3. Рождаемость
3.1. Сокращение числа рождений в 2013 г. и изменение структуры рождений по положению в гражданстве и брачному статусу родителей
В 1999 г. число рождений в России достигло исторического минимума – 1214,7 тыс. (без учета рождений в Чеченской Республике, в которой демографические события в те годы не регистрировались в установленном порядке[36]). В 2000–2012 гг. число рождений в России увеличивалось (исключение – 2005 г.). Сопоставимое число живорождений в 2012 г. (т. е. без рождений в Чеченской Республике) стало значительно больше, чем в 1999 г., – на 670,6 тыс., или на 55,2 %.
Годовой прирост рождений был наиболее высок в 2007 г. – 8,7 %. Далее в 2008–2011 гг. темпы прироста быстро падали – соответственно 6,4; 2,8; 1,5; 0,4 %. Однако 2012 г. вновь принес очень весомый прирост новорожденных – 105,5 тыс. (5,9 %). Число рождений составило в этот год 1902,1 тыс., что практически означало возврат к значениям для 1990–1991 гг.
В 2013 г. число рождений впервые за продолжительный период времени снизилось – на 6,3 тыс., или на 0,3 %. Следует обратить внимание на то, что снижение числа рождений в 2013 г. произошло главным образом у матерей с российским гражданством, не указавших какое-либо конкретное гражданство отца ребенка: видимо, это матери-одиночки (число рождений у данной категории матерей сократилось на 9,4 тыс.). Весомым было также сокращение рождений в семьях, где оба родителя обладают российским гражданством (на 3 тыс.). Изменение чисел новорожденных у лиц прочих категорий родителей по положению в российском гражданстве имел в 2013 г. мозаичную картину – одни категории увеличивали свой вклад в общее число зарегистрированных рождений, другие сокращали (табл. 3.1). Однако если говорить в целом, то иностранные граждане существенно притормозили сокращение числа рождений в 2013 г., и если бы не их положительный вклад, то число рождений в России сократилось бы сильнее.
Прирост рождений в предыдущем 2012 г. имел однородную структуру и охватил все категории гражданства родителей без исключений. По абсолютному значению прироста доминировали, естественно, семьи, в которых оба родители имеют российское гражданство, – 79,6 тыс., или 75,5 % из общего годового прироста в 105,5 тыс. новорожденных, в то время как наибольшие темпы прироста, напротив, продемонстрировали родители со смешанным гражданством (только отец или только мать – граждане РФ), а также родители, оба из которых являются гражданами других государств (см. табл. 3.1). Вклад иностранных граждан – до 1/4 от общего прироста 2012 г. – следует признать очень весомым.
Судя по имеющимся данным за 2011–2013 гг. (за более ранние годы детальной информацией Росстат не располагает), вклад семей, в которых оба родители – российские граждане, в общее число рождений в России остается стабильным – около 85 %. Однако не исключено, что эта стабильность – временное положение. Обращает внимание устойчивый и быстрый рост числа рождений – более чем на 20 % за год и в 2012, и в 2013 г. – у родителей-иностранцев, а также прирост у достаточно многочисленной категории семей, в которых мать новорожденного – гражданка России, а отец – гражданин другого государства (21 % в 2012 г. и 12 % в 2013 г.). Две данные категории обеспечили в 2011 г. 1,5 % всех рождений, ав 2013 г. их вклад уже превысил 2 % (см. табл. 3.1). В то же время нельзя не заметить и некоторую странность в динамике числа рождений в зависимости от статуса гражданства родителей, которые, по-видимому, являются следствием неизвестных нам особенностей в регистрационной практике. Так, если в 2012 г. почти на 12 тыс. увеличилось число новорожденных, мать у которых имеет гражданство РФ, а гражданство отца не указано, то в 2013 г. эта же категория новорожденных, напротив, сократилась, как уже было указано выше, более чем на 9 тыс., по сути, обеспечив провал в этом году общего числа рождений в стране.
Таблица 3.1. Число рождений у родителей с различным статусом российского гражданства, Россия, 2011–2013 гг.
Источники: неопубликованные данные Росстата, расчеты С. В. Захарова.
Ребенок, у которого в регистрационных формах указано только гражданство матери, родился вне брака и в подавляющем большинстве случаев у «одинокой матери», которая по тем или иным причинам не регистрирует ребенка на основе совместного заявлении родителей, свидетельствующего о признании отца этого ребенка своим.
В последние годы в России мы наблюдаем сокращение доли детей, рожденных вне официального брака (2005 г. – 30 %, 2013 г. – 23 %), при относительной стагнации ежегодного числа внебрачных рождений на уровне 230–250 тыс. (рис. 3.1), а среди них снижается доля тех, которые регистрируются по заявлению одинокой матери (2007 г. – 56,5 %, 2013 г. – 49,8 %). Соответственно увеличивается в общем числе родившихся доля брачных рождений и доля детей с признанным отцовством (табл. 3.2). В 2013 г. прирост числа новорожденных, зарегистрированных на основе совместного заявления родителей, и в абсолютном, и в относительном выражении опередил прирост рождений, зарегистрированных на основе имеющегося свидетельства о заключении брака между родителями. Более того, впервые в истории России доля рождений, зарегистрированных на основе совместного заявления, превысила долю рождений, зарегистрированных на основе заявления одинокой матери. По сравнению с 1970 г., когда в России фиксировалось примерно такое же общее годовое число рождений, что и в 2012–2013 гг., – 1,9 млн, структура родившихся по статусу отношений между родителями существенным образом изменилась: доля внебрачных рождений сейчас выше в 2 раза, а среди внебрачных рождений преобладают те, которые регистрируются на основе декларации о признании отцовства – совместного заявления матери и отца (в эту же категорию, правда, относят и рождения, в отношении которых отцовство было установлено на основании решения суда).
Рис. 3.1. Число родившихся вне зарегистрированного брака (левая ось) и их доля в общем числе родившихся (правая ось), Россия, 1960–2013 гг.
Источник: Демографический ежегодник России. 2013.
