VII Международная студенческая научная конференция Студенческий научный форум - 2015

Все чаще в СМИ можно услышать о «кризисе семьи», который связан с постепенным увеличением числа разводов. Эта проблема сейчас довольно актуальна, учитывая, что из года в год рождаемость в Российской Федерации, как, собственно, и в других развитых европейских странах, неуклонно падает. Несмотря на то, что в последнее время государство всячески старается оказать поддержку молодым семьям, осуществляет материальную помощь многодетным семьям, прочность и продолжительность брачных союзов остается на прежнем низком уровне. Брак уже не играет значительную роль в жизни супругов, и поэтому утрачивает свои функции. Возникает множество нестандартных, нетипичных форм брака, среди которых можно выделить наиболее популярный так называемый неформальный брак, т.е. брак, незарегистрированный в соответствующих органах. Количество подобных браков неумолимо растет, а официально зарегистрированных становится все меньше. Подобная статистика не вселяет уверенности, что в ближайшее будущее ситуация сможет измениться в лучшую сторону. Развод как официальное расторжение брака можно рассматривать и как результат эволюции брачно-семейных отношений, и как проявление их кризиса.

Под разводом понимается расторжение брака между супругами. Развод должен происходить в определенном порядке, с получением официальных документов, подтверждающих расторжение брака. Расторгнуть брак могут лишь те супруги, которые заключили его через органы ЗАГСа. Однако прекратить брак можно не только из-за его расторжения, так как в некоторых случаях, он становится недействительным из-за смерти одного из супругов. Во внесудебном порядке брак считается расторгнутым со дня государственной регистрации расторжения брака в книге регистрации актов гражданского состояния, о чем супругам выдается соответствующее свидетельство. В судебном порядке брак можно считать недействительным в день вступления в законную силу решения суда о признании брака расторгнутым [8].

В современном обществе отношение к разводам неоднозначное. Если раньше развод рассматривали как угрозу семье и интерпретировали как что-то неправильное и даже аморальное, то сейчас множество людей считают расторжение брака неотъемлемым компонентом семейной системы, даже поощряя его, когда сохранить семью, кажется уже, совершенно невозможным.

В наши дни расторжение брака стало настолько естественным явлением, что многие люди с легкостью принимают подобное решение, причем некоторые не один раз.

Разводимость можно рассчитать:

1. по абсолютному числу разводов;

2. по общему коэффициенту разводимости.

Абсолютное число разводов за год совершенно не дает представления об уровне разводимости, так как зависит от общей численности населения. Но этот показатель может быть использован для расчета общего коэффициента разводимости, который находится по формуле:

‰, (1)

где CDR –общий коэффициент разводимости;

D – число разводов за период;

- среднегодовое население;

Т – длина периода;

- общее число человеко-лет, прожитых населением за период Т [6].

Для характеристики уровня разводимости возможно использование и некоторых частных показателей. Одним из таких показателей является общий коэффициент разводимости, приходящийся на 1000 человек населения. Так, было исследовано значение данного показателя для 81 региона Российской Федерации (рис. 1). Наименьшая величина показателя составила 0,9 промилле в Республике Ингушетия, наибольшая - 6,9 промилле в Камчатском крае.

Рисунок 1.Распределение регионов РФ по общему коэффициенту разводимости

Как видно из рисунка 1, общий коэффициент разводимости постепенно возрастает. Только имеются значительный разрыв между Чеченской Республикой и Республикой Дагестан (2 и 3 показатели), составляющий разницу 0,7 промилле. А так же отметим существенный разрыв между Республикой Тыва и Республикой Северная Осетия - Алания (4 и 5 показатели), который составляет разницу в 0,9 промилле.

Количество разводов всегда связано с множеством факторов. Поэтому была выявлена зависимость между денежными доходами на душу населения,тыс. руб. и коэффициентом разводимости, на 1000 чел. населения (таблица 1).

