Коэффициент суммарной рождаемости дает политикам дезориентирующие сигналы: не следует ли отказаться от использования этого показателя?¹

Соботка Т.², Лутц В.³
(Опубликовано в Экономическом журнале Высшей школы экономики,
Том 15, №4, 2011. с. 444-471)

Введение

Много лет демографические проблемы были ведущей темой европейских дискуссий и обсуждались в высших политических кругах. Европейская комиссия учредила несколько органов для обсуждения «демографического вызова», который президент комиссии Баррозо назвал одним из трех основных вызовов для Европы, и в 2006 году опубликовала официальное сообщение на эту тему, представленное средствам массовой информации под кричащим заголовком «Пять способов обезвредить демографическую бомбу замедленного действия». Основная политическая парадигма, представленная в этом обращении, так же как в речах министров социального развития по всей Европе, заключалась в том, что молодые люди хотят иметь значительно больше детей, чем они сейчас могут себе позволить, и роль политики состоит в том, чтобы помочь им достичь желаемого размера семьи. В Резолюции европейского парламента о демографическом будущем Европы (от 21 февраля 2008 г.) утверждается, что «среднее число в 1,5 ребенка на женщину не является отражением выбора женщин или современных намерений европейских граждан на создание семьи». Как будет показано ниже, эта доминирующая и во многих отношениях политически наиболее удобная политическая парадигма в значительной степени основывается на неправильном использовании коэффициента суммарной рождаемости условного поколения, который сравнивается с когортным показателем желаемого размера семьи, как если бы он сам был когортной мерой рождаемости. Эта же проблема лежит в основе другого политического утверждения, широко разошедшегося по Европе, а именно утверждения о переломе тенденции к снижению рождаемости. Многие политики указывают на недавнее увеличение рождаемости как на доказательство успешности их политики. В настоящей работе мы показываем, что это увеличение не может быть интерпретировано как перелом тенденции рождаемости, потому что в основном оно является следствием ожидаемого завершения процесса откладывания деторождения, в котором политика государства играет незначительную роль. И снова именно частое неправомерное использование коэффициента суммарной рождаемости служит причиной дезориентирующих выводов.

Современные общественные дебаты о тенденциях рождаемости и политике рождаемости в развитых странах опираются почти исключительно на коэффициент суммарной рождаемости текущего периода, который, начиная с 1960-х годов, стал повсеместно используемым индикатором уровня рождаемости, причем многими демографами и статистическими органами, а как следствие, также журналистами и политиками он определяется как «среднее число детей на одну женщину». В то же время в публичном дискурсе относительно мало используется показатель когортной рождаемости как адекватный измеритель рождаемости, равно как и другие индикаторы рождаемости текущего периода, способные лучше отражать изменение тенденций рождаемости. Мало внимания уделяется также динамике абсолютного числа рождений, которая, в конечном счете, предопределяет будущую численность и возрастную структуру населения. Хотя все демографы осознают серьезные проблемы, связанные с истолкованием коэффициента суммарной рождаемости текущего периода как «среднего числа детей на женщину», - понятия, которое имеет смысл только применительно к реальным поколениям, публичных дискуссий по этому поводу почти не ведется. Единственным заметным исключением стала короткая, но жаркая общественная дискуссия во Франции в начале 1990-х годов, инициированная атакой Эрве Ле Бра на то, что он воспринимал как «ложь натализма», подпитываемую чрезмерной концентрацией внимания французского Национального института демографических исследований (INED) на мерах рождаемости текущего периода, особенно на коэффициенте суммарной рождаемости (см. великолепный обзор Н. Кейфица⁴)⁵. Позднее в Европейских таблицах демографических данных⁶ был представлен расчетный коэффициент суммарной рождаемости, скорректированный с учетом «эффекта календаря» (т.е. влияния изменений в календаре рождений) параллельно с традиционным КСР и показателями когортной рождаемости с целью привлечь внимание к данной проблеме.

Наше обсуждение применения и пригодности текущего КСР частично опирается на недавнюю работу Ни Бролхайн⁷ которая выделила пять целей (причин), для которых используется КСР, и подчеркнула, что выбор показателя рождаемости должен определяться аналитическими целями. Мы не касаемся этой более широкой концепции целей измерения и сосредотачиваем внимание, в первую очередь, на важном для политики анализе тенденций рождаемости и связанных с этим вопросах. Мы убеждены, что демографы обязаны задумываться над вопросами, имеющими важное социальное или политическое значение, и знакомить со своими исследованиями более широкую публику. Для некоторых из этих вопросов (например, сколько детей школьного возраста можно ожидать в ближайшие 10 лет) наиболее подходящей демографической мерой является абсолютное число рождений (с учетом детской смертности и современной или ожидаемой миграции), тогда как для других (например, рожает ли женщина, в среднем, больше детей вследствие экономических и политических изменений) лучший ответ могут дать показатели уровня рождаемости. Как будет показано в заключительном разделе, прочно утвердившийся показатель - КСР не дает удовлетворительного ответа на подобные вопросы «реального мира», выходящие за пределы узкой области демографического моделирования.

В дальнейшем мы постараемся показать, что использование КСР довольно проблематично, когда речь идет как о выборе целей, так и об оценке последствий изменений в политике, а в более широком смысле, при изучении связи тенденций рождаемости с теми или иными социальными и экономическими тенденциями. Злоупотребление этим сомнительным показателем, частично объясняемое его широкой доступностью для различных стран и периодов, может вести к ложным выводам. Мы также обсудим два естественно вытекающих отсюда вопроса: (а) «Можем ли мы предложить лучший индикатор уровня рождаемости, основанный на данных текущего периода?»; и, если ответ будет утвердительным, (б) «Остается ли какая-либо роль у традиционного КСР текущего периода?» В большинстве работ рассматривается первый вопрос, и оценки, вытекающие из анализа КСР для текущего периода, сопоставляются с теми, которые могут быть сделаны на основе трех альтернативных мер рождаемости текущего периода или на основе когортного показателя итоговой рождаемости поколения. Второй вопрос, более радикальный с точки зрения возможных выводов, обсуждается в заключительной части статьи.

В нашей статье мы, прежде всего, повторим получающую все более широко признание мысль о том, что КСР текущего периода может значительно и систематически расходиться с когортным показателем итоговой рождаемости для женщин, рожающих детей в данный период, и это расхождение может охватывать длительные периоды времени. Тайминговые эффекты и структурные факторы, отражающиеся на КСР, могут приводить к искаженной оценке влияния политики на рождаемость. Мы приводим четыре примера типичного использования КСР в качестве критерия оценки «реального» уровня рождаемости, часто называемого «интенсивностью (‘quantum’) рождаемости»⁸. Мы обсуждаем вопрос о том, несет ли КСР для текущего периода адекватную и полезную информацию об уровнях и тенденциях рождаемости, и меняется ли их оценка при использовании вместо традиционного КСР иных показателей рождаемости. Первый пример касается предполагаемых различий между желаемым и фактическим уровнями рождаемости в странах с низкой рождаемостью. Мы показываем, что этот разрыв существенно уменьшается при использовании для оценки уровня рождаемости других, нежели КСР текущего периода, показателей, в частности, достигнутой к данному моменту итоговой рождаемости реальных поколений. Наш второй пример концентрирует внимание на недавнем росте коэффициента суммарной рождаемости в большинстве стран Европы, который часто интерпретируется как перелом тенденции снижения рождаемости. Используя показатели рождаемости, отличные от обычного КСР, для двух стран с наиболее заметным увеличением КСР текущего периода – Чешской республики и Испании, – мы показываем, что этот тренд в значительной степени объясняется замедлением процесса откладывания деторождений, который негативно повлиял на КСР. В частности, это относится к первым рождениям, которые внесли наибольший вклад в увеличение КСР. Третий пример касается  возможной ловушки при использовании КСР в качестве меры рождаемости женщин-иммигранток, и показывает, что этот показатель имеет тенденцию завышать уровень их рождаемости, а тем самым и величину различий в рождаемости между коренными жительницами и иммигрантками. Наконец, наш четвертый пример помещает в центр внимания оценку результатов политики. Основываясь на изучении изменений в политике и колебаний рождаемости в Швеции, Российской Федерации и Франции, мы приходим к выводу, что политика, которая проводится с целью поддержки коэффициента рождаемости текущего периода ведет, по большей части, к изменениям в распределении рождений во времени, но имеет ограниченное влияние на уровень рождаемости в долгосрочной перспективе.

2. Проблемы, связанные с использованием с КСР текущего периода

Растущее число работ показывает, что КСР текущего периода является спорной мерой уровня (интенсивности) рождаемости текущего периода. Он не учитывает ни распределение женщин по числу рожденных детей, ни длину периода после последнего рождения, которые являются главными определяющими факторами репродуктивного поведения⁹. Еще более важна его высока чувствительность к изменению распределения рождений во времени, что увеличивает КСР в случае, если женщины заводят детей во все более ранних возрастах, и снижает, если они откладывают деторождение на поздние репродуктивные возраста¹⁰. Последняя ситуация характерна для большинства развитых стран, начиная с 1970-х годов, когда долгосрочный тренд откладывания сроков родительства установился в западной и северной Европе, так же как в Канаде, Японии и США¹¹. Различные оценки указывают, что без этого перехода к откладыванию деторождений, КСР текущего периода в Европейском Союзе мог быть на 0,2-0,3 выше, чем в конце 1990-х и начале 2000-х¹², хотя существуют сильные региональные отличия в «эффекте календаря»¹³.

В результате, КСР текущего периода значительно отличается от показателя итоговой рождаемости когорты женщин, которые только начинают рожать в этот период. Такое несоответствие не создает проблем при краткосрочных изменениях, когда меры рождаемости текущего периода могут отражать конъюнктурные колебания коэффициентов рождаемости, не обязательно влияющие на тенденции итоговой рождаемости когорт¹⁴. Однако, это несоответствие становится определяющим, когда КСР текущего периода систематически расходится с показателем итоговой рождаемости когорты в течение двух или трех десятилетий, что и происходит в большинстве развитых стран. Рис. 1 иллюстрирует такое расхождение для Дании, где разрыв между КСР текущего периода и приблизительной соответствующей итоговой рождаемостью в среднем составляет 0,26 для периода с 1970 по 1994 г. (соответствующий показатель итоговой рождаемости когорты не может быть рассчитан для более молодых поколений). Подобное долгосрочное расхождение означает, что КСР текущего периода подает неверные сигналы об уровнях и тенденциях рождаемости, и, как следствие, также о долгосрочных перспективах замещения населения и роста численности населения в отсутствие миграции. Как показано на Рис. 1, в долговременном плане расхождение может оказаться значительно меньшим при переходе к таким индикаторам текущего периода, которые позволяют элиминировать «эффект календаря», в частности, к скорректированному (adjusted) КСР.

Рисунок 1. КСР для текущего периода (1965-2008), скорректированный КСР для текущего периода и итоговая рождаемость когорт (женщины 1937-1967 годов  рождения) в Дании.

