Демографический энциклопедический словарь
Статьи на букву "К" (часть 4, "КОЭ"-"КШИ")

Статьи на букву "К" (часть 4, "КОЭ"-"КШИ")

КОЭФФИЦИЕНТ ПРИРOСТА НАСЕЛЕНИЯ

КОЭФФИЦИЕНТ ПРИРOСТА НАСЕЛЕНИЯ, отношение обшего прироста населения за определ. период времени (год, месяц и т. п.) к среднему нас. за тот же период. К. п. н. выражается в виде простого отношения двух чисел, а также, будучи умноженным на 100 или 1000, в процентах или промилле: может быть положительным, отрицательным и равным нулю (соотв., числ. нас. растёт, убывает или остаётся постоянной). К п. н. не следует смешивать с темпом прироста нас. (см. в ст. Показатели роста населения). Л. В. Коровина.

КОЭФФИЦИЕНТ ПРОГРЕСCИBНОСТИ РЕЖИМА ВОСПРОИЗВOДСТВА

КОЭФФИЦИЕНТ ПРОГРЕСCИBНОСТИ РЕЖИМА ВОСПРОИЗВOДСТВА, см. Истинный коэффициент.

КОЭФФИЦИЕНТ СЕМЕЙНОСТИ

КОЭФФИЦИЕНТ СЕМЕЙНОСТИ, число семей, не включая одиноких, приходящееся на 1000 чел. постоянного нас. Величина, обратная средней величине семьи; характеризует степень 'сгруппированности' людей в семье в нас. к.-л. страны или терр. Величина К. с. зависит от соотношения между числом членов семей и числом одиноких в нас. страны, а также от величины семьи и обычно колеблется от 200 до 400. В СССР К. с., по данным переписи 1959,- 242, переписи 1970 - 243, переписи 1979 - 253. Рост этого показателя отражает сокращение средней величины семьи. А. Г. Волков.

КОЭФФИЦИЕНТ СМЕРТНОСТИ

КОЭФФИЦИЕНТ СМЕРТНОСТИ табличный, в демографич. статистике показатель смертности, равный отношению числа умирающих таблицы смертности к табличному числу живущих в данном возрасте (интервале возраста). К. с. табличный, как правило, не включается в состав показателей таблиц смертности, но может быть определён па их основе для возраста от х до х + τ по формуле: τmx = τdx/τLx, где m - табличный К. с.; τdx - число умирающих; τLx - число живущих; τ - длина возрастного интервала. Практич. значение имеют формулы, устанавливающие связь табличного К. с. с вероятностью смерти qx, в случае τ = 1: mx = 2*qx/(2-qx); qx = 2*mx/(2+mx), или mx = - ln(1-qx); qx = 1 - e-mx Табличный К. с. аналогичен возрастному коэфф. смертности и обычно отождествляется с ним при расчёте таблиц смертности. При этом qx определяется на основе одной из приведённых выше формул. А. Я. Боярский, Е. М. Андреев.

КОЭФФИЦИЕНТЫ БРАЧНОСТИ

Статья большая, находится на отдельной странице.