Таблица 1. Группировка регионов по коэффициенту разводимости

№ группы	Группы регионов РФ по коэффициенту разводимости	Число регионов	Средний коэффициент разводимости (на 1000 чел. населения)	Среднедушевые денежные доходы населения, тыс.руб..
1	2	3	4	5
I	до 4,1	16	3,2	17,8
II	4,1-4,5	16	4,4	19,9
III	4,5-4,8	15	4,7	21,6
IV	4,8-5,2	17	5,0	19,9
V	Свыше 5,2	17	5,8	25,11
Итого		81	4,6	20,8

Таблица 1 показывает, что регионы РФ были сгруппированы в 5 приблизительно равных по численности групп, исходя из коэффициента разводимости. Показатели, представленные в таблице, были вычислены для каждой группы регионов. Также были подсчитаны итоговые средние значения коэффициента разводимости и среднедушевых денежных доходов, составившие 4,6 промилле и 20,8 тыс. руб. соответственно. Исходя из данных таблицы, мной была выявлена прямая зависимость среднедушевых доходов населения на коэффициент разводимости. То есть при повышении доходов населения уровень разводимости увеличивается. Исключение составляет лишь четвертая группа, т.к. названные закономерности свойственны не для всех групп, и на полученные в ходе статистического исследования значения коэффициента разводимости влияет множество и других факторов.

В ходе исследования была проанализирована и динамика развития разводимости в РФ за 1995-2013гг, подсчитаны показатели соответствующего ряда динамики (таблица 2).

Таблица 2.Показатели ряда динамики

Годы		Разводы РФ (на 1000 человек населения)		Абсолютный прирост, промилле		темп роста,%		Темп прироста,%		Абсолютное содержание 1% прироста,промилле
				Δбаз	Δцеп	Δбаз	Δцеп	Δбаз	Δцеп
1995		4,5		-	-	-	-	-	-	-
2000		4,3		-0,2	-0,2	95,56	95,56	-4,44	-4,44	0,04
2001		5,3		0,8	1,0	117,78	123,26	17,78	23,26	0,04
2002		5,9		1,4	0,6	131,11	111,32	31,11	11,32	0,05
2003		5,5		1,0	-0,4	122,22	93,22	22,22	-6,78	0,06
2004	4,4		-0,1		-1,1	97,78	80,00	-2,22	-20,00	0,06
2005	4,2		-0,3		-0,2	93,33	95,45	-6,67	-4,55	0,04
2006	4,5		0,0		0,3	100,00	107,14	0,00	7,14	0,04
2007	4,8		0,3		0,3	106,67	106,67	6,67	6,67	0,04
2008	4,9		0,4		0,1	108,89	102,08	8,89	2,08	0,05
2009	4,9		0,4		0,0	108,89	100,00	8,89	0,00	0,00
2010	4,5		0,0		-0,4	100,00	91,84	0,00	-8,16	0,05
2011	4,7		0,2		0,2	104,44	104,44	4,44	4,44	0,04
2012	4,5		0,0		-0,2	100,00	95,74	0,00	-4,26	0,05
2013	4,7		0,2		0,2	104,44	104,44	4,44	4,44	0,04
В среднем	4,8		0,013		0,013	100,29	100,29	0,29	0,29	X

На основе проведенного анализа динамики разводимости по регионам Российской Федерации за 15 лет средний абсолютный прирост составил 0,013 промилле, коэффициент роста - 1,0029, то есть разводимость в среднем увеличивалась за год на 0,29%. Наиболее высокий прирост был зафиксирован в 2001 г. Разводимость выросла по сравнению с 2000 г. на 1,0 промилле, при этом темп роста составил 123,26%, а темп прироста - 23,26%. С ростом разводимости повышается значение 1% прироста. В 2001 г. 1% прироста означал увеличение разводов на 0,04 промилле.

Также была выявлена тенденция развития исследуемого ряда динамики. Было осуществлено выравнивание ряда динамики методов укрупнения периодов, методом скользящей средней, по среднему абсолютному приросту и среднему коэффициенту роста, а также аналитическим методом по уравнению прямой. Один из методов, а именно выравнивание по среднему абсолютному приросту и среднему коэффициенту роста, приведен в таблице 3.