Примечание: Данные об итоговой рождаемости когорт относятся к двум соседним поколениям; например, показатель 1937 г. относится к когортам, 1937-1938 годов рождения. Для женщин, родившихся в 1960-1967гг., оценена малая часть итоговой рождаемости. Данные текущего периода сопоставлены с данными для когорт женщин, родившихся на 27-28 лет раньше; такой временной интервал приблизительно соответствует среднему возрасту матери при рождении ребенка в 1968–1994 гг. Скорректированный КСР – это среднее значение для 3-х летнего периода с центром в указанном году.

Источники: для КСР текущего периода и скорректированного КСР [Delgado, M., G. Meil, and F. Zamora López. 2008. “Spain: Short on children and short on family policies.” In: T. Frejka et al. (eds.) Childbearing Trends and Policies in Europe. Demographic Research, Special collection 7, Vol. 19, Article 27:1059-1124; Frejka, T. and T. Sobotka. 2008. “Fertility in Europe: Diverse, delayed and below replacement.” Overview Chapter 1 in: T. Frejka et al. (eds.) Childbearing trends and policies in Europe. Demographic Research, Special Collection 7, Vol. 19, Article 3: 15-46; Gaschke, S. 2009. “Bilderbuch-Vater.” Die Zeit, 19 February 2009. http://zeit.de/2009/09/01-Vaeter36]; для показателя итоговой рождаемости когорт [Statistics Denmark. 2007. Befolkningens udvikling 2006. Vital statistics 2006. Statistics Denmark, Copenhagen, табл. 2.5 и 2.6].

В качестве показателей, альтернативных коэффициенту суммарной рождаемости текущего периода мы используем следующие индикаторы рождаемости текущего периода.

(а) скорректированный КСР текущего периода (AdjTFR), предложенный Дж. Бонгаартсом и Г. Фини¹⁵, который базируется на специфической коррекции обычного КСР с учетом очередности рождений, что позволяет учесть изменения в среднем возрасте матерей при рождении детей;

(б) индекс рождаемости с учетом возраста матери и очередности  рождения (parity-age TFR, PATFR)¹⁶, основанный на специальной таблице рождаемости, которая учитывает распределение женщин репродуктивного возраста по возрасту и очередности рождений;

(в) вариант этого индекса с поправками на эффекты изменений в календаре и дисперсии возрастного распределения рождений¹⁷.

Мы также использовали показатель итоговой рождаемости когорт. Выбор этих индикаторов объясняется отчасти их пригодностью для ответа на поставленные вопросы, отчасти - доступностью данных. Мы хорошо осведомлены о недостатках коррекции Бонгаартса-Фини, таких как упрощенное предположение о неизменной форме кривой рождаемости, отсутствие контроля за изменениями в распределении женского населения по очередности рождений и относительно сильные колебания во времени¹⁸. Тем не менее мы используем ее наряду со скорректированным PATFR по соображениям доступности данных, а также потому, что в большинстве случаев она дает очень схожие с другими методами коррекции результаты. Для многих стран мы не располагаем более подходящими, в принципе, показателями, основанными на данных об очередности рождений и интервале после последнего рождения, которые устраняют необходимость корректировки с учетом меняющегося календаря рождений¹⁹. Краткое описание используемых показателей приведено в Приложении.

3. Пример 1. Вымышленное различие между желаемой и фактической рождаемостью.

Опросы об идеальном и ожидаемом числе детей часто показывают, что, несмотря на снижение рождаемости ниже уровня замещения поколений, оба показателя – идеальное и желаемое число детей – в большинстве стран Европы остаются на уровне равном или больше 2 детей на женщину²⁰²¹. КСР текущего периода постоянно используется с целью измерения этой разницы, указывая на огромную разницу между реальным и желаемым размерами семьи²², часто в размере 0,5–0,8 ребенка на женщину²³. В недавнем анализе, проведенном ОЭСР²⁴, постулируется, что «разрыв между желаемым и реальным размером семьи увеличился в течении последних 10–20 лет» и утверждается, что эти различия больше в тех странах, где уровень рождаемости низок. Было предложено несколько различных объяснений этого различия, в том числе институциональные и структурные препятствия рождению и воспитанию детей²⁵ которые часто рассматриваются как доказательство необходимости политического вмешательства²⁶.

Ситуация была проиллюстрирована В. Лутцем²⁷ на эмпирическом материале, эта иллюстрация в дальнейшем приобрела окончательный вид в Таблице 1. В таблице сведены четыре разных показателя рождаемости и размера семьи для крупных регионов Европейского Союза, и отдельно для Финляндии. Первый столбец отражает число детей, которое респонденты считают идеальным для себя лично, по данным опроса, проведенного  Евробарометром в 2006 году среди женщин в возрасте от 25 до 39 лет²⁸. Во втором столбце, также основанном на данных Евробарометра, приводится ожидаемое число для той же группы женщин. Оно включает в себе число уже рожденных детей и число детей, которые женщина намеревается родить в будущем. Эта вторая мера представляет собой более реалистичный предиктор уровня рождаемости, чем идеальное число детей, так как она принимает в расчет вероятные препятствия и трудности в реализации семейных идеалов и желаний. Однако, сравнение между двумя этими мерами, взятыми из одного и того же исследования, показывает, что различие между ними мало и составляет 0,15 ребенка на женщину для всего Европейского Союза.

Таблица 1. Идеальное и ожидаемое число детей, коэффициент суммарной рождаемости для женщин различных регионов Европейского Союза в 2006 году и различные способы вычисления «разрыва» между идеальной (ожидаемой) и реальной рождаемостью.

Примечание: Данные взвешены пор численности населения стран указанных регионов

Источники: Колонки (1) и (2): данные Евробарометра 2006, проанализированные М.Р.Тестой [Testa, M. R. 2006. Childbearing preferences and family issues in Europe. Special Eurobarometer 253/Wave 65.1 – TNS Opinion & Social, European Commission]. Колонки (3) и (4): [VID. 2008. European demographic data sheet 2008. Vienna Institute of Demography, IIASA, Population Reference Bureau. http://www.oeaw.ac.at/vid/datasheet/index.html]

Третий и четвертый столбцы в Таблице 1 содержат КСР 2006 года и КСР Бонгартса-Фини с поправкой на календарь рождений для 2003 – 2005 гг., опубликованные в Европейской демографической таблице²⁹. Различия между традиционным КСР и идеальным числом детей (Разрыв 1 в столбце 5) оказывается несомненно существенным – более, чем 0,5 ребенка во всех регионах – и достигает 0,7 для всей совокупности 27 стран ЕС. Однако, две цифры, используемые для вычисления этого разрыва несопоставимы, потому что они измеряют разные вещи: одна – идеалы когорты, а другая – зависящую от календаря рождаемость данного периода. Если сопоставлять идеальный размер семьи с мерой рождаемости периода, то для этого более подходит КСР с поправкой на сдвиги календаря. И как показывает столбец 6, различие между двумя индексами (разрыв 2) становится меньше и снижается до 0,5 для всего Евросоюза. Наконец, последний столбец дает третий вид разрыва, а именно между ожидаемым размером семьи и коэффициентом рождаемости с поправкой на сдвиги в календаре рождений. Этот третий показатель различия является наименьшим из всех, варьируя от 0,3 до 0,4 для различных регионов и составляя 0,35 для всего Евросоюза, и представляет собой половину от разрыва 1.

Эти данные делают аргументы в пользу демографической политики, направленной на то, чтобы помочь супружеским парам снизить предполагаемый разрыв между желаниями и реальностью, гораздо менее убедительными: значит ли это, что в таких странах как Австрия и Германия, для которых характерен маленький общий разрыв, но, с точки зрения их правительств, слишком низкий уровень рождаемости, правительствам нет смысла предпринимать какие-либо действия? Вероятно, нет. С другой стороны, если пользоваться этим способом измерения, то страны Северной Европы с высокой рождаемостью имеют больший разрыв. Должны ли на этом основании правительства таких стран, имеющих  более высокий уровень рождаемости, проявлять большую активность? Наверное, нет. Фактически, Финляндия, представленная в таблице в качестве примера страны с наибольшими величинами разрывов 2 и 3, часто используется в качестве примера  государственной политики, которую должны проводить в странах с низким уровнем рождаемости. Следовательно, политическая парадигма, основанная на предположительной «неудовлетворенной потребности в детях» проблематична в обоих случаях; в некоторой степени она отражает принятие политиками желаемого за действительное и их подспудый пронатализм.

Хотя этот анализ, основанные на наиболее свежих данных Евробарометра³⁰, хорошо иллюстрирует проблему, у нас есть некоторые обоснованные сомнения, касающиеся надежности и репрезентативности подобных данных, полученных с помощью опроса общественного мнения при  ограниченной выборке, которая чрезвычайно увеличивает потенциальную границу ошибки³¹³². Поэтому мы представляем более тщательный анализ, используя данные из сравнительно больших исследований, проводившихся в трех странах и сосредотачивающих внимание на ожидаемом числе детей, которое в наилучшей степени отражает долгосрочные прокреативные планы женщин и супружеских пар.

Вначале мы внимательно изучили данные по планируемым рождениям и рождаемости женщин в Чешской республике, где разница между КСР текущего периода и средним ожидаемым размером семьи быстро увеличивалась, в то время как КСР быстро падал в 1990-е годы³³. В то время как среднее ожидаемое число детей оставалось на уровне 2 детей на женщину, разрыв между ожидаемым числом детей достигший 0,8 в 1997 году и все еще оставался на уровне 0,7 в 2005 году (Таблица 2)³⁴. Коэффициент суммарной рождаемости скорректированный на календарь рождений предполагает меньший разрыв на уровне 0,3 и менее. (Скорректированный КСР по методу Бонгаартса-Фини представлен в Таблице 2; скорректированный Индекс рождаемости с учетом возраста и очередности рождений PATFR дает аналогичные результаты). Хотя это различие между намерениями и фактическим уровнем рождаемости тоже нельзя считать незначительным, оно дает основания для гораздо менее драматической интерпретации, чем разрыв, измеренный с помощью обычного КСР.

Тем не менее подобные сравнения между прокреативными намерениями и коэффициентами рождаемости текущего периода проблематичны. Они основаны на сопоставлении намерения когорты в отношении рождения детей в будущем с показателем текущего прокреативного поведения. Методологически правильнее сравнивать намерения в отношении рождения детей, высказанные женщинами той или иной когорты в начале их репродуктивного периода, с итоговой рождаемостью этой когорты. Обычная проблема когортного анализа рождаемости – необходимость ждать 15-20 лет для каждой когорты, пока она не реализует свои прокреативные планы – главное препятствие для  подобных сравнений.

