  
© Демоскоп Weekly
ISSN 1726-2887

Демоскоп Weekly издается при поддержке:
Фонда ООН по народонаселению (UNFPA) - www.unfpa.org (2001-2014)
Фонда Джона Д. и Кэтрин Т. Макартуров - www.macfound.ru (2004-2012)
Фонда некоммерческих программ "Династия" - www.dynastyfdn.com (с 2008)
Российского гуманитарного научного фонда - www.rfh.ru (2004-2007)
Национального института демографических исследований (INED) - www.ined.fr (2004-2012)
ЮНЕСКО - portal.unesco.org (2001), Бюро ЮНЕСКО в Москве - www.unesco.ru (2005)


Russian America Top. Рейтинг ресурсов Русской Америки.