Как показывают выборочные исследования, подавляющее большинство детей с признанным отцовством фактически проживают в семье с обоими родителями, а причины, по которым родители не регистрируют свои отношения, весьма многообразны в силу разнообразия характера отношений между родителями, их формального и фактического брачного статуса, конкретных жизненных условий и обстоятельств наступления беременности и появления ребенка на свет. Так или иначе доля детей раннего возраста, воспитываемых обоими биологическими родителями, судя по вышеприведенным данным, не уменьшается, а, возможно, даже и увеличивается, что соответственно положительно сказывается на условиях их социализации с точки зрения гендерной сбалансированности.
Таблица 3.2. Родившиеся в браке и вне брака, в том числе по виду регистрации, Россия, 1970, 1980, 1990, 1995, 2000–2013 гг.
Источники: Демографический ежегодник России. 2013; расчеты С. В. Захарова на основе неопубликованных данных Росстата.
3.2. Изменение числа рождений под влиянием изменений в возрастном составе населения и матерей
Увеличению числа рождений на протяжении последних двух десятилетий способствовала благоприятная возрастная структура населения – численность женщин в основных репродуктивных возрастах (до 35 лет) находилась в фазе роста, что положительно влияло и на число браков, и на число рождений. Как уже говорилось выше, численность отдельных детородных возрастных групп в последние годы меняется в противофазе: число молодых женщин до 25 лет быстро сокращается, что уменьшает потенциальное число рождений, а число женщин старше 25 лет все еще продолжает увеличиваться, оказывая положительное влияние. Увеличение числа женщин в старших репродуктивных возрастах в современной России критически важно, поскольку средний возраст материнства в последние 15 лет имел тенденцию к повышению вслед за средним возрастом вступления в брак и сейчас приблизился к 28 годам.
Изменения возрастного состава всегда оказывают очень сильное, но не однозначное влияние на динамику рождаемости. Так, в России в 1990-е гг. шел рост числа женщин репродуктивного возраста (15–49 лет), и в 2003 г. оно достигло исторического максимума, превысив 40 млн человек (27 % от общей численности населения). Казалось бы, это должно было способствовать росту числа рождений, однако в действительности число рождений сокращалось – до исторического минимума в 1999 г. (рис. 3.2).
Подобное несовпадение тенденций кажется парадоксальным, если не принять во внимание разнонаправленную динамику численности возрастных групп женщин внутри возрастного контингента 15–49 лет. Общий рост числа женщин репродуктивного возраста в 1990-е гг. обеспечивался в основном за счет возрастных групп 15–19, 20–24 года, но особенно двух старших (40–44 и 45–49 лет), не имеющих большого значения с точки зрения деторождения. В то же время число женщин в возрасте 25–29 лет в первой половине 1990-х гг. сокращалось, а в возрасте 30–34 года сокращалось на протяжении всех 1990-х (см. предыдущую главу, рис. 2.2).
Рис. 3.2. Среднегодовая численность женщин репродуктивного возраста (левая ось) и число родившихся (правая ось), Россия, 1970–2013 гг.
Источники: Демографический ежегодник России. 2013; расчеты авторов на основе неопубликованных данных Росстата.
В 2000-е гг. положение изменилось. При общем сокращении числа женщин в возрасте от 15 до 50 лет (оно идет с 2004 г. и сократилось уже более чем на 4 млн) число женщин в большинстве важнейших для материнства возрастов росло и все еще растет. Начиная с 2000 г. свыше 85 % всех рождений, а начиная с 2009-го – свыше 90 % всех рождений приходилось на четыре возрастные группы женщин: 20–24 года, 25–29, 30–34 и 35–39 лет. Среди них только число 20–24-летних снизилось, но у них соответственно уменьшилось и число рождений. Прирост же числа рождений в 2004–2013 гг. обеспечили только те возрастные группы, в которых число женщин продолжало расти (рис. 3.3). Число 25–29-летних женщин выросло за 2000–2012 гг. примерно на 1 млн человек (женщины, родившиеся с 1971 по 1987 г.), число 30–34-летних – примерно на 850 тыс. (женщины, родившиеся с 1966 по 1982 г.).
Сопряженное увеличение числа потенциальных матерей в возрастах 25 лет и старше и интенсивности рождаемости в этих возрастах обеспечило прирост числа рождений с 2000 по 2013 г., который был достигнут в основном за счет более поздних рождений у женщин в возрасте 25 лет и старше, вклад более молодых женщин за этот период был отрицательным. По сравнению с 2000 г. число рождений в 2013 г. увеличилось на 629 тыс., что вкупе с уменьшением числа смертей на 353,5 тыс. и сделало возможным преодоление естественной убыли населения в 2013 г. (в 2000 г. она была наибольшей – 958,5 тыс. человек).
Рис. 3.3. Прирост (убыль) численности женщин (столбцы) и числа рождений (тыс., цифры в рамках) в зависимости от возраста женщин, Россия, 2004–2013 гг.
Источники: Демографический ежегодник России. 2013; расчеты авторов на основе неопубликованных данных Росстата.
Но сейчас рост численности женских возрастных групп с растущей рождаемостью подошел к концу – численность ключевой группы 25–29-летних женщин достигла максимума в 2012 г., после чего будет сокращаться и уже к 2017 г. уменьшится более чем на 1 млн, став меньше, чем была в 2000 г. Для 30–34-летних точкой перелома станет 2018 г. Поддерживать нынешнее число рождений при таком сокращении числа потенциальных матерей едва ли будет возможно.
Показатель, не зависящий от половозрастной структуры населения, – коэффициент суммарной рождаемости – КСР (итоговое число рождений в расчете на одну женщину условного поколения), также свидетельствует о том, что в России в 1999–2012 гг. (кроме 2005 г.) происходило увеличение интенсивности деторождения как в городской, так и в сельской местности, хотя у горожан до 2006 г. рост был заметно большим (табл. 3.3).
В 2007 г. впервые прирост показателя в сельской местности (0,2 ребенка на одну женщину) двукратно превысил прирост рождаемости у городского населения (0,08). В 2008–2009 гг. темпы роста коэффициента суммарной рождаемости снижались и в городской местности, и в сельской, но на селе более интенсивно. В 2010–2013 гг. рост КСР в городах происходил едва заметно, на уровне статистической различимости (в 2011 г. увеличение рождаемости в городской местности даже не произошло), в то время как в сельской местности, напротив, значимый прирост показателя продолжался (см. табл. 3.3).