Таблица 2. Разрыв между средним ожидаемым числом детей и рождаемостью текущего периода, измеренной с помощью КСР и других альтернативных показателей рождаемости текущего периода, Чешская Республика, 1993–2005

Примечание: Среднее ожидаемое число детей у женщин в возрасте 18–35 лет (за исключением 1993 года, когда опрашивались женщины в возрасте 18-44 года). Затруднившиеся ответить в расчет не принимались. КСР с поправкой на календарь – это среднее значение для трехлетнего периода с центром в указанном году.

Источники: Среднее ожидаемое число детей в 1993 году рассчитано на основе  на данных «Регионального исследования здоровья» (RHS), в 1997 году на основе данных обследования «Семья и Рождаемость» (FFS) и за 2005 год – по данным исследования  «Поколения и Гендер» (GGS) [Sobotka, T., A. Šťastná, K. Zeman, D. Hamplová, and V. Kantorová. 2008. “Czech Republic: A rapid transformation of fertility and family behaviour.” In: Frejka, T. et al. (eds.) Childbearing Trends and Policies in Europe. Demographic Research, Special collection 7, Vol. 19, Article 14: 403-454: Table 7]. Показатели рождаемости – наши расчеты по данным Евростата [Eurostat. 2008. Population and Social Conditions. Online database of Eurostat accessed in May 2008 at http://epp.eurostat.ec.europa.eu].

Часто когортный анализ может приводить к выводам, очень похожим на те, которые получаются при сравнениях со скорректированными показателями рождаемости текущего периода, о которых говорилось выше. В Англии и Уэльсе различные когорты женщин, которым на момент опроса об их репродуктивных планах было 27-29 лет, указали среднее ожидаемое число детей на 0,3–0,4 выше, чем был КСР в это время³⁵ о временных трендах среднего ожидаемого числа детей). Однако, возможный разрыв между намерениями и достигнутым, в конечном счете, уровнем рождаемости снизился примерно наполовину и обычно достигал только 0,1 – 0,2 (Таблица 3).

Таблица 3. Разрыв между средним ожидаемым числом детей, коэффициентом суммарной рождаемости текущего периода и итоговой рождаемостью когорт в Англии и Уэльсе (женщины 27–29 лет, период 1979–1996 гг.).

Примечание: среднее ожидаемое число детей получено на основе опроса женщин 27–29 лет без учета затруднившихся ответить (см. [Smallwood, S. and J. Jefferies. 2003. “Family building intentions in England and Wales: trends, outcomes and interpretations.” Population Trends 112(Summer 2003): 15-25] об альтернативных оценках среднего ожидаемого числа детей при разных допущениях в отношении затруднившихся ответить).
Данные об итоговой рождаемости когорт 1964 и 1967 годов рождения частично основаны на оценках.

Источники: Средний ожидаемый размер семьи: [Smallwood, S. and J. Jefferies. 2003. “Family building intentions in England and Wales: trends, outcomes and interpretations.” Population Trends 112(Summer 2003): 15-25: table 1]. Итоговая рождаемость когорт: [ONS. 2007. Birth statistics. Review of the Registrar General on births and patterns of family building England and Wales, 2006. Series FM1, No. 35, Office of National Statistics, London: table 10.2, pp. 56-57].

Так же и в Австрии КСР текущего периода дает преувеличенную картину величины нереализованной рождаемости. К тому времен, когда австрийские женщины достигают типичного возраста деторождения, разрыв между их средними репродуктивными желаниями и современным уровнем КСР обычно составляет 0,4–0,5. Однако сравнение репродуктивных установок в более молодых возрастах с итоговой рождаемостью показывает, что разрыв между намерениями и их реализацией оказывается существенно меньшим, в частности, в случае когорт 1955-60 и 1966-70 годов рождения, представленных на Рис. 2, он составляет около 0,15. Этот вывод опять же удивительным образом согласуется с заключениями, основанными на мерах рождаемости с поправкой на календарь рождений.

Рисунок 2. Различия между средним ожидаемым числом детей, КСР текущего периода и итоговой рождаемостью когорт. (Австрийские женщины в возрасте 25 -30 лет (1986 и 1996 гг., когорты 1956–1960 и 1966-1970 годов рождения).

Примечание: cреднее ожидаемое число детей основано на среднем варианте оценки желаемого числа детей среди женщин в возрасте 25-30 лет (см. [Testa, M. R. 2006. Childbearing preferences and family issues in Europe. Special Eurobarometer 253/Wave 65.1 – TNS Opinion & Social, European Commission]).
Показателя итоговой рождаемости для когорт 1966-1970 годов рождения частично основаны на оценке.

Источники: Расчеты Т. Соботки [Sobotka, T. 2009. “Subreplacement fertility intentions and uncertainty in Austria.” European Journal of Population, Online First access, DOI: 10.1007/s10680-009-9183-0] на основе данных Микропереписей (1986 и 1996 гг.).

В общем, те измерители рождаемости текущего периода, которые искажаются под воздействием изменений в календаре рождений в меньшей степени, чем обычный КСР, так же, как и итоговая рождаемость когорт, показывают, что разрыв между намерениями и реализованной рождаемостью при анализе с помощью обычного КСР оказывается сильно преувеличенным. Если данные о намерениях скорректировать на влияние некоторых факторов, на которые правительственная политика не может повлиять, то предполагаемый разрыв может полностью исчезнуть. Французское исследование, проведенное Л. Тулемоном и А. Леридоном³⁶, выявило, что если исключить женщин, никогда не проживавших совместно с партнером, то среднее идеальное число детей в возрасте 25-35 лет (2,21) очень хорошо соответствует числу детей (2,23), достигнутому, в конечном счете, женщинами 1950-1965 годов рождения. Следует соблюдать осторожность при интерпретации этих выводов: общее соответствие не означает, что большинство индивидов рожают ожидаемое число детей. Репродуктивные намерения часто бывают неопределенными³⁷, а также подвергаются изменениям и пересмотру на протяжении жизни³⁸. Агрегированный результат представляет собой итог как недовыполнения, так и перевыполнения первоначальных планов отдельными женщинами. Более того, понятия ожидаемого и идеального числа детей могут быть подвергнуты критике. Определение ожидаемого числа детей основано на суммировании числа уже рожденных детей с тем, которое еще ожидается, что делает любые незапланированные рождение в прошлом частью общего ожидаемого числа детей. Эта проблема обходится с помощью другого, более условного понятия индивидуального идеального числа детей, но оно, вместе с тем, меньше зависит от конкретных обстоятельств, влияющих на прокреативное поведение, включая бесплодие, и потому более сложно для интерпретации.

4. Пример 2: Недавнее увеличение КСР текущего периода в Европе

Начиная с конца 1990-х годов в некоторых странах Европы был зафиксирован значительный рост КСР текущего периода. В Бельгии, Болгарии, Чешской республике, Эстонии, Франции, Латвии, Испании и Швеции между 1998 г 2007 гг. КСР увеличился более чем на 0,2. Это было истолковано как добрый знак, означающий столь долгожданную смену долгосрочной тенденции снижения рождаемости, которая привела многие страны Европы к крайне низкому КСР на уровне 1,3 и менее³⁹. Некоторые правительства гордо истолковали этот поворот тенденции как результат своей политики, и ведущая газета Германии «Die Zeit» представила этот крошечный рост числа рождений в 2007 году под бодрящим лозунгом «работа политиков!»⁴⁰. Однако существует альтернативное объяснение, которое позволяет взглянуть на недавний рост КСР текущего периода по-иному. Весьма возможно, что большая часть этого роста в Европейских странах может быть объяснена замедлением или окончанием процесса откладывания деторождений. Мы рассмотрели изменения в рождаемости в двух странах – в Чешской республике и Испании – которые пережили существенный рост КСР текущего периода начиная с конца 1990-х, и для которых мы можем рассчитать альтернативные индикаторы рождаемости текущего периода, меньше зависящие от эффекта изменений в календаре рождений. Систематический анализ роли эффекта календаря в увеличении КСР текущего периода приведен в последней работе Дж. Голдштайна и соавторов⁴¹.

Испании пережила резкий долговременный спад рождаемости между 1976 и 1996 годом, когда КСР достиг рекордно-низкого уровня в 1,17. В то же время альтернативные показатели, учитывающие поправки на календарь рождений, также показывали почти непрерывный спад, хотя и не до столь низкого уровня, что наводит на мысль о том, что «интенсивность» падала параллельно со снижением КСР текущего периода (Рис. 3а). После 1996 года КСР впервые стабилизировался и потом начал увеличиваться, достигнув 1,39 в 2007 году⁴². Однако показатели рождаемости с поправкой на эффект календаря показывают иную картину недавней реверсии рождаемости. Во-первых, они указывают на то, что рождаемость продолжала снижаться до 2000 года, т.е. и тогда, когда КСР стабилизировался и начал повышаться. Впоследствии эти индикаторы в основном показывают стабилизацию, возможно незначительный рост уровня текущей рождаемости. В действительности, наблюдалось сближение между КСР текущего периода и скорректированными показателями рождаемости, учитывающими эффект календаря, измеренными около 2005 года, когда рост среднего возраста матери при рождении первого ребенка прекратился. Это хорошая иллюстрация ожидаемых последствий окончания действия эффекта календаря.

Иную картину мы видим на Рис. 3б для Чешской республики. Массовое откладывание деторождений происходило после распада государственно-социалистической системы с начала 1990-х, что привело к значительному повышению среднего возраста матери при рождении первого ребенка⁴³. Одновременно, КСР снизился до уровня в 1,13 к 1999 году и начал постепенно восстанавливаться с начала 2000-х, достигнув 1,50 в 2008 году. КСР с поправкой на календарь, также как и Индекс рождаемости с учетом возраста и очередности рождений с поправкой на календарь, в 1990-е снизились менее резко до уровня около 1,6 к 1998 году. Скорректированный КСР, так же, как и Индекс рождаемости с учетом возраста матери и очередности рождений с поправкой на календарь (см. в Приложении корректировку по методу Колера и Ортеги⁴⁴) падали в 1990-е годы значительно менее круто, до уровня порядка 1,6 в 1998 году. Расхождение между обычным КСР и показателями с поправкой на эффект календаря указывает на то, что значительная часть небывалого снижения КСР может быть отнесена на счет влияния эффекта календаря. В отличие от Испании, здесь увеличение обычного КСР в начале 2000-х годов происходило одновременно с увеличением скорректированного КСР с поправкой на эффект календаря, хотя и менее интенсивно. Возможно, что продолжительный рост обычного КСР приведет к постепенному сближению различных показателей рождаемости в будущем, что будет следствием замедления процесса откладывания деторождений.

Рисунок 3а. Обычный КСР, скорректированный КСР с поправкой на «эффект календаря», скорректированный Индекс рождаемости с учетом возраста и очередности (PATFR) и средний возраст матери при рождении первого ребенка в Испании, 1980 – 2007

Рисунок 3б. Обычный КСР, скорректированный КСР с поправкой на «эффект календаря», скорректированный Индекс рождаемости с учетом возраста и очередности (PATFR) и средний возраст матери при рождении первого ребенка в Чешской Республике, 1988 – 2008.