Таблица 3.Выравнивание ряда динамики по среднему абсолютному приросту и среднему коэффициенту роста

Годы	Разводы РФ (на 1000 человек населения)	порядковый номер года,t	Yt=4,5+0,013*(t-1)	Yt =4,5*1,0029(t-1)
1995	4,5	1	4,500	4,500
2000	4,3	2	4,513	4,513
2001	5,3	3	4,526	4,526
2002	5,9	4	4,539	4,539
2003	5,5	5	4,552	4,552
2004	4,4	6	4,565	4,566
2005	4,2	7	4,578	4,579
2006	4,5	8	4,591	4,592
2007	4,8	9	4,604	4,605
2008	4,9	10	4,617	4,619
2009	4,9	11	4,630	4,632
2010	4,5	12	4,643	4,646
2011	4,7	13	4,656	4,659
2012	4,5	14	4,669	4,673
2013	4,7	15	4,682	4,686

Методом выравнивания ряда динамики по среднему коэффициенту роста за исследуемый период выявлена тенденция увеличения разводов ежегодно в среднем в 1,0029 раза или на 100,29%.

Рисунок 2.Выравнивание ряда динамики по среднему абсолютному приросту и среднему коэффициенту роста

Таблица 3 и рисунок 2 показывают, что методом выравнивания ряда динамики по среднему абсолютному приросту с 1995 по 2013 года выявлена тенденция увеличения разводов, причем ежегодно в среднем на 0,013 промилле.

Тенденция ряда динамики выявлялась и с использованием ППП Excel. Для этого были построены линейный, логарифмический, полиномиальный, степенной и экспоненциальный тренды. Выравнивание ряда динамики разводимости аналитическим методом по линейной функции представлено в таблице 4.

Таблица 4.Выравнивание ряда динамики аналитическим методом по линейной функции

Годы	Разводы РФ (на 1000 человек населения)	Порядковый номер года t	Линейная функция
			Yt	Yi – Yt	(Yi - Yt)2
1	2	3	4	5	6
1995	4,5	1	4,928	-0,428	0,1832
2000	4,3	2	4,906	-0,606	0,3672
2001	5,3	3	4,884	0,416	0,1731
2002	5,9	4	4,862	1,038	1,0774
2003	5,5	5	4,84	0,66	0,4356
2004	4,4	6	4,818	-0,418	0,1747
2005	4,2	7	4,796	-0,596	0,3552
2006	4,5	8	4,774	-0,274	0,0751
2007	4,8	9	4,752	0,048	0,0023
2008	4,9	10	4,73	0,17	0,0289
2009	4,9	11	4,708	0,192	0,0369
2010	4,5	12	4,686	-0,186	0,0346
2011	4,7	13	4,664	0,036	0,0013
2012	4,5	14	4,642	-0,142	0,0202
2013	4,7	15	4,62	0,08	0,0064
2014	x	16	4,598	x	x
2015	x	17	4,576	x	x
Итого	71,6	x	x	x	2,9721

Графическое отображение выравнивания ряда динамики аналитическим методом по линейной функции представлено ниже (рис.3).

Рисунок 3.Выравнивание ряда динамики аналитическим методом по линейной функции

На данном графике линейная функция показывает, что на всем промежутке времени от 1995 до 2013 года происходит снижение коэффициента разводимости. Также выявлена величина достоверности аппроксимации, она составила 0,0442. Линейная аппроксимация — это прямая линия, наилучшим образом описывающая набор данных. Она применяется в самых простых случаях, когда точки данных расположены близко к прямой. Коэффициент R² показывает степень соответствия динамики разводимости и предложенной кривой спада.

Рассмотренные функции были проверены путем расчета фактического значения F-критерия Фишера и сравнения его с табличным значением. В результате все функции были признаны статистически незначимыми и несущественными. И так как по F-критерию Фишера все пять функций не подходят для отображения тенденции, то отбирать наиболее адекватную функцию по наименьшему среднему квадратическому отклонению остаточному не имеет смысла – интервальный прогноз не будет достаточно верным.