Если в начале 1990-х гг. итоговая рождаемость у сельских жителей была выше, чем у городских, примерно на 0,9 ребенка в расчете на одну женщину, то к 2005 г. разрыв между сельской и городской местностью сократился до 0,39, т. е. более чем в 2 раза. В 2006–2013 гг. различия в уровне рождаемости между городской и сельской местностью увеличивались в силу опережающего роста показателей на селе и в 2013 г. достигли 0,72, что фактически означает постепенный возврат к ситуации, устойчиво воспроизводившейся на протяжении нескольких десятилетий с середины 1960-х до первой половины 1990-х гг., когда различия в КСР между городским и сельским населением поддерживались в районе 0,8–0,9 (после устранения неточностей в расчетах КСР для городского и сельского населения, возникающих из-за погрешностей в оценивании численности городского и сельского населения в межпереписной период)[37].
Таблица 3.3. Итоговая (суммарная) рождаемость, на одну женщину условного поколения, Россия, 1980, 1985, 1990, 1995–2013 гг.
Примечание. Рассчитано автором на основе однолетних возрастных коэффициентов с учетом пересчета численности населения после переписей населения 1989, 2002 и 2010 гг. Значения показателей по причине пересчетов могут незначительно отличаться от приводившихся в предыдущих докладах. В 1993–2003 гг. – без Чеченской Республики.
Источник: расчеты СВ. Захарова на основе неопубликованных данных Росстата.
3.3. Процесс повышения возраста материнства замедлился
И прирост, и убыль числа рождений были не пропорциональными приросту и убыли числа женщин, так как одновременно изменялась интенсивность рождаемости в разных возрастах. Это объясняется тем, что в России уже довольно давно идут быстрые изменения возрастного профиля рождаемости, его «постарение», что соответствует общемировой тенденции, возникшей в конце 1960-х – начале 1970-х гг., хотя Россия и ее соседи по Восточной и Центральной Европе присоединились к ней с некоторым опозданием. На протяжении длительного времени в России наиболее высокой рождаемостью отличались женщины в возрасте 20–24 года. Но в 1990-е гг., когда число женщин этого возраста увеличивалось, рождаемость у них быстро падала (табл. 3.4). Зато с середины 1990-х гг. стала устойчиво увеличиваться рождаемость у женщин 30–34 лет, а с 2000 г. – у женщин 25–29 лет, в 2008 г. эта возрастная группа женщин впервые превзошла по уровню рождаемости группу 20–24 года, и разрыв между ними стал нарастать. Рождаемость в возрастной группе 30–34 года, увеличившись более чем в 2 раза с конца 1990-х гг., не только превысила предыдущий пиковый уровень 1980-х гг., но и практически сравнялась с рождаемостью 20–24-летних. Еще более высокими темпами увеличивалась рождаемость у женщин старше 35 лет – рост за полтора десятилетия более чем в 3 раза (см. табл. 3.4).
Связать эту динамику с мерами демографической политики довольно сложно. Рост рождаемости в 2000-е гг. отмечался только у женщин старше 25 лет, но этот рост начался задолго до введения мер стимулирования рождаемости в 2007 г. Даже вывод о возможном ускорении роста рождаемости в старших возрастах под влиянием политики далеко не бесспорен.
Если взглянуть на детальную картину изменения коэффициентов рождаемости по однолетним возрастным группам (рис. 3.4), то становится очевидным, что меры политики не оказали никакого влияния на рождаемость у женщин до 24 лет – она либо продолжила снижение у самых молодых женщин, либо, как в возрастах 22 и 23 года, стагнировала на одном уровне с конца 1990-х гг. Если бы не относительный провал в значениях коэффициентов в 2005–2006 гг., то специфику динамики рождаемости в период действия новых мер демографической политики едва ли можно было бы заподозрить и в отношении коэффициентов рождаемости у женщин старше 25 лет. Эволюционная составляющая трансформации возрастной модели рождаемости в России явно преобладала над конъюнктурными моментами, и государственная политика по стимулированию рождаемости играет в новейших тенденциях второстепенную роль, подавая дополнительные сигналы для ускорения тех же процессов, что и во всех развитых странах без исключения.
Таблица 3.4. Возрастные коэффициенты рождаемости, 1980, 1985, 1990,1995, 1999–2013 гг., Россия, на 1000 женщин соответствующего возраста
* Включая родившихся у матерей моложе 15 лет.
** Включая родившихся у матерей старше 49 лет.
Источники: Демографический ежегодник России. 2013; расчеты СВ. Захарова на основе неопубликованных данных Росстата.
Рис. 3.4. Возрастные коэффициенты рождаемости для однолетних возрастных групп, в расчете на 1000 женщин указанного возраста, Россия, 1979–2013 гг.
Источник: расчеты СВ. Захарова на основе неопубликованных данных Росстата.
Трансформация возрастной модели массового репродуктивного поведения идет рука об руку с трансформацией института брака, о чем говорилось выше: молодые люди вступают в брак позже, чем два десятилетия назад, и потому естественно, что они начинают позже и процесс деторождения. Сходство тенденций в разных странах свидетельствует о том, что на изменения в экономических условиях функционирования домохозяйств, в общественном здоровье, длительности получения образования, сфер приложения труда и т. п. люди откликаются поисками того участка их жизненного пути, который в новых условиях наиболее удобен для рождения и воспитания детей. Вначале отказ от рождения детей более высоких очередностей естественным образом вел к омоложению рождаемости. Но затем, когда малодетность получила всеобщее распространение, родители, по-видимому, стали осознавать, что для того, чтобы родить и вырастить одного, двоих или троих детей, уже нет необходимости начинать рожать детей в молодом возрасте, как это было принято прежде.
На первом этапе, когда рождаемость омолаживалась, Россия шла вместе со всеми странами. В начале 1980-х гг., видимо, вслед за другими развитыми странами обозначились признаки поворота в противоположную сторону. Однако демографическая политика, активизировавшаяся в те годы, спровоцировала более раннее по возрасту и ускоренное, с более короткими интервалами рождение потомства. Повышение среднего возраста материнства возобновилось только в середине 1990-х гг. В то время более раннее материнство можно было наблюдать только в Болгарии, на Украине и в Молдавии. И сегодня эти же страны, а также Белоруссия продолжают немного отставать от России в процессе перестройки возрастного профиля рождаемости, и все они, включая Россию, в свою очередь отстают от стран Балтии, Восточной и Центральной Европы, начавших постарение материнства примерно в то же время. Видимо, глубина и последовательность политических и экономических реформ в бывших социалистических странах играют значимую роль в изменениях жизненного цикла на массовом уровне.