Примечание: скорректированные КСР с поправкой на эффект календаря (adjTFR) и индекс рождаемости с учетом возраста матери и очередности рождения (adjPATFR) рассчитаны как средние значения для 3-х летних периодов с центром в указанных годах.

Источники: Расчеты авторов, основанные на данных Евростата [Eurostat. 2003. New Cronos database. Theme 3: Population and social conditions. Accessed in May and October 2003; Eurostat. 2008. Population and Social Conditions. Online database of Eurostat accessed in May 2008 at http://epp.eurostat.ec.europa.eu], INE (2008) и данных, предоставленных Чешским статистическим бюро.

В этих двух случаях, а также во многих других, не рассмотренных здесь⁴⁵, показатели с поправкой на эффект календаря дают иную интерпретацию последних трендов в рождаемости, чем обычный КСР. Тогда как КСР создает впечатление о значительном росте уровней рождаемости, индикаторы с поправкой на календарь часто показывают, что увеличение почти всецело (Испания) или довольно сильно (Чехия) зависит от снижения искажающих влияний изменений календаря.

Это объяснение особенно убедительно для первых рождений, для которых недавний рост КСР был наиболее заметным. Чтобы проиллюстрировать это, сравним обычный КСР для первых рождений с индексами рождаемости, основанными на возрастных вероятностях рождения первого ребенка, рассчитанных для бездетных женщин (PATFR), которые заметно меньше зависят от эффекта календаря⁴⁶, и их скорректированным вариантом (AdjPATFR), рассчитанным по упрощенной схеме⁴⁷ корректировки по методу Колера и Ортеги (см. Приложение).

В случае Испании, эти три индекса создают разноречивое впечатление о тенденциях и уровнях рождений первой очередности. Между 1980 г., когда они находились на уровне около 0,9 (предполагается 10% бездетности) и 2005 годом, когда они сблизились, хотя и на более низком уровне - ниже 0,8, КСР для первых рождений драматически падал - до 0,57 к 1996 году, а затем возрос на треть в течение следующего десятилетия (Рис. 4а). Наоборот, PATFR для первой очередности пережил постепенное падение между 1980 и 1996 годами, после чего последовала стабилизация. Иными словами, интенсивность первых рождений не увеличивалась после 1996 года и почти весь рост КСР для первой очередности в Испании может быть объяснен механическим эффектом от большого увеличения числа бездетных женщин в поздних детородных возрастах, тогда как интенсивность первых рождений остается относительно высокой и стабильный. Этот эффект не был учтен в КСР по очередности рождения, который не зависит от изменений в распределении женщин по числу рожденных детей. Наконец, если принять во внимание оба эффекта – календаря и распределения по очередности рождения, то Индекс рождаемости с учетом возраста и очередности рождений покажет, что интенсивности рождений первых детей также снижались между 1996 и 2004 гг.

Рисунок 4а. КСР текущего периода, скорректированный КСР с поправкой на «эффект календаря» и скорректированный Индекс рождаемости adjPATFR для рождений первой очередности, Испания, 1980 -2007.

Рисунок 4б. КСР текущего периода, скорректированный КСР с поправкой на «эффект календаря» и скорректированный Индекс рождаемости adjPATFR для рождений первой очередности, Чешская Республика, 1988 – 2008.

Примечания: скорректированные КСР с поправкой на эффект календаря (adjTFR) и индекс рождаемости с учетом возраста матери и очередности рождения (adjPATFR) рассчитаны как средние значения для 3-х летних периодов с центром в указанных годах.

Источники: Расчеты авторов, основанные на данных Евростата [Eurostat. 2003. New Cronos database. Theme 3: Population and social conditions. Accessed in May and October 2003; Eurostat. 2008. Population and Social Conditions. Online database of Eurostat accessed in May 2008 at http://epp.eurostat.ec.europa.eu], INE (2008) и данных Чешского статистического бюро.

Подобным образом, в Чехии, значительная часть резкого снижения КСР для первой очередности, которое произошло между 1991 (0,91) и 1996 (0,52) гг. обязано эффекту календаря (Рис. 4б). Примечательно, что Индекс рождаемости для первой очередности adjPATFR показывает только умеренное снижение до 0,86 за 1996-1999 гг. Позже, быстрый рост КСР для первой очередности до 0,73 в 2008 году получил только слабое отражение в медленном росте PATFR (не нужен жирный шрифт) для первой очередности. И снова, скорее, изменившееся распределение рождений по очередности и снизившийся эффект календаря, нежели реальный рост интенсивностей рождений первых детей, дает главное объяснение наблюдаемому росту КСР.

Итак, в течение недавнего периода обычный КСР, как правило, показывает больший диапазон изменений рождаемости, особенно для рождений первой очередности, нежели показатели рождаемости, которые учитывают очередность рождений, длительность пребывания состоянии с тем или иным числом детей, эффект календаря или, по крайней мере, некоторые из этих потенциально искажающих факторов. Большая часть изменений КСР может быть объяснена увеличением КСР для рождений первой очередности, и, в свою очередь, большая часть увеличения КСР первой очередности может быть объяснена снижением эффекта календаря в совокупности со снижением числа бездетных женщин в поздних репродуктивных возрастах. Частые значительные изменения в КСР первой очередности могут быть рассмотрены как результат двух отдельных фаз откладывания первых рождений: когда многие когорты женщин сперва откладывают начало периода материнства, тем самым снижая КСР, а позднее вносят вклад в восстановление коэффициентов рождаемости в более поздних детородных возрастах, что толкает КСР вверх. Анализ коэффициентов первых рождений, когда цикл откладывания деторождений и их последующей реализации наиболее очевиден и вызывает широкие подвижки в КСР первой очередности, наилучшим образом показывает недостатки общепринятого коэффициента суммарной рождаемости, когда он используется как мера интенсивности рождаемости или трактуется как обобщающий когортный показатель «числа детей на 1 женщину».

5. Пример 3. КСР как сомнительная мера рождаемости иммигрантов

Рождаемость иммигрантов, измеряемая с помощью КСР, это объект другого типа искажения, связанный с эндогенностью миграции по отношению к рождаемости. Женщины-иммигрантки, особенно в случае, если миграция была предпринята с целью создания семьи, типично демонстрируют повышенный уровень рождаемости в первые годы после их приезда⁴⁸. Как следствие, их уровни рождаемости часто более тесно связаны с длительностью их пребывания, чем с их возрастом. Коэффициент суммарной рождаемости, для которого возраст служит определяющей переменной рождаемости, может вследствие этого сильно зависеть от величины миграционных потоков: даже когда коэффициенты рождаемости, рассчитанные с учетом длительности пребывания в стране, остаются стабильными, увеличенная миграция может поддержать падающий КСР благодаря возросшему числу женщин-мигранток с короткой длительностью пребывания, но в возрасте самой высокой рождаемости. Таким образом, КСР, подсчитанный для иммигрантов, обычно преувеличивает их рождаемость, особенно в периоды высокой иммиграции.

Это искажение становится еще более значимым, если данные о рождениях регистрируются только для женщин-иностранок, а не для всех женщин-иммигранток. Большинство иммигрантов проходят процесс натурализации, когда они проживают в стране в течение нескольких лет и в некоторой степени классифицируются как соотечественники, иностранцы же часто образуют отдельную группу мигрантов с относительно короткой длительностью пребывания, а также с повышенным уровнем рождаемости текущего периода. Это может объяснить то, почему некоторые европейские страны регистрируют КСР для женщин-иностранок от 3,0 и выше⁴⁹. Например, КСР для женщин-иностранок во Франции в 2005 году оценивался в 3,29 по сравнению с 1,80 для женщин, имеющих французское гражданство⁵⁰. По этим причинам некоторые исследователи утверждают, что КСР текущего периода не может служить надежным индикатором уровня рождаемости иммигрантов⁵¹.

Пока было проведено не так много исследований, чтобы можно скорректировать этот тип искажения коэффициента суммарной рождаемости. Альтернативные оценки рождаемости женщин-мигранток для Франции, с учетом возраста на момент прибытия и длительности пребывания⁵² - важнейшее исключение. Для 1991–1998 гг. эта альтернативная оценка снизила КСР женщин-мигранток во Франции с 2,50 (оценка с использованием общепринятого КСР) до 2,16. Таким образом, при использовании более подходящего показателя, «превышение» рождаемости женщин-иммигранток во Франции по сравнению с коренными жительницами снизилось на половину от его ожидаемого уровня: с 0,85 до 0,46⁵³.

6. Пример 4: Изменения в семейной политике и подвижки в КСР

До настоящего времени наш анализ не касался в явном виде семейной политики. Но накапливается все больше свидетельств того, что семейная политика может стимулировать явные колебания величины КСР, которые часто отражают, скорее, изменения календаря рождаемости и интервалов между рождениями, нежели собственно рост рождаемости. В частности, политика может стимулировать более раннее родительство, или, что случается чаще, более быстрое рождение детей более высоких очередностей.

Влияние изменений в семейной политике на календарь рождений зафиксировано во многих европейских странах. Например, Швеция представляет собой хорошо изученный пример внезапного подъема коэффициентов рождаемости детей второй и третьей очередностей с коротким временным интервалом после предыдущего рождения. Этот подъем последовал за двумя увеличениями длительности отпуска по уходу за ребенком, что гарантировало продолжительное получение пособий по уходу за ребенком женщинами, которые родили следующего ребенка в течение 24 месяцев с 1980 г. и 30 месяцев с 1986 г.⁵⁴. Эта мера, ставшая известной как «премия за скорость», привела к сокращению интервалов между рождениями и внесла вклад в определенное увеличение КСР текущего периода в конце 1980-х годов, когда многие родители посчитали целесообразным родить детей за короткий промежуток времени, чтобы получить выгоду от продолжительной выплаты пособий⁵⁵⁵⁶.

Менее известен эффект изменений политики, произошедших в России после 1982 года. Эти изменения выразились в увеличении периода получения пособия по уходу за ребенком и, что более важно, в расширении возможности матерей получать отпуск по уходу за ребенком до достижения им трех лет⁵⁷⁵⁸. После введения этих мер КСР в России увеличился с 1,88 в 1981 году до 2,09 в 1983 году и потом, после недолгой паузы, до 2,23 в 1987 году⁵⁹. Однако то, что выглядело как успешная политическая мера, которая привела к желанному увеличению рождаемости, на самом деле было, главным образом, косвенным эффектом изменений в календаре рождений, приведших к временному подъему КСР текущего периода. Средний возраст матери при рождении первого ребенка незначительно снизился, но наиболее выраженный эффект было зафиксирован для женщин, имевших одного ребенка, которые родили второго с гораздо более коротким, чем обычно, интервалом. В «поперечной» перспективе, интервал между первым и вторым рождениями между серединой 1970-х и серединой 1980-х годов сократился с 5,5 до 3,5 года⁶⁰. Хотя второй ребенок появлялся «быстрее», чем прежде, особенно у женщин, родившихся в конце 1950-х-начале 1960-х годов, С.Захаров (2008) не обнаружил никакого роста вероятности рождения второго ребенка у женских когорт. Он пришел к выводу, что «демографический эффект политики не проявился в увеличении среднего размера семьи у какой-либо из социальных групп».