Динамика колеблемости разводов меняется с каждым годом. Но значительного перевеса в ту или иную сторону нет. Так что однозначно нельзя сказать, стоит ли нам ожидать повышения или уменьшения коэффициента разводимости в последующие годы.

Список литературы

1. Аблеева А.М. Социальная статистика: учебное пособие / Уфа, 2010.

2. Аблеева А.М. Статистика: учебное пособие по изучению дисциплины и выполнению курсовой работы для студентов очной и заочной формы обучения: направление подготовки дипломированного специалиста 080100 Экономика: специальность 080105 Финансы и кредит / МСХ РФ, Башкирский государственный аграрный университет. Уфа, 2011.

3. Антонов А.И. Современные демографические тенденции и аналитические прогнозы, проблемы семейно-демографической политики в социальном государстве/ А.И.Антонов // Вестник Московского университета. Серия 18. Социология и политология. – 2010. - № 4. – С. 134-150.

4. Арасланбаев И.В., Юнусова А.Ф. Анализ производительности труда на примере ГУП ППФ «ЧЕРМАСАН» Чекмагушевского района / Мировая наука и современное общество: актуальные вопросы экономики, социологии и права // материалы V международной научно-практической конференции. Саратов, 2014. С. 21-24.

5. Бондаренко Л. Занятость в селе и диверсификация сельской экономики // Экономика сельского хозяйства России.- №1. – 2011.-С. 71-76

6. Васильева Л.Ю., Валишина Н.Р. Статистический анализ уровня занятости населения в РФ // Тенденции и перспективы развития статистической науки и информационных технологий сборник научных статей: посвящается Юбилею профессора кафедры статистики и информационных систем в экономике доктора экономических наук Рафиковой Нурии Тимергалеевны. МСХ РФ, Башкирский государственный аграрный университет. Уфа, 2013. С. 182-183.

7. Гольцова, Е.В. Факторы социальной среды как детерминанты брачности и рождаемости [Текст] / Е.В. Гольцова, Я.А. Лещенко // Социологические исследования. – 2010. - № 18. – С. 125-130.

8. Кабашова Е.В., Сагадеева Э.Ф. Математическая экономика: учебное пособие: электронный ресурс / Башкирский государственный аграрный университет. Уфа, 2013. Том Модуль 1 Обобщенные модели экономики.

9. Лубова Т.Н. Межрегиональный сравнительный анализ показателей финансовой безопасности Приволжского федерального округа // Молодой ученый. 2009. № 5. С. 53-60.

10. Назаров М.Г. Курс социально-экономической статистики: учебник [Текст] - М.: ЮНИТИ-ДАНА, 2006. - 771с.

11. Салимова Г.А., Рафикова Н.Т. Статистическое исследование уровня заработной платы и его влияния на эффективность производства. Уфа, 2007.

12. О современной семье и её воспитательном потенциале / О. В. Кучмаева, Е.А. Марыганова // Социс. – 2011. – №7. – С. 49-55.

13. Официальный сайт Федеральной службы государственной статистики – Росстат. – Режим доступа: www.gks.ru.

14. Развод – обратная сторона брака [Текст] / Л. А. Хачатрян // Вестник Пермского университета. Социология. – 2012. – №1. – С. 79-85.

15. Развод как социальный феномен в современной России [Текст] / Т. Д. Воронина // Вестник Томского государственного университета. Социология. – 2011. – №1. – С. 21-24.

16. Шарафутдинов А.Г. Межсоседская кооперация хозяйств населения / Интеграция науки и практики как механизм эффективного развития АПК // материалы Международной научно-практической конференции в рамках XXIII Международной специализированной выставки "АгроКомплекс-2013". 2013. С. 212-214.

17. Ableeva A.M. TREND STUDIES OF MACROECONOMIC INDICATORS IN COMPARABLE PRICES // Международный журнал экспериментального образования. 2014. № S6. С. 57-58.

Код для цитирования: Скопировать