Средний возраст матери, в том числе по очередности рождения, представленный в динамике, дает обобщенное представление о векторе изменений (табл. 3.5). Средний возраст материнства в 2013 г. составил 27,98 года, в том числе при рождении первого ребенка – 25,19; второго – 29,54; третьего ребенка – 32,22 года. Эти показатели не только намного выше тех, что наблюдались в 1990-х, когда они были минимальными за послевоенное время, но и превышают значения для 1970-х и 1980-х гг. Для всех очередностей средний возраст материнства по сравнению с первой половиной 1990-х гг. увеличился более чем на 3 года, а при рождении первенца – на 2,5 года.
В итоге если несколько десятилетий назад общий уровень рождаемости в России формировался более чем на половину за счет репродуктивной активности самых молодых женщин до 25 лет, то сегодня более зрелые в социальном отношении женщины вносят решающий вклад: все женщины старше 25 лет обеспечивают 2/3 величины коэффициента суммарной рождаемости, в том числе женщины старше 30 лет – более 1/ его величины (см. табл. 3.6).
Возрастной профиль рождаемости меняется у городского населения последовательнее и быстрее, чем у сельского, о чем свидетельствует сравнение значений среднего возраста матери при рождении ребенка (рис. 3.5). Более того, в последние четыре года средний возраст матери в сельской местности практически не меняется, колеблясь вокруг 26,6–26,7 года, что едва превышает значения, устойчиво поддерживавшиеся в 1970–1980-х гг., в то время как в городской местности этот показатель, достигший в 2013 г. 28,5 года, хотя и притормозил свой рост в последние несколько лет, но в целом сохраняет линейный тренд, берущий свое начало в середине 1990-х гг. В результате того что темпы постарения рождаемости в сельском населении были ниже, чем в городском, а в последние годы практически на селе остановились, сельско-городские различия по этому показателю сильно увеличились. Если в конце советского периода 1980–1990-х гг. разница в среднем возрасте материнства в городах и селах была ничтожна – всего 0,3 года в пользу горожан, то к 2013 г. она вплотную подошла к 2 годам (если точнее, то разница составила 1,76 года).
Таблица 3.5. Средний возраст матери при рождении детей каждой очередности, Россия, 1980, 1985, 1990,1995–2013 гг., лет
* Оценки для 1999–2011 гг. базируются на использовании неполных данных, только для тех территорий, которые сохраняли разработку данных о рождениях одновременно по возрасту и очередности рождения. Данные за 2012–2013 гг. впервые после 1998 г. были получены и разработаны Росстатом для всех территорий Российской Федерации.
Источник: расчеты СВ. Захарова на основе неопубликованных данных Росстата с использованием коэффициентов рождаемости для однолетних возрастных групп.
Таблица 3.6. Вклад возрастных групп матерей в итоговую (суммарную) рождаемость, Россия, 1980, 1985, 1990, 1995, 2000–2013 гг., %
Источник: расчеты С. В. Захарова на основе данных, приведенных в табл. 3.4.
Можно ставить вопрос, не формируются ли в России, по крайней мере на временной основе, по сути две разные возрастные модели рождаемости: «модернизированная, постиндустриальная городская» и «сельская, сохраняющая видовые черты прежнего советского прототипа». Следует также напомнить, что сегодня сельское население регионов России по уровню рождаемости крайне неоднородно, этнические различия продолжают в этом играть ведущую роль. Более того, различия между сельскими жителями субъектов РФ даже серьезно увеличились в последнее десятилетие[38]. Дальнейшее развитие покажет, последует ли и как скоро за этапом увеличения внутрисельских и сельско-городских различий в российской рождаемости этап конвергентной динамики. Исторический опыт подсказывает, что на этапе быстрых изменений социально-демографических моделей поведения более или менее продолжительное увеличение региональной неоднородности статистических индикаторов практически неизбежно. По мере того как завоевывает право на существование и утверждается на массовом уровне рациональность выбора новых поведенческих практик, сглаживание социальных и территориальных различий становится доминирующей тенденцией.
Рис. 3.5. Средний возраст материнства в городской и сельской местности, Россия, 1980–2013 гг.
Источники: Демографический ежегодник России. 2013; расчеты СВ. Захарова на основе неопубликованных данных Росстата.
3.4. Длительная стагнация вероятности первых рождений
Низкий уровень рождаемости в России связан с массовым распространением однодетной семьи и соответственно с очень высокой долей первенцев в общем числе родившихся.
Распределение рождений по очередности у матери – важнейшая исходная информация для углубленного изучения рождаемости и оценки такой важнейшей ее характеристики, как вероятность увеличения семьи. К сожалению, с 1999 по 2011 г. исследователи были лишены возможности полноценно использовать этот индикатор для характеристики рождаемости в России. В соответствии с законом об актах гражданского состояния, принятом в 1997 г. (Федеральный закон от 15 ноября 1997 г. № 143-ФЗ), в актовой записи о рождении – в исходном для отечественной статистики документе не предусматривались записи о порядковом номере рождения у матери. Отсутствие сведений о биологическом порядке рождения у матери не соответствовало международной и предыдущей отечественной практике. Непрерывные динамические ряды основополагающих характеристик рождаемости неожиданно оказались прерванными.
Тем не менее многие территориальные статистические органы продолжали на добровольной основе собирать соответствующую информацию и предоставлять ее в Росстат. На то, что такая деятельность приходила в противоречие с законом, и государственные органы, и специалисты дружно закрывали глаза, понимая абсурдность сложившейся ситуации. Состав российских территорий, продолжавших вести наблюдение за составом родившихся по очередности рождения, год от года менялся, но поскольку регионы представляли все географические зоны России и обеспечивали до 70 % и выше всех рождений в стране, это позволяло С.В. Захарову, Е. М. Андрееву (а также коллегам, поддерживающим известную международную базу данных по рождаемости Human Fertility Database), с известными оговорками, распространять соотношения, полученные на неполных данных, на всю Россию. В табл. 3.7, 3.8 представлены конечные результаты наших расчетов.
Таблица 3.7. Итоговая (суммарная) рождаемость для каждой очередности рождения* на одну женщину, Россия, 1980, 1985, 1990,1995, 2000–2013 гг.