Однако, не только КСР текущего периода очень чувствителен к изменению календаря рождений. Изменения в интервалах между рождениями, которые часто являются побочным продуктом изменений в семейной политике, также влияют на вероятность рождения детей каждой очередности, посчитанную на основе коэффициентов рождаемости по продолжительности брака. Д. Бретон и Ф. Приу⁶¹ произвели подробный анализ коэффициентов рождаемости третьих детей во Франции в 1970-е – 1990-е годы и выявили, что вероятность рождения третьего ребенка варьировалась параллельно как с введением мер семейной политики, (проводившейся в 1978-1980 и потом в 1985-1987 гг.), явно направленных на стимулирование третьих рождений, так и с ослаблением соответствующих мер в 1982 году. Как в предыдущих двух случаях, эти меры привели, главным образом, к временному сжатию интервалов между рождениями – в данном случае - между вторым и третьим ребенком – и оказали ограниченное воздействие на уровень рождаемости когорт⁶².

7. Обсуждение и заключение

В этой работе представлены четыре примера различных ситуаций, когда использование КСР текущего периода влечет за собой ошибочную оценку уровней и тенденций рождаемости, что, в свою очередь, может приводить или уже приводило к некорректным политическим выводам и, потенциально, к ошибочной политике.

Наш первый пример ясно показал, что популярное и политически удобное обоснование мер политики, согласно которому правительства хотят лишь помочь супружеским парам сократить разрыв между желаемым и фактическим числом детей, сомнительно и не подтверждается значительными результатами, если оценивать их в количественных терминах. Мы пришли к этому выводу как используя скорректированные показатели для текущего периода, так и с помощью более адекватных сравнений репродуктивных намерений женщин, вступивших в период деторождения, с репродуктивными исходами в той же самой женской когорте. Значительно меньшая разница между ожидаемой и реализованной рождаемостью может быть легко объяснена биологическими и социальными препятствиями для рождения детей⁶³, такими как плохое здоровье, бесплодие или невозможность найти подходящего партнера, которые в очень большой мере находятся за пределами возможностей влиять на них мерами политики. Идя дальше, можно предположить, что политика, нацеленная на стимулирование более высоких прокреативных предпочтений, в некоторых странах с низкой рождаемостью может быть более эффективной, чем политика, концентрирующаяся на устранении этого довольно узкого разрыва. Однако, политика в области рождаемости, обоснование которой не ограничивается целью устранить предполагаемый разрыв между намерениями и результатами, также может быть подвержена сомнениям.

Наш второй пример относится к наиболее широко известному искажению, порождаемому КСР и связанному с его чувствительностью к изменениям в календаре рождений. Мы показали, что КСР может создавать впечатление изменения тенденции и значительного роста рождаемости, в то время как другие индикаторы указывают на стагнацию или даже на небольшое снижение (пример первых рождений в Испании), и что различие между КСР и более адекватными измерителями уровня рождаемости текущего периода может быть достаточно большим, способным привести к совершенно неправильной интерпретации тенденций рождаемости в стране (пример Чешской Республики). Наш анализ показывает, что большая часть недавнего увеличения КСР текущего периода объясняется увеличением КСР для первых рождений, что может в свою очередь быть объяснено уменьшением откладывания первых рождений в совокупности с предыдущим увеличением количества бездетных женщин в поздних репродуктивных возрастах. Позитивное влияние сокращения изменения календаря на КСР предвидели авторы многих работ по анализу трендов рождаемости в течение последнего десятилетия⁶⁴. Эти выводы имеют существенный политический смысл: в то время как увеличение КСР может быть расценено некоторыми правительствами и политиками как результат положительного влияния на рождаемость проводимой ими социальной или семейной политики, наши выводы оставляют гораздо меньше пространства для таких оптимистических трактовок.

Наш третий пример основывается на существующем исследовании рождаемости женщин-иммигранток. Тот факт, что КСР часто искажает картину рождаемости иммигрантов, может потенциально привести к мало обоснованным политическим усилиям со ссылками на предполагаемую большую разницу между рождаемостью мигранток и коренных жительниц. Наш четвертый пример относится к самому эффекту политики. Многие затрагивающие рождаемость меры политики влияют, в первую очередь, на календарь рождений, и, как следствие, временно изменяют КСР текущего периода, не изменяя тенденций когортных показателей рождаемости. Эти подвижки, обусловленные чаще всего эффектом календаря, могут нравиться политикам, которые неверно интерпретируют их как ожидаемый ими признак успешности новых политических мер.

Но вернемся ко второму вопросу, рассматриваемому во введении, а именно к вопросу о том, остается ли какая-то роль у традиционного КСР. Мы ясно показали, что этот показатель может весьма сильно искажать используемый политиками анализ. Означает ли это, что надо вовсе отказаться от этого показателя? На теоретическом уровне ответ на этот вопрос сильно зависит от того, способен или не способен КСР адекватно измерять и описывать те или иные процессы, которые могут быть понятно проинтерпретированы, и которые другие показатели рождаемости не могут уловить подобным же образом⁶⁵. Во всем диапазоне итоговых показателей рождаемости - от абсолютного годового числа рождений (зависящего от численности населения, возрастной структуры, распределения женщин по очередности рождений и интервалам между рождениями, а также от эффекта календаря), с одной стороны, до относительных показателей, учитывающих очередность рождений, возраст и длительность интервалов с другой стороны, КСР текущего периода занимает странное промежуточное положение. Он устраняет влияние численности и возрастной структуры, но не влияние изменений календаря, распределения по очередности или интервалов между рождениями. Решающий пункт заключается в том, имеются ли какие-либо важные вопросы, на которые можно ответить с помощью показателя, устраняющего влияние только возрастного состава, но не других потенциально важных факторов⁶⁶.

Мы не смогли придумать политически значимого вопроса, для ответа на который мы выбрали бы КСР текущего периода. Все рассматриваемые вопросы, в конце концов, сводятся, к возрастной структуре, численности когорты или росту населения, для которых грубые показатели рождаемости дают адекватный ответ, либо относятся к репродуктивному поведению, в частности к вопросу о том, ведет ли некоторая политика к более высокому уровню рождаемости. Последний вопрос, для того, чтобы он бы правильно поставлен, требует учета распределения по очередности и величине интервалов а также влияния календаря или обращения к когортному анализу рождаемости. Единственная область, в которой можно найти место для КСР текущего периода, – это искусственная область моделей динамики населения и воспроизводства возрастной структуры, созданных демографами (например, моделей стабильного населения, в которых КСР играет важнейшую роль – Ред.). Конечно, в этой области, КСР все еще будет давать лучший ответ на вопрос: «Увеличился ли КСР?» (и каковы возможные последствия этого увеличения – Ред.) И пока КСР остается столь устоявшейся мерой, множество людей будут задаваться этим вопросом.

Влияние изменений в календаре деторождений на коэффициент суммарной рождаемости текущего периода, на наш взгляд, особенно важно с точки зрения современных политических дебатов и предложений. Хотя усилия устранить влияние календаря из мер текущей рождаемости являются, по определению, несовершенными и уязвимыми для критики, на наш взгляд, их все-таки стоит предпринимать. Интересующие политиков вопросы обычно связаны с «интенсивностью» (‘quantum’) рождаемости, включая предвидение будущих текущего и когортного уровней рождаемости и демографические прогнозы или объяснение тенденций рождаемости и их инверсии. Предполагаемое несоответствие между репродуктивными намерениями и поведением – это отличный пример поспешного использования показателей текущего периода, якобы доказывающих это несоответствие, тогда как эффект календаря требует иного анализа и приводит к иным выводам. К тому же, исходя из перспективы более краткосрочных трендов рождаемости и их изменений, большинство мер, потенциально влияющих на рождаемость, скорее всего, будут ориентированы на «интенсивность». Если, например, вводится новая система отпусков по уходу за ребенком, то мало кто из политиков, рассчитывающих, что это может положительно повлиять на рождаемость, был бы доволен узнать, что это влияние может сохраняться только пару лет, потому что оно, в первую очередь, отразиться в изменении календаря, что и приведет к повышению КСР. То же, на что они, скорее всего, рассчитывали, это долгосрочный подъем уровня рождаемости («интенсивности»).

Эти соображения, казалось бы, и впрямь означают, что использование КСР текущего периода вне моделей, построенных демографами, не может быть широким. Тем не менее, эти соображения часто воспринимаются как «теоретические», потому что на практике все зависит от наличия общепринятых лучших показателей рождаемости текущего периода. Хотя существует много полезных показателей, мы не можем рекомендовать какой-либо один для использования «по умолчанию», так как все они исходят из различных моделей поведения, которые не являются общепринятыми⁶⁷ и могут не отвечать всем целям измерения⁶⁸. В этой ситуации, следует думать об одновременном использовании нескольких показателей, тщательно отобранных исходя из наличия данных и исследовательских вопросов⁶⁹. Если цель – получить информацию о средней интенсивности деторождений в данном году (the period quantum of fertility), мы рекомендуем выбирать распределения по очередности рождений, индексы рождаемости с учетом возраста и очередности рождений, а также КСР с поправкой на календарь или другие индикаторы, которые по крайней мере частично снижают искажающее влияние возрастной структуры, распределения по очередности рождения и эффект календаря. Особенно использование мер рождаемости, стандартизованных по величине интервалов между рождениями или по очередности рождения будет давать понимание влияния политики на рождаемость, намного лучшее, чем обычный КСР⁷⁰. Недавно предпринятые попытки собрать и посчитать подробные и единообразные оценки показателей рождаемости, стандартизованных по очередности рождения, в рамках «Human Fertility Database» должны намного облегчить широкое распространению таких показателей в будущем. В конечном счете, для анализа того, привела ли специфическая политика к долговременному эффекту или лишь нарушила непрерывность тренда рождаемости в когортах, которые наиболее сильно отреагировали на изменения в политике, больше всего подходят данные о когортной рождаемости. Хотя обычные данные о рождаемости когорт по году рождения требуют долгого «периода ожидания» до тех пор, когда когорта завершит свою репродуктивную историю, данные для когорт по очередности рождения, в частности, коэффициенты рождаемости и вероятности рождения следующего ребенка с учетом длины интервала со времени предыдущего рождения могут уменьшить это препятствие⁷¹.

Наши выводы о проблематичности использовании и интерпретации КСР текущего периода, использования которого, по возможности, следовало бы избегать, согласуются с высказывавшимися ранними аргументами известных аналитиков, таких как Норманн Райдер⁷², Мари Ни Бролхайн⁷³, Жан-Луи Раллю и Лоран Тулемон⁷⁴ и Джон Бонгаартс и Грифит Фини⁷⁵. Хотя мы также согласны с недавним выводом Г.Нейер и Г.Андерсона⁷⁶, которые полагают, что грубые меры рождаемости, такие как КСР, не могут служить в качестве адекватного измерителя для оценки эффективности политики, мы не полностью поддерживаем их утверждение, что корректная информация об изменениях рождаемости вследствие изменений в семейной политике, может быть получена только на основе индивидуальных данных⁷⁷. Хотя это, может быть, и верно применительно к изучению различий в репродуктивном поведении, тщательно выверенная интерпретация широкого спектра агрегированных индикаторов рождаемости может иметь решающее значение для углубленного понимания природы изменений рождаемости в ответ на конкретные новые меры политики или другие социальные и экономические изменения, и часто позволяет исследователям делать обоснованные и важные каузальные выводы⁷⁸.

В заключении отметим, что есть веские основания прекратить использовать коэффициент суммарной рождаемости как пригодный во всех случаях жизни показатель рождаемости, что сейчас является распространенной практикой. Хотя демографы все лучше осознают ловушки, связанными с использованием КСР текущего периода, их постоянная зависимость от этого показателя подпитывает большие заблуждения в отношении уровней и динамики рождаемости у политиков, журналистов и широкой публики. Как минимум, демографы, которые используют КСР, предоставляя информацию о рождаемости, должны перестать интерпретировать его как «среднее число детей на женщину», которым он не является. Выбор наиболее подходящего индикатора должен зависеть от задаваемого вопроса. А так как сложно придумать имеющий отношение к реальности вопрос, при ответе на который КСР будет хорошим индикатором, то лучше вовсе отказаться от него при общении с аудиторией недемографов, которая почти неизбежно неправильно истолкует его как когортный показатель. Но такое радикальное решение может быть преждевременным, пока нет широко признанного и легко доступного альтернативного показателя. Поэтому по прагматическим соображениям КСР должен использоваться в анализе в совокупности с другими индикаторами рождаемости. Так как КСР наиболее широко доступен, и часто повышается и падает параллельно другим показателям, все равно его следует рассчитывать и анализировать. Но следует избегать его неправильной «когортной» интерпретации и, насколько это возможно, использовать более адекватные измерители.

Учитывая, что КСР стал столь привычным для многих поколений демографов и пользователей данных, понадобится немало времени, чтобы он потерял свою доминирующую позицию в информации о рождаемости и ее анализе, даже если положения, изложенные в данной работе, будут с готовностью восприняты. Мы надеемся, тем не менее, что наше исследование послужит стимулом для серьезного обсуждения вопросов освещения проблем рождаемости и будет способствовать более широкому распространению различных измерителей рождаемости, которые позволят политикам и общественности получать более корректную информацию о различных аспектах изменений рождаемости, что важно для ответов на интересующие их вопросы.

Приложение

Показатели рождаемости, использованные в исследовании

Помимо коэффициентов суммарной рождаемости – текущего периода и когортных, рассматриваемых раздельно для первых рождений и для рождений всех очередностей, в данном исследовании используются следующие показатели уровня рождаемости текущего периода:

Коэффициент суммарной рождаемости с поправкой на календарь рождений (adjTFR) разработан Дж. Бонгаартсом и Г.Фини⁷⁹. Он рассчитывается как сумма коэффициентов суммарной рождаемости по очередности рождений c поправкой на календарь рождений, в которых изменения среднего возраста женщины при рождении очередного ребенка предстают в качестве поправки:

adjTFR_i(t) = TFR_i(t) / (1-r_i(t)),

где r_i(t) – это оцененное изменение среднего возраста матери при рождении ребенка очередности i между началом и концом года t. Согласно Бонгаартсу и Фини⁸⁰, эта оценка рассчитывается следующим образом:

r_i(t) = [MAB_i(t+1) – MAB_i(t-1)] / 2,

где MAB – это средний возраст матери при рождении ребенка i-ой очередности, рассчитанный с помощью возрастных коэффициентов рождаемости по очередности рождений второго типа (incidence rates)⁸¹. Так как коэффициент суммарной рождаемости с поправкой на календарь рождений отражает значительные ежегодные колебания, в данной работе были использованы трехлетние скользящие средние.

Индекс рождаемости с учетом возраста и распределения по числу рожденных детей (PATFR) рассчитывается исходя из возрастных и зависящих от числа рожденных детей вероятностей рождения ребенка q_i(a), которые служат входной информацией для мультистатусных таблиц рождаемости⁸². Согласно Ж.-Л. Раллю и Л. Тулемону, вероятности рождения следующего ребенка рассчитывают прямо из годовых данных о рождениях по возрасту матери a и порядку рождения i с учетом возрастной структуры матерей и их распределения по числу рожденных детей на начало текущего года:

q_i(a,t)=B_i(a,t)/P_F,i-1 (a, T = 1 января года t).

Это уравнение выражает вероятность, с которой женщина в возрасте a и имеющая i-1 ребенка на начало года t родит ребенка в течение года. Для более подробного изучения схемы расчетов, см. работу Т. Соботки⁸³. Для получения подробной информации об индексе рождаемости, рассчитываемом с учетом возраста и очередности рождений и способах его оценки, см. работы: K.Б. Парк⁸⁴, Ж.-Л. Раллю и Л. Тулемона⁸⁵ и Н.Б. Баркалова и Ю. Дорбитца⁸⁶.

Индекс рождаемости с учетом возраста и распределения женщин по числу рожденных детей с поправкой на изменение дисперсии возрастного распределения интенсивности деторождения (adjPATFR)

Эта модификация рассмотренного выше Индекса рождаемости (с учетом возраста и распределения по числу рожденных детей, PATFR) была предложена Х.-П. Колером и Д. Ортега⁸⁷. Их метод позволяет оценить уровень рождаемости текущего периода, не зависящий от (1) изменений в распределении женщин по числу рожденных детей; (2) изменений в календаре рождений (среднего возраста матерей при рождении ребенка каждой очередности); (3) изменений в величине дисперсии возрастного распределения интенсивности деторождения (вариативности возрастов при рождении детей каждой очередности). Этот метод аналогичен изначально предложенному методу Х.-П. Колера и Д. Филиппова⁸⁸ для коррекции возрастных коэффициентов рождаемости по порядку рождения второго типа. Авторы используют процедуру многократной коррекции наблюдаемого среднего возраста и выводимого на его основе календаря рождений, которые подвержены нарушениям, вызываемым эффектом изменения дисперсии возрастной функции деторождения. Мы используем упрощенную версию этой поправки, описанную Т. Соботкой⁸⁹. Как и в случае adjTFR, мы используем трехлетнюю скользящую среднюю величину adjPATFR с целью снизить случайные колебания показателя.