* Среднее число детей каждой очередности, которое предстоит родить одной женщине к возрасту 50 лет, при условии неизменности текущей возрастной интенсивности деторождения и структуры рождений по очередности. Сумма показателей для всех очередностей дает традиционный показатель итоговой (суммарной) рождаемости условного поколения (тотже, что в табл. 3.3).
** Оценки для 1999–2011 гг. базируются на использовании неполных данных – только для тех территорий, которые сохраняли разработку данных о рождениях одновременно по возрасту и очередности рождения. Данные за 2012–2013 гг. впервые после 1998 г. были получены и разработаны Росстатом для всех территорий Российской Федерации.
Примечание. Оценки за все годы с 1980 по 1999 г. см.: Население России 2005. С. 81–82.
Источник: расчеты СВ. Захарова с использованием коэффициентов рождаемости для однолетних возрастных групп. При расчете показателей для 1995, 2000–2003 гг. была исключена Чеченская Республика.
Таблица 3.8. Вклад каждой очередности рождения в итоговую (суммарную) рождаемость (%) и средняя очередность рождения, Россия, 1980, 1985, 1990,1995, 2000–2013 гг.
* Показатель рассчитан как средняя арифметическая взвешенная, где в качестве весов взяты суммарные коэффициенты рождаемости для каждой очередности.
Примечание. Оценки за все годы с 1980 по 1999 см.: Население России 2005. С. 82–83.
Источник: расчеты СВ. Захарова на основе данных, приведенных в табл. 3.7.
Распределения родившихся по очередности рождения у матери за 2012–2013 гг. впервые после более чем десятилетнего перерыва оказались доступны для всех российских территорий. Поэтому наши оценки показателей российской рождаемости с учетом очередности рождения за эти годы полностью сопоставимы с оценками, полученными для периода до 1999 г.
Обращает на себя внимание, что в 2001–2005 гг., т. е. до начала политики по стимулированию рождаемости, наблюдалось медленное повышение вклада в общую динамику рождаемости вторых и третьих рождений при медленном снижении вклада первенцев. Одновременно снижался вклад четвертых и следующих рождений.
В 2007–2012 гг. структура рождаемости по очередности стала меняться более динамично. Ожидаемая итоговая рождаемость для первых рождений по сравнению с 2006 г. изменилась незначительно, а рождаемость вторых и последующих детей существенно возросла (см. табл. 3.7). Малозначимо, но вырос даже вклад четвертых и пятых рождений. За счет существенного увеличения вклада повторных рождений в общую рождаемость структура рождаемости по очередности рождений практически вернулась к уровню середины 1980-х гг. (см. табл. 3.8).
Снижения долей первых и одновременно четвертых и последующих рождений длительное время взаимно компенсировали друг друга, так что средняя очередность рождения (СОР)[39] в 1993–2006 гг. колебалась вокруг одного и того же уровня – 1,6 (см. табл. 3.8). Структурные изменения рождаемости в 2007–2013 гг. вызвали увеличение СОР до 1,75, что может трактоваться как свидетельство определенного успеха политики по стимулированию рождаемости, проводимой в последние годы. Дело в том, что СОР как статистический индикатор уровня рождаемости выступает в качестве неплохого предиктора величины итоговой рождаемости реальных поколений. Для реальных поколений женщин расхождений между средней очередностью рождений и итоговым показателем рождаемости не может быть, это, по сути, один и тот же показатель – среднее число рожденных детей в расчете на одну женщину к концу детородного периода. Для условных поколений в случае плавных изменений возрастной модели рождаемости и стабильной доли ни разу не рожавших женщин расхождения между показателями также минимальны, как это, например, имело место в 1980 и 1990 гг. (расхождения менее 0,2 рождения на одну женщину).
Однако в случае резких изменений календаря рождений, которому следует среднестатистическая женщина, или, иначе, резких изменений средних темпов формирования окончательного размера потомства в реальных поколениях, расхождения между этими интегральными характеристиками уровня рождаемости для условных и реальных поколений становятся неизбежными, причем они тем больше, чем значительнее меняются средние темпы формирования семьи. Напомним, что и КСР, и СОР – показатели для условных поколений, и, следовательно, они должны трактоваться как ожидаемые характеристики итоговой величины рождаемости поколений. В случае повышенных темпов, т. е. дети рождаются у родителей в более молодом возрасте, с более короткими интервалами между рождениями, чем прежде, коэффициент суммарной рождаемости дает завышенную оценку действительного уровня рождаемости и соответственно превышает СОР, который выступает в роли более консервативного индикатора ожидаемого уровня рождаемости для реальных поколений. Пример тому – ситуация середины 1980-х гг., когда введенные в действие в 1981 г. меры семейной политики вызвали дезорганизацию прежнего календаря рождений среднестатистической женщины – значительное число женщин 1960-х годов рождения поспешило обзавестись потомством, в первую очередь вторым ребенком, на несколько лет раньше (снижался возраст матерей, уменьшался интервал между рождениями). КСР подскочил с 1,89 в 1980 г. до 2,23 в 1987 г., или более чем на 0,3 ребенка в расчете на одну женщину. В действительности демографический эффект от этих мер политики был куда менее значимым, поскольку семьи не столько поменяли свои намерения в отношении окончательного размера своего потомства, сколько пересмотрели «расписание» их появления на свет, на что и указывает слабая реакция показателя СОР – 1,74 в 1980 г. и 1,83 в 1987 г., разница всего в 0,09 ребенка, очень близкая по величине к оценке положительного влияния политики на величину итоговой рождаемости реальных поколений[40].
В 1990-х гг. наблюдалась обратная картина: показатель средней очередности рождения заметно превышал коэффициент суммарной рождаемости, что свидетельствует о существенном замедлении темпов формирования семьи – женщины, родившиеся в 1970-х и 1980-х гг., стали обзаводиться детьми позднее, чем предыдущие поколения. В итоге КСР, оцененный для календарных лет (для условных поколений), дает заниженную оценку ожидаемой величины итоговой рождаемости поколений, переживающих процесс трансформации возрастной модели рождаемости в сторону более позднего материнства.
С 2000 г. увеличивающийся коэффициент суммарной рождаемости сближается по своей величине со средней очередностью рождения, демонстрировавшей большую стабильность на протяжении последних десятилетий. Не свидетельствует ли данная тенденция о завершении наиболее динамичного этапа формирования новой, более поздней модели рождаемости в России, при которой уровень итоговой рождаемости реальных поколений меняется мало?
Опираясь на усредненную оценку СОР для последних десяти лет, можно предположить, что если не будет происходить дальнейшее повышение доли окончательно бездетных женщин (т. е. ни разу не рожавших живого ребенка) и структура матерей по числу рождений не будет меняться, то итоговая рождаемость реальных женских поколений, находящихся сейчас вблизи среднего возраста материнства 27–28 лет (т. е. родившихся в середине 1980-х гг.), составит 1,6–1,7 ребенка в расчете на одну женщину. В случае если тенденция к росту СОР, отмеченная в после 2006 г., сохранится, то, казалось бы, можно рассчитывать и на несколько более высокий результат для поколений, родившихся во второй половине 1980-х гг. Однако этому оптимистическому сценарию противостоит устойчивая тенденция снижения вероятности первых рождений в реальных поколениях, о чем пойдет речь ниже.
Наиболее корректную оценку вероятности, с которой в данном календарном году происходило рождение детей той или иной очередности у матерей всех возрастов, дает показатель, называемый в демографии вероятностью увеличения семьи (в англоязычной литературе – Parity Progression Ratio, PPR), – доля женщин, родивших очередного ребенка в текущем году, среди тех, кто уже родил на одного ребенка меньше (например, вероятность рождения первого ребенка – это доля женщин, родивших первого ребенка в расчетном году, среди ни разу не рожавших женщин к началу года, а вероятность третьего ребенка – доля двухдетных матерей, рождающих в данном году третьего ребенка). Данный показатель получается на основе построения специальных таблиц рождаемости по очередности рождения – модели, аналогичной таблице дожития (смертности), в которой совокупностями, убывающими с возрастом, выступают числа женщин с тем или иным числом фактически рожденных детей. Наши годовые оценки вероятностей увеличения семьи за последние 30 лет, с оговоркой, что за период 1999–2011 гг. расчеты базируются на неполных данных[41], представлены на рис. 3.6.
Рис. 3.6. Итоговая вероятность увеличения семьи по очередности рождения для женщины к возрасту 50 лет, Россия, 1979–2013 гг.
Примечание. Оценка на основе данных по территориям, представляющим в Росстат данные о рождениях одновременно по возрасту матери и очередности рождения.
Источник: расчеты СВ. Захарова на основе неопубликованных данных Росстата.
В первой половине 1980-х гг. вероятность следующего рождения повышалась для детей всех очередностей, что было очевидной реакцией на новые меры демографической политики (в частности, введение отпусков по уходу за ребенком, льгот при предоставлении жилья и др.), но затем движение пошло в противоположном направлении. Во второй половине 1980-х гг. стремительно откладывались (и, видимо, частично так и не реализовались) рождения не только вторых и последующих детей, но даже и первенцев. Ситуация начала выправляться лишь в середине 1990-х гг. Начиная с 1994 г. медленно, но монотонно поползла вверх вероятность рождения третьих и четвертых детей, с 2000 г. – вероятность вторых рождений. Вероятности появления на свет первых и пятых детей сохранялись на уровне 1999 г.
Под воздействием мер демографической политики в 2007 г. произошел скачок вероятностей рождения детей всех очередностей, кроме первенцев. В 2008 г. рост вероятностей рождения для вторых, третьих и четвертых детей продолжился, а повышение вероятности рождения пятых и последующих детей прекратилось. В 2009 г. вероятность вторых рождений продолжала увеличиваться, но с замедлением темпов рост вероятности третьих рождений прекратился, а вероятности четвертых и последующих рождений пошли на спад. В 2010 г. увеличилась только вероятность вторых и в небольшой мере третьих рождений. В 2011 г. вероятность вторых рождений продолжила тенденцию замедляющегося роста, едва заметно увеличились вероятности рождения всех последующих детей. В 2012 г. вновь подскочили вероятности рождения детей всех очередностей, причем вторых, третьих и четвертых – весьма существенно, повторяя ситуацию скачка, произошедшего в 2007 г. Наконец, в 2013 г. наблюдался слабый и примерно одинаковый прирост вероятностей рождения вторых, третьих детей (по сравнению с 2012 г. примерно на 0,6 % больше одно- и двухдетных женщин родили очередного ребенка). В еще меньшей степени прирост затронул вероятность рождения первого ребенка, а вероятность четвертых и пятых рождений за год снизилась.
Несмотря на то что в 2012 и 2013 гг. имелся слабый прирост вероятности первых рождений, следует все же говорить о продолжении длительного периода стагнации этого показателя на уровне 0,82–0,85 с конца 1990-х гг. Даже в 2007 и 2012 гг., когда происходил наибольший всплеск интенсивности рождений, увеличение вероятности первых рождений оказывалось не столь уж значимым. Таким образом, заметный прирост с конца 1990-х гг. итоговой рождаемости для условных поколений никак не связан с повышением шансов появления в семьях первенцев.
Ситуация с вероятностью рождения первенцев настораживает, ведь если не происходит ее увеличения, то сужается база для дальнейшего роста вторых и последующих детей. Так, согласно таблицам рождаемости по очередности рождения для периода 1999–2013 гг. ожидаемая величина окончательно бездетных женщин (не имевших ни одного живорождения к возрасту 50 лет) составила в среднем 16 %. Если допустить эту величину неизменной, то чтобы достигнуть средней величины итоговой рождаемости в 2,1 рождения на одну представительницу поколения (пороговое значение, гарантирующее простое замещение поколений), необходимо, чтобы на одну когда-либо рожавшую женщину приходилось в среднем 2,5 рождения. При таких условиях каждая вторая семья с детьми (родительская семья) должна иметь не менее трех детей. Учитывая сегодняшнее положение вещей, такую ситуацию представить себе трудно: согласно специальной таблице рождаемости для 2013 г. мы ожидаем, что на одну когда-либо рожавшую женщину к возрасту 50 лет будет приходиться в среднем 2,0 рождения, а доля родивших трех и более детей среди когда-либо рожавших составит 19,7 %. В то же время если бы доля ни разу не рожавших женщин уменьшилась до уровня 6–7 % (устойчиво поддерживавшегося в 1970–1980-х гг.), то для достижения желаемой величины КСР – 2,1 достаточно было бы иметь 2,2 рождения в расчете на одну женщину, когда-либо ставшую матерью. Доля двухдетных семей в таком случае будет существенно доминировать в населении над семьями с тремя и более детьми. Теоретически такую ситуацию гораздо легче себе представить для будущей России, учитывая, что, по данным многочисленных опросов общественного мнения, именно двухдетная семья представляется наиболее желанной.