¹ Перевод Елены Чуриловой
² Научный сотрудник Венского Института демографии Австрийской Академии наук.
³ Руководитель Программы Население мира Международного института прикладних системных исследований (IIASA), директор Венского Института демографии Австрийской Академии наук
⁴ Keyfitz, N. 1993. A review of the book by H. Le Bras (Marianne et les lapins: l’obsession démographique). Population and Development Review 19(2): 365-374.
⁵ Интересно, что сосредоточившись на выборе между когортными и текущими показателями рождаемости, участники дискуссии, практически, приняли на веру то, что КСР представляет собой  предпочтительную меру текущей рождаемости. Однако издаваемый INED журнал Population вскоре подверг проблему измерения текущей рождаемости и интерпретации КСР обсуждению в серии исследований и дискуссионных статей (опубликованных по-английски в Population [54], последовавшие комментарии и ответ авторов - в том же выпуске).
⁶ VID. 2008. European demographic data sheet 2008. Vienna Institute of Demography, IIASA, Population Reference Bureau. http://www.oeaw.ac.at/vid/datasheet/index.html; VID. 2006. European demographic data sheet 2006. Vienna Institute of Demography, IIASA, Population Reference Bureau. http://www.oeaw.ac.at/vid/popeurope/download.shtml.
⁷ Ní Bhrolcháin, M. 2007. “Five reasons for measuring period fertility.” Working Paper A08/05, University of Southampton, Southampton Statistical Sciences Research Institute; Ní Bhrolcháin, M. 2008. “Tempo and the TFR.” Working Paper A08/10, University of Southampton, Southampton Statistical Sciences Research Institute.
⁸ Bongaarts, J. and G. Feeney. 1998. “On the quantum and tempo of fertility.” Population and Development Review 24(2): 271-291; Toulemon, L. and M. Mazuy. 2004. “Comment prendre en compte l’âge à l’arrivée et la durée de séjour en France dans la mesure de la fécondité des immigrants?” Documents de travail 120, 2004, Paris, INED.
⁹ Population. 1994. “Period fertility measures. Reflective commentaries.” Population: An English Selection 6(1994): 95-130; Rallu, L. and L. Toulemon. 1994a. “Period fertility measures. The construction of different indices and their application to France, 1946-89.” Population, An English Selection, 6: 59-94.
¹⁰ см. напр.: Ryder, N. 1990. “What is going to happen to American fertility?” Population and Development Review 16(3): 433-454; Bongaarts, J. and G. Feeney. 1998. “On the quantum and tempo of fertility.” Population and Development Review 24(2): 271-291; Bongaarts, J. 2002. “The end of the fertility transition in the developedworld.” Population and Development Review 28(3): 419-443; Sobotka, T. 2004a. “Is lowest-low fertility explained by the postponement of childbearing?” Population and Development Review 30(2): 195-220.
¹¹ Kohler, H.-P., F. C. Billari, and J. A. Ortega. 2002. “The emergence of lowest-low fertility in Europe during the 1990s.” Population and Development Review 28(4): 641-680; Sobotka, T. 2004b. Postponement of childbearing and low fertility in Europe. PhD Thesis, University of Groningen. Amsterdam, Dutch University Press.
¹² Lutz, W., B. C. O’Neill, and S. Scherbov. 2003. “Europe’s population at a turning point.” Science 299: 1991-1992; Sobotka, T. 2004a. “Is lowest-low fertility explained by the postponement of childbearing?” Population and Development Review 30(2): 195-220; VID. 2008. European demographic data sheet 2008. Vienna Institute of Demography, IIASA, Population Reference Bureau. http://www.oeaw.ac.at/vid/datasheet/index.html.
¹³ Bongaarts, J. 2002. “The end of the fertility transition in the developedworld.” Population and Development Review 28(3): 419-443; Frejka, T. and T. Sobotka. 2008. “Fertility in Europe: Diverse, delayed and below replacement.” Overview Chapter 1 in: T. Frejka et al. (eds.)
¹⁴ Ní Bhrolcháin, M. 1992. “Period paramount? A critique of the cohort approach to fertility.” Population and Development Review 18(4): 599-629
¹⁵ Bongaarts, J. and G. Feeney. 1998. “On the quantum and tempo of fertility.” Population and Development Review 24(2): 271-291
¹⁶ См., напр.: Rallu, L. and L. Toulemon. 1994a. “Period fertility measures. The construction of different indices and their application to France, 1946-89.” Population, An English Selection, 6: 59-94
¹⁷ Kohler, H.-P. and J. A. Ortega. 2002. “Tempo-adjusted period parity progression measures, fertility postponement and completed cohort fertility.” Demographic Research 6, Article 6: 92-144. 37
¹⁸ Van Imhoff, E. 2001. “On the impossibility of inferring cohort fertility measures from period fertility measures.” Demographic Research 5, Article 2: 23-64. «www.demographic-research.org»; Schoen, R. 2004. “Timing effects and the interpretation of period fertility.” Demography 41(4): 801-819
¹⁹ Sobotka, T., M. Winkler-Dworak, M. Rita Testa, W. Lutz, D. Philipov, H. Engelhardt, and R. Gisser. 2005. “Monthly Estimates of the Quantum of Fertility: Towards a Fertility Monitoring System in Austria”. Vienna Yearbook of Population Research 2005: 109-141; Ní Bhrolcháin, M. 2008. “Tempo and the TFR.” Working Paper A08/10, University of Southampton, Southampton Statistical Sciences Research Institute.
²⁰ См., напр.: Testa, M. R. 2006. Childbearing preferences and family issues in Europe. Special Eurobarometer 253/Wave 65.1 – TNS Opinion & Social
²¹ Последние данные по некоторым Европейским странам показывают, однако, что молодые взрослые женщины все чаще называют желаемое число детей ниже уровня замещения поколений Goldstein J.R., Lutz W. and Testa M.R. 2003. “The emergence of subreplacement family size ideals in Europe.” Population Research and Policy Review 22: 479-496; Lutz, W., V. Skirbekk, and M. R. Testa. 2006. “The low fertility trap hypothesis. Forces that may lead to further postponement and fewer births in Europe.” Vienna Yearbook of Population Research 2006: 167-192; Sobotka, T. 2009. “Subreplacement fertility intentions and uncertainty in Austria.” European Journal of Population, Online First access, DOI: 10.1007/s10680-009-9183-0]).
²² См. также: Bongaarts, J. 2008. “What can fertility indicators tell us about pronatalist policy options?” Vienna Yearbook of Population Research 2008: 39-55
²³ Например, Ж.-К. Шене пишет: «… среднее идеальное число детей составляет около 2 (…), но наблюдаемый коэффициент суммарной рождаемости в Европейском Союзе составляет только 1,4. Разница между числом детей, которое европейские женщины родили, и тем, которое они хотели бы родить составляет около 0,6 ребенка на женщину (или 6 детей на 10 женщин)» [Chesnais, J.-C. 2000. “Determinants of below-replacement fertility.” In: Below replacement fertility. Population Bulletin of the United Nations, Special Issue Nos. 40-41: 126-136, UN, New York. 35: 33].
²⁴ OECD. 2007. Babies and Bosses: Reconciling Work and Family Life. A Synthesis of Findings for OECD Countries. Paris, OECD. Р. 36
²⁵ McDonald, P. 2006. “Low fertility and the state: The efficacy of policy.” Population and Development Review 32(3): 485-510
²⁶ European Commission. 2005. Confronting demographic change: a new solidarity between the generations. Brussels, Commission of the European Communities. http://ec.europa.eu/employment_social/news/2005/mar/comm2005-94_en.pdf; McDonald, P. 2006. “Low fertility and the state: The efficacy of policy.” Population and Development Review 32(3): 485-510
²⁷ Lutz, W. 2007. “Adaptation versus mitigation policies on demographic change in Europe.” Vienna Yearbook of Population Research 2007 : 19-25.
²⁸ Testa, M. R. 2006. Childbearing preferences and family issues in Europe. Special Eurobarometer 253/Wave 65.1 – TNS Opinion & Social, European Commission
²⁹ VID. 2008. European demographic data sheet 2008. Vienna Institute of Demography, IIASA, Population Reference Bureau. http://www.oeaw.ac.at/vid/datasheet/index.html
³⁰ Lutz, W. 2007. “Adaptation versus mitigation policies on demographic change in Europe.” Vienna Yearbook of Population Research 2007 : 19-25; Testa, M. R. 2006. Childbearing preferences and family issues in Europe. Special Eurobarometer 253/Wave 65.1 – TNS Opinion & Social, European Commission
³¹ Testa, M. R. 2006. Childbearing preferences and family issues in Europe. Special Eurobarometer 253/Wave 65.1 – TNS Opinion & Social, European Commission
³² Малый размер выборки в каждой стране, обычно около 130 женщин в возрасте 25-39 лет, был основной причиной, по которой мы решили рассчитать Таблицу 1 для регионов вместо того, чтобы приводить примеры по отдельным странам, которые указывают на больший размах вариации в намерениях и в результирующем показателе различия между ожидаемой и фактической рождаемостью.
³³ Sobotka, T., A. Šťastná, K. Zeman, D. Hamplová, and V. Kantorová. 2008. “Czech Republic: A rapid transformation of fertility and family behaviour.” In: Frejka, T. et al. (eds.) Childbearing Trends and Policies in Europe. Demographic Research, Special collection 7, Vol. 19, Article 14: 403-454
³⁴ Заметим, однако, что молодые взрослые женщины (младше 25 лет) в Чешской Республике перешли к желаемому числу детей ниже уровня замещения поколений, и для них среднее ожидаемое число детей оценивается в 1,85 ребенка в 2005 году [Sobotka, T., A. Šťastná, K. Zeman, D. Hamplová, and V. Kantorová. 2008. “Czech Republic: A rapid transformation of fertility and family behaviour.” In: Frejka, T. et al. (eds.) Childbearing Trends and Policies in Europe. Demographic Research, Special collection 7, Vol. 19, Article 14: 403-454].
³⁵ Smallwood, S. and J. Jefferies. 2003. “Family building intentions in England and Wales: trends, outcomes and interpretations.” Population Trends 112(Summer 2003): 15-25
³⁶ Toulemon, L. and H. Leridon. 1999. “La famille idéale: combien d’enfants, à quel âge?” INSEE Premiere, No. 652, June 1999
³⁷ Morgan, S. P. 1981. “Intention and uncertainty at later stages of childbearing: The United States 1965 and 1970.” Demography 18(3): 267-285; Sobotka, T. 2009. “Subreplacement fertility intentions and uncertainty in Austria.” European Journal of Population, Online First access, DOI: 10.1007/s10680-009-9183-0; Westoff, C. F. and N. B. Ryder. 1977. “The predictive validity of reproductive intentions.” Demography 14(4): 431-453
³⁸ Liefbroer, A. C. 2009. “Changes in family size intentions across young adulthood: A life-course perspective.” European Journal of Population, Online First access. DOI 10.1007/s10680-008-9173-7; Quesnel-Vallée, A. and S. P. Morgan. 2004. “Missing the target? Correspondence of fertility intentions and behavior in the U.S.” Population Research and Policy Review 22(5-6): 497-525
³⁹ Kohler, H.-P., F. C. Billari, and J. A. Ortega. 2002. “The emergence of lowest-low fertility in Europe during the 1990s.” Population and Development Review 28(4): 641-680
⁴⁰ Gaschke, S. 2009. “Bilderbuch-Vater.” Die Zeit, 19 February 2009. http://zeit.de/2009/09/01-Vaeter
⁴¹ Goldstein J.R., Sobotka T. and Jasilioniene A. 2009. “The end of ‘lowestlow’ fertility?” Paper presented at the conference of the International Union of the Scientific Study of Population, Marrakech, 29 September 2009
⁴² Delgado, M., G. Meil, and F. Zamora López. 2008. “Spain: Short on children and short on family policies.” In: T. Frejka et al. (eds.) Childbearing Trends and Policies in Europe. Demographic Research, Special collection 7, Vol. 19, Article 27:1059-1124
⁴³ Sobotka, T., A. Šťastná, K. Zeman, D. Hamplová, and V. Kantorová. 2008. “Czech Republic: A rapid transformation of fertility and family behaviour.” In: Frejka, T. et al. (eds.) Childbearing Trends and Policies in Europe. Demographic Research, Special collection 7, Vol. 19, Article 14: 403-454
⁴⁴ Kohler, H.-P. and J. A. Ortega. 2002. “Tempo-adjusted period parity progression measures, fertility postponement and completed cohort fertility.” Demographic Research 6, Article 6: 92-144
⁴⁵ Goldstein J.R., Sobotka T. and Jasilioniene A. 2009. “The end of ‘lowest low’ fertility?” Paper presented at the conference of the International Union of the Scientific Study of Population, Marrakech, 29 September 2009
⁴⁶ Sobotka, T. 2004b. Postponement of childbearing and low fertility in Europe. PhD Thesis, University of Groningen. Amsterdam, Dutch University Press
⁴⁷ Sobotka, T. 2004b. Postponement of childbearing and low fertility in Europe. PhD Thesis, University of Groningen. Amsterdam, Dutch University Press. Р. 94