Ожидаемое распределение женщин по числу рожденных детей к возрасту 50 лет в соответствии со специальными таблицами рождаемости для условных поколений 1980–2013 гг. представлено на рис. 3.7. При сохранении вероятностей увеличения семьи для каждой очередности рождения, зафиксированных в 2013 г., доля женщин, родивших одного ребенка в течение жизни, среди всех женщин (рожавших и не рожавших) составит 30 % против 44 % в 2006 г. и 49 % в 1999–2000 гг. (исторический максимум). Доля женщин с двумя рождениями ожидается на уровне 35 % (31 % – в 2006 г., 28 % – в 1999–2000 гг.). Наконец, долю женщин с тремя и более рождениями можно ожидать на уровне 20 % (8 % – в 2006 г., 6 % – в 1999–2000 гг.). Впечатляет более чем трехкратный рост ожидаемой доли многодетных семей, произошедший с конца 1990-х гг. В то же время не очевидно, в какой мере этот рост может быть объяснен успехами проводимой политики по «стимулированию рождаемости» (по крайней мере, восходящий тренд обозначился задолго до активизации демографической политики), и, что еще более важно, носят ли структурные изменения в российской рождаемости конъюнктурный или долговременный характер.
Рис. 3.7. Ожидаемое распределение женщин по числу рожденных детей к возрасту 50 лет при сохранении уровня рождаемости расчетного года, Россия, 1980–2013 гг.
Источник: расчеты СВ. Захарова на основе неопубликованных данных Росстата.
3.5. Дают ли тенденции рождаемости 2007–2013 гг. повод для оптимизма?
В российском обществе широко распространена точка зрения о «необыкновенном росте» рождаемости в России, который свидетельствует о положительных результатах действия специальных мер по материальному стимулированию рождаемости, принятых государством после 2006 г. В то же время многие демографы не склонны поддерживать повышенный оптимизм, свойственный сегодня политикам и администраторам разного уровня.
В предыдущих докладах мы уже излагали полученные нами ранее результаты: а) анализа социологических данных, показывающих изменения намерений и степень реализации намерений в отношении рождения детей по результатам трех волн выборочного исследования РиДМиЖ/RusGGS, проведенного в 2004, 2007 и 2011 гг.[42]; б) анализа различных статистических индикаторов, призванных оценивать текущий уровень рождаемости с позиции ожидаемого уровня итоговой рождаемости поколений, находящихся в активных репродуктивных возрастах, а также анализа фактических изменений в показателях рождаемости для реальных поколений (когорт женщин по году рождения)[43]. Главный вывод из проведенного анализа сводился к тому, что ни сами намерения россиян, ни их реализация на массовом уровне не изменились существенным образом под влиянием действия мер пронаталистской политики. Некоторые положительные подвижки имеются, но значимость их совершенно недостаточна, чтобы смотреть на будущее российской рождаемости с оптимизмом. Больших восторгов не вызывает и фактическая динамика показателей итоговой рождаемости реальных поколений: ожидаемая величина итоговых показателей для женских поколений 1970-х и 1980-х годов рождения, очевидно, будет ниже, чем показатели итоговой рождаемости у их матерей, родившихся в 1950-х и 1960-х гг., что свидетельствует о продолжении исторической тенденции снижения рождаемости, которую пока не удается переломить. В то же время положительные сдвиги, которые мы наблюдаем в России в отношении вероятности рождения вторых и третьих детей по очередности рождения у матери, вполне возможно, смогут перевесить негативные последствия от снижения вероятности рождения первенцев, а также четвертых и последующих детей. В этом случае можно будет надеяться на стабилизацию итоговых показателей рождаемости для реальных поколений – единственного бесспорного показателя, характеризующего истинный уровень рождаемости.
Рассмотрим основные характеристики рождаемости для реальных поколений в России с учетом окончательных данных за 2013 г.
Напомним, что методология получения показателей рождаемости для реальных поколений включает преобразование данных текущего учета родившихся по очередности рождения, распределенных по однолетним возрастным группам, в распределения рождений для реальных поколений женщин по году рождения, которые затем используются в качестве основы для построения специальных вероятностных таблиц рождаемости, дифференцированных по очередности рождения. Техника построения таких таблиц аналогична таблицам для условных поколений (календарных лет), о чем шла речь выше. В результате построения таких таблиц для реальных поколений мы получаем динамические ряды вероятностей увеличения семьи для каждого возраста, дифференцированные по очередности рождения и обобщающие характеристики рождаемости (итоговая величина рождаемости для каждой очередности рождения, средний возраст матери при рождении ребенка каждой очередности, распределение женщин по числу когда-либо рожденных детей и некоторые другие). Все эти характеристики будут свободны от влияния изменений в календаре рождений, наблюдающихся от поколения к поколению. Имеется, однако, проблема, связанная с оценкой итоговой рождаемости для поколений, которые в силу своего возраста еще не завершили свою репродуктивную биографию.
На рис. 3.8 представлены кумулятивные коэффициенты рождаемости для средних представителей женских поколений, родившихся в 1940–1990 гг., к возрасту 20, 25, 30, 35, 40 и 50 лет (накопленная рождаемость к 50 годам может считаться итоговой рождаемостью поколения), полученные на основе когортной трансформации фактически зафиксированных возрастных коэффициентов рождаемости за период с 1959 по 2013 г.
Рис. 3.8. Кумулятивные коэффициенты рождаемости к указанным возрастам (последние данные, приятые в расчет, относятся к 2013 г.), Россия, однолетние женские поколения 1940–1990 годов рождения
Примечание. CTFR (Cohort Total Fertility Rate) – итоговая рождаемость поколения, для оценки которой был взят кумулятивный коэффициент рождаемости для женщин к 50 годам.
Источник: расчеты СВ. Захарова на основе международной базы данных Human Fertility Database (http://www.humanfertility.org) и неопубликованных данных Росстата.