⁴⁸ См. напр.: Alders, M. 2000. “Cohort fertility of migrant women in the Netherlands.”Paper presented at the BSPS-NVD-URU Conference in Utrecht (the Netherlands), 31 August-1 September 2000; Andersson, G. 2004. “Childbearing after migration: fertility patterns of foreign-born women in Sweden.” International Migration Review 38(2): 747-775; ONS. 2007. Birth statistics. Review of the Registrar General on births and patterns of family building England and Wales, 2006. Series FM1, No. 35, Office of National Statistics, London; Toulemon, L. and M. Mazuy. 2004. “Comment prendre en compte l’âge à l’arrivée et la durée de séjour en France dans la mesure de la fécondité des immigrants?” Documents de travail 120, 2004, Paris, INED.
⁴⁹ Sobotka, T. 2008. “The rising importance of migrants for childbearing in Europe.” Overview Chapter 7 in: T. Frejka et al. (eds.) Childbearing trends and policies in Europe. Demographic Research, Special Collection 7, Vol. 19, Article 9: 225-248
⁵⁰ Héran, F. and G. Pison. 2007. “Two children per woman in France in 2006: are immigrants to blame?” Population and Societies 432 (March 2007)
⁵¹ Andersson, G. 2004. “Childbearing after migration: fertility patterns offoreign-born women in Sweden.” International Migration Review 38(2): 747-775; Toulemon, L. 2004. “Fertility among immigrant women: new data, new approach.” Population & Societies 400 (April 2004): 1-4. http://www.ined.fr/fichier/t_publication/540/publi_pdf2_pop_and_soc_english_400.pdf
⁵² Toulemon, L. 2004. “Fertility among immigrant women: new data, new approach.” Population & Societies 400 (April 2004): 1-4. http://www.ined.fr/fichier/t_publication/540/publi_pdf2_pop_and_soc_english_400.pdf; Toulemon, L. and M. Mazuy. 2004. “Comment prendre en compte l’âge à l’arrivée et la durée de séjour en France dans la mesure de la fécondité des immigrants?” Documents de travail 120, 2004, Paris, INED
⁵³ Toulemon, L. 2004. “Fertility among immigrant women: new data, new approach.” Population & Societies 400 (April 2004): 1-4. http://www.ined.fr/fichier/t_publication/540/publi_pdf2_pop_and_soc_english_400.pdf. р. 4
⁵⁴ Keyfitz, N. 1993. A review of the book by H. Le Bras (Marianne et les lapins: l’obsession démographique). Population and Development Review 19(2): 365-374; Hoem, J. M. 1990. “Social policy and recent fertility change in Sweden.” Population and Development Review 16(4): 735-748; Neyer, G. and G. Andersson. 2008. “Consequences of family policies on childbearing behavior: Effects or artifacts?” Population and Development Review 34(4): 699-724.
⁵⁵ Keyfitz, N. 1993. A review of the book by H. Le Bras (Marianne et les lapins: l’obsession démographique). Population and Development Review 19(2): 365-374
⁵⁶ Оплата отпуска по уходу за ребенком в Швеции щедрая: родители в качестве пособия по уходу за ребенком имеют право на получение 80% от их предыдущей зарплаты (до 1994 года - 90%; [9: 52]), которая определяется доходом, имевшимся до рождения ребенка. Таким образом, родители, которые возобновляли работу до того, как решили родить следующего ребенка, рисковали получить меньшее пособие по уходу за ребенком, если они работали неполный рабочий день или потеряли свою прежнюю работу. Это создавало экономический стимул для родителей укладываться с рождением следующего ребенка в пределы интервала, установленного для получения непрерывного пособия по уходу за ребенком.
⁵⁷ Zakharov, S. 2008. “Russian Federation: From the first to second demographic transition.” In: T. Frejka et al. (eds.) Childbearing trends and policies in Europe. Demographic Research, Special Collection 7, Vol. 19, Article 24: 907-972; Захаров С.В. 2006. “Демографический анализ эффекта мер семейной политики в 1980-х годах” SPERO: Социальная политика: экспертиза, рекомендации, обзоры 4-5: 33-69. http://spero.socpol.ru/docs/N5_2006-33_69.pdf
⁵⁸ В отличие от Швеции, оплата отпуска по уходу за ребенком в России была небольшой, после 1982 года она составляла около 20% от средней заработной платы с момента окончания декретного отпуска до достижения ребенком 18 месяцев (за исключением матерей больных детей, которые получали заработную плату в полном размере), после чего отпуск не оплачивался.
⁵⁹ Council of Europe. 2006. Recent demographic developments in Europe 2005. Strasbourg: Council of Europe Publishing
⁶⁰ Zakharov, S. 2008. “Russian Federation: From the first to second demographic transition.” In: T. Frejka et al. (eds.) Childbearing trends and policies in Europe. Demographic Research, Special Collection 7, Vol. 19, Article 24: 907-972. рис 5
⁶¹ Breton, D. and F. Prioux. 2005. “Two children or three? Influence of family policy and socio-demographic factors.” Population-E 60(4): 415-445
⁶² В исследовании Д. Бретона и Ф. Приу [Breton, D. and F. Prioux. 2005. “Two children or three? Influence of family policy and socio-demographic factors.” Population-E 60(4): 415-445.] когорты определялись как когорты женщин с одинаковым числом рождений, для которых измерялась вероятность рождения в данном году третьего ребенка среди женщин, уже имевших второго ребенка.
⁶³ Bongaarts, J. 2008. “What can fertility indicators tell us about pronatalist policy options?” Vienna Yearbook of Population Research 2008: 39-55
⁶⁴ Bongaarts, J. 2002. “The end of the fertility transition in the developedworld.” Population and Development Review 28(3): 419-443; Lutz, W., B. C. O’Neill, and S. Scherbov. 2003. “Europe’s population at a turning point.” Science 299: 1991-1992; Sobotka, T. 2004a. “Is lowest-low fertility explained by the postponement of childbearing?” Population and Development Review 30(2): 195-220.
⁶⁵ OECD. 2007. Babies and Bosses: Reconciling Work and Family Life. A Synthesis of Findings for OECD Countries. Paris, OECD; ONS. 2007. Birth statistics. Review of the Registrar General on births and patterns of family building England and Wales, 2006. Series FM1, No. 35, Office of National Statistics, London
⁶⁶ В более широком смысле, этот вопрос также относится к числу факторов, которые должны учитываться выбранным идеальным показателем рождаемости. Теоретически их список может быть расширен, и в него должны войти такие факторы как бесплодие, брачно-партнерский статус женщин, или даже их образовательный статус или их прокреативные предпочтения (при этом следует учитывать только женщин, которые хотят иметь ребенка в данном году). Однако, недостаток данных, измерительные и вычислительные проблемы, также как и сложности с интерпретацией каждой из мер влияют на то, что список характеристик, учитываемых каждым из полезных индексов рождаемости, должен быть ограничен наиболее существенными из них.
⁶⁷ Population. 1994. “Period fertility measures. Reflective commentaries.” Population: An English Selection 6(1994): 95-130
⁶⁸ Ní Bhrolcháin, M. 2007. “Five reasons for measuring period fertility.” Working Paper A08/05, University of Southampton, Southampton Statistical Sciences Research Institute; Ní Bhrolcháin, M. 2008. “Tempo and the TFR.” Working Paper A08/10, University of Southampton, Southampton Statistical Sciences Research Institute
⁶⁹ Ní Bhrolcháin, M. 2008. “Tempo and the TFR.” Working Paper A08/10, University of Southampton, Southampton Statistical Sciences Research Institute
⁷⁰ Ní Bhrolcháin, M. 1987. “Period parity progression ratios and birth intervals in England and Wales, 1941-1971: A synthetic life table analysis.” Population Studies 41(1): 103-125; Ní Bhrolcháin, M. 1992. “Period paramount? A critique of the cohort approach to fertility.” Population and Development Review 18(4): 599-629; Ní Bhrolcháin, M. 2008. “Tempo and the TFR.” Working Paper A08/10, University of Southampton, Southampton Statistical Sciences Research Institute
⁷¹ хорошие недавние примеры такого анализа  можно найти в: Breton, D. and F. Prioux. 2005. “Two children or three? Influence of family policy and socio-demographic factors.” Population-E 60(4): 415-445; Hosseini-Chavoshi, M., P. McDonald, and M. J. Abbasi-Shavazi. 2006. “The Iranian fertility decline, 1981-1999: An application of the synthetic parity progression ratio method.” Population-E 61(5-6): 701-718
⁷² Ryder, N. 1990. “What is going to happen to American fertility?” Population and Development Review 16(3): 433-454
⁷³ Ní Bhrolcháin, M. 1992. “Period paramount? A critique of the cohort approach to fertility.” Population and Development Review 18(4): 599-629; Ní Bhrolcháin, M. 2008. “Tempo and the TFR.” Working Paper A08/10, University of Southampton, Southampton Statistical Sciences Research Institute
⁷⁴ Rallu, L. and L. Toulemon. 1994b. “Period fertility measures: The authors’ reply.” Population: An English Selection 6(1994): 123-130
⁷⁵ Bongaarts, J. and G. Feeney. 1998. “On the quantum and tempo of fertility.” Population and Development Review 24(2): 271-291
⁷⁶ Neyer, G. and G. Andersson. 2007. “Consequences of family policies on childbearing behavior: Effects or artifacts?” MPIDR Working Paper WP 2007-021, Max Planck Institute for Demographic Research, Rostock. http://www.demogr.mpg.de/papers/working/wp-2007-021.pdf. Р. 22
⁷⁷ Neyer, G. and G. Andersson. 2008. “Consequences of family policies on childbearing behavior: Effects or artifacts?” Population and Development Review 34(4): 699-724.
⁷⁸ Ní Bhrolcháin, M. and T. Dyson. 2007. “On causation in demography: Issues and illustrations.” Population and Development Review 33(1): 1-36
⁷⁹ Bongaarts, J. and G. Feeney. 1998. “On the quantum and tempo of fertility.” Population and Development Review 24(2): 271-291
⁸⁰ Bongaarts, J. and G. Feeney. 2000. “On the quantum and tempo of fertility: Reply.” Population and Development Review 26(3): 563, fn. 1
⁸¹ Примечание Ред.: Демографические коэффициенты второго типа/рода (rates of the 2^nd kind или frequencies) – наиболее часто используемые, обычные возрастные показатели, для которых число демографических событий (например, рождений) соотносится с численностью лиц данного возраста в данном году (периоде). Так коэффициент рождаемости для первого рождения второго типа представляет собой отношение числа первых рождений, случившихся у женщин в возрасте a и во время t, к численности женщин, находившихся в возрасте а во время t. Очевидно, что в этом случае знаменатель показателя включает как женщин, у которых еще не наступило изучаемое демографическое событие (первое рождение), так и уже переживших это событие в предыдущих возрастах. В отличие от коэффициентов второго типа, коэффициенты первого типа (rates of the 1^st kind или occurrence-exposure rates or intensities) рассчитываются только для лиц, находящихся под риском наступления демографического события, и коэффициент рождаемости для первого рождения первого типа рассчитывается в виде отношения числа первых рождений у женщин в возрасте a во время t к численности бездетных (не имевших ни одного рождения) женщин в возрасте a во время t.
⁸² См., например: Park, C. B. 1976. “Lifetime probability of additional births by age and parity for American women, 1935-1968: A new measurement of period fertility.” Demography 13(1): 1-17. 39
⁸³ Sobotka, T. 2004b. Postponement of childbearing and low fertility in Europe. PhD Thesis, University of Groningen. Amsterdam, Dutch University Press
⁸⁴ Park, C. B. 1976. “Lifetime probability of additional births by age and parity for American women, 1935-1968: A new measurement of period fertility.” Demography 13(1): 1-17
⁸⁵ Rallu, L. and L. Toulemon. 1994a. “Period fertility measures. The construction of different indices and their application to France, 1946-89.” Population, An English Selection, 6: 59-94
⁸⁶ Barkalov, N. B. and J. Dorbritz. 1996. “Measuring parity-progression ratios with competing techniques. An application to East Germany.” Zeitschrift für Bevölkerungswissenschaft 21(4): 459-505
⁸⁷ Kohler, H.-P. and J. A. Ortega. 2002. “Tempo-adjusted period parity progression measures, fertility postponement and completed cohort fertility.” Demographic Research 6, Article 6: 92-144
⁸⁸ Kohler, H.-P. and D. Philipov. 2001. “Variance effects in the Bongaarts-Feeney formula.” Demography 38(1): 1-16
⁸⁹ Sobotka, T. 2004b. Postponement of childbearing and low fertility in Europe. PhD Thesis, University of Groningen. Amsterdam, Dutch University Press