Накопленная рождаемость к возрасту 25 лет у поколений, родившихся в середине 1980-х гг., на 40 % ниже, чем у поколений второй половины 1960-х гг. (0,6 рождения в среднем на одну женщину против 1,0 рождения). Никаких признаков роста у самых молодых поколений в молодом возрасте мы не наблюдаем.
Поколения, родившиеся в конце 1970-х – начале 1980-х гг. и достигшие к 2013 г. 30 и 35 лет, демонстрируют некоторое едва заметное оживление показателей накопленной рождаемости, свидетельствующее о некоторой стабилизации или даже едва заметных признаках роста. В то же время накопленная рождаемость к сопоставимому возрасту у данных поколений более чем на 30–40 % ниже, чем у поколений россиянок, родившихся в 1960-х гг.: к 30 годам накопленная рождаемость у когорты 1978 г. составила 1,09 против 1,60 у когорты 1960 года рождения, к возрасту 35 лет для тех же когорт – соответственно 1,44 против 1,78.
Близкий к итоговой рождаемости поколений показатель кумулятивной рождаемости к возрасту 40 лет продолжает снижение, начавшееся у поколений, рожденных в начале 1960-х гг.
Смогут ли поколения 1980-х годов рождения своими показателями итоговой рождаемости вернуться к уровню, характерному для их матерей, рожденных в 1950–1960-е гг. (1,8–1,9 рождения на одну женщину)? Мы даем однозначно отрицательный ответ. Даже планка на уровне 1,7 рождения на одну женщину будет для них сверхоптимистическим прогнозом (см. рис. 3.9, на котором представлено отклонение кумулятивных возрастных коэффициентов рождаемости поколений 1965–1985 годов рождения от коэффициентов для поколения 1960 года рождения).
Ожидаемый итоговый результат поколений, родившихся в 1980-е гг., – 1,6 рождения в среднем на одну женщину при условии, что тенденции последних лет сохранят свою силу в ближайшее десятилетие. Это будет означать остановку многолетнего снижения рождаемости в России и соответственно снижения числа детей в российских семьях. Таким образом, можно предположить, что действующая в России демографическая политика, возможно, смогла предотвратить дальнейшее падение рождаемости у поколений, появившихся на свет в 1980-е гг., и создала важные предпосылки для ее стабилизации. Однако уровень рождаемости, на котором мы сегодня фиксируем возможную стабилизацию, слишком низок, чтобы выйти из суженного режима замещения поколений – пока нет оснований надеяться, что каждое новое поколение детей в численном отношении будет хотя бы приблизительно соответствовать родительскому поколению. Дадут ли основания для более радужных перспектив поколения, рожденные в 1990-х гг., говорить пока еще слишком рано – большинство из них еще не достигло возраста максимальной интенсивности деторождения.
Рис. 3.9. Отличия значений возрастных кумулятивных коэффициентов рождаемости для женщин 1965, 1970, 1975, 1980 и 1985 годов рождения от значений для поколения 1960 года рождения (последние данные, принятые в расчет, относятся к 2013 г.), Россия
Источник: расчеты СВ. Захарова на основе международной базы данных Human Fertility Database (http://www.humanfertility.org) и неопубликованных данных Росстата.
Специальные таблицы рождаемости, построенные с учетом очередности рождения для реальных поколений, позволяют оценить накопленные значения вероятности увеличения семьи к тому или иному возрасту Эти показатели аналогичны по своей сути тем, о которых шла речь выше применительно к таблицам рождаемости для условных поколений, т. е. они также представляют собой накопленную долю женщин, родивших очередного ребенка, среди тех, кто родил к фиксированному возрасту на одного ребенка меньше: первого ребенка среди ни разу не рожавших, второго среди родивших первого и т. д. Но если в случае условных поколений мы трактовали вероятности увеличения семьи как ожидаемые показатели при сохранении интенсивности рождаемости текущего года, то для реальных поколений, фактически достигших того или иного возраста, вероятности увеличения семьи к данному возрасту отражают долю женщин, фактически реализовавших возможность перехода к состоянию с числом детей на одного больше. Так, вероятность увеличения семьи для ни разу не рожавших женщин (PPR 0 → 1) показывает долю женщин из некоторого поколения, фактически родивших первого ребенка к тому или иному возрасту (рис. 3.10). Кумулятивный показатель к возрасту 50 лет позволяет оценить окончательную долю бездетных женщин, для чего нужно вычесть из единицы (теоретическое значение, говорящее о полном отсутствии бездетности) полученную по таблицам величину вероятности рождения для первого ребенка. К примеру, поколение 1960 года рождения завершило свою репродуктивную биографию с вероятностью рождения первого ребенка, равной 0,95, что свидетельствует о 5 %-м уровне окончательной бездетности (в расчет принимаются только живорождения и не учитывается смертность детей). Для женщин 1970 года рождения, перешагнувших 40-летний возрастной рубеж, ожидаемая величина составляет 0,92 (8 % останутся окончательно бездетными). Полученные нами оценки накопленных вероятностей первого рождения к 35-летнему возрасту (самое молодое поколение, достигшее этого возрастного рубежа, – женщины 1978 года рождения) позволяют утверждать, что в России сохраняется тренд увеличения доли ни разу не рожавших женщин. Значения данного показателя для 35-летних женщин слабо в меньшую сторону отличаются от значений для 50-летних женщин, что дает нам сильные основания для прогноза доли окончательно бездетности для женщин, родившихся в середине 1970-х гг., на уровне 12–14 %. За период, равный репродуктивной деятельности 15 однолетних поколений, распространенность бездетности в России увеличилась в 2 раза. Как уже говорилось неоднократно ранее, пронаталистская государственная политика никак не сказалась на этой тенденции. Важно подчеркнуть, что при столь значительном росте пропорции женщин, не родивших за свою жизнь хотя бы одного ребенка, усилия, направленные на стимулирование повторных рождений, могут не привести к желаемому результату – росту средней величины итоговой рождаемости поколений до уровня, позволяющего обеспечить хотя бы простое замещение поколений, что и было показано выше (рис. 3.8, 3.9). Увеличение вероятности рождения детей второй и третьей очередности (рис. 3.11, 3.12) не настолько значительны, чтобы скомпенсировать кумулятивный эффект от существенного снижения вероятности первых рождений.
Конец ознакомительного фрагмента.