КОЭФФИЦИЕНТЫ ВОСПРОИЗВOДСТВА НАСЕЛЕНИЯ

КОЭФФИЦИЕНТЫ ВОСПРОИЗВOДСТВА НАСЕЛЕНИЯ, показатели, дающие обобщённую количеств. оценку интенсивности процесса замещения поколений. Исчисляются, как правило, отдельно для женщин и для мужчин, но на практике последние почти не применяются ввиду отсутствия данных о возрастной рождаемости мужчин. Цель применения К. в. н.- дать представление о росте нас. независимо от возрастной структуры населения, изменяющейся под влиянием разл. факторов. К. в. н. могут определяться как для гипотетического поколения, так и для реального поколения. Наибольшее развитие получили К. в. н. для гипотетич. поколения, к-рые учитывают фактически наблюдавшиеся уровни демографич. процессов, приуроченные к к.-л. отрезку времени, и устанавливаются для конкретных совокупностей живущих как в терр. разрезе (страна, р-н, город и т. д.), так и в определ. социальных группах (рабочие, служащие, колхозники и т. д.). Для расчёта достаточно иметь статистич. информацию за неск. календарных лет, что делает эту схему особенно приемлемой для практич. расчётов. Простейшими К. в. н. являются индекс жизненности, показатели замещения У. Томпсона (США), Г. Ниббса (Австралия), Ф. Бургдёрфера, к-рые основываются на модели стационарного населения и общем коэффициенте рождаемости. Показатель замещения Томпсона - частное от деления отношения числа детей в возрасте до 5 лет к числ. нас. в возрасте 15-49 лет в реальном нас. на такое же отношение в соответств. стационарном нас.; может быть рассчитан для каждого пола. Показатель замещения Ниббса - произведение общего коэфф. рождаемости на ср. продолжительность предстоящей жизни для новорожденных. Показатель замещения Бургдёрфера - разность коэфф. рождаемости и смертности, стандартизованных по возрастному составу стационарного нас. Показатели замещения - несовершенные характеристики, применение нек-рых из них может быть вызвано только скудостью статистич. информации, В основном же они вытеснены брутто-коэффициентом воспроизводства населения и нетто-коэффициентом воспроизводства населения. Простота расчёта и интерпретации этих показателей способствовали тому, что они стали осн. мерами интенсивности воспроизводства населения. В 1941 франц. демограф П. Депуа на основе таблиц смертности и показателей рождаемости для реальных поколений впервые вычислил коэфф. воспроиз-ва для реальных поколений, к-рые чётко отразили тенденции режима воспроизводства населения Франции на протяжении 100-летнего периода демографич. развития. Расчёт К. в. н для реального поколения предполагает использование совершенной статистики естеств. движения нас., к-рая даже в большинстве экономически развитых стран была налажена лишь с нач. 20 в. Франц. учёный Л. Анри предложил (1965) исчислять т. н. показатель воспроиз-ва прожитых лет исходя из того, что нетто-коэфф. воспроиз-ва отражает лишь возобновление начальной числ. нас., но не учитывает того, что в условиях быстро снижающейся смертности увеличивается суммарное время, прожитое каждым последующим поколением. В показателе воспроиз-ва прожитых лет нетто-коэфф. воспроиз-ва материнского поколения скорректирован с помощью индекса ср. продолжительности жизни дочерей. Rv(t) = e0(t + T)/e0(t)*R0(t), где t - момент рождения материнского поколения; e0(t) - ср. продолжительность жизни материнского поколения; e0(t + T) - усреднённая ср. продолжительность жизни дочерей, момент рождения к-рых отстоит от материнского на величину (Т), равную ср. длине поколения; R0 - нетто-коэфф. воспроиз-ва материнского поколения. Описанные К. в. н. учитывают в качестве осн. переменной возраст матери; однако в демографич. анализе были попытки построения показателей воспроиз-ва, включающих другие переменные, напр. длительность брака [К. Джини (Италия), П. Кармел (Великобритания), Ж. Буржуа-Пиша (Франция)], число рождённых детей (Л. Анри), число предшествующих рождений и интервал между рождениями и др. Барши Д., Теис Э., Расчеты воспроизводства населения на основе показателей замещения поколений и модели стабильного населения, пер. с венг., в кн.: Методы демографических исследований, М., 1969; Пирожков С., О показателях воспроизводства населения, в кн.: Население и экономика, М., 1973; Боярский А. Я., Население и методы его изучения, М., 1975; Демографические модели. Сб. ст., М., 1977. С. И. Пирожков.

КОЭФФИЦИЕНТЫ ДЕМОГРАФИЧЕСКИЕ

Статья большая, находится на отдельной странице.

КОЭФФИЦИЕНТЫ МИГРАЦИИ

КОЭФФИЦИЕНТЫ МИГРАЦИИ, расчетные относит, показатели, применяемые при анализе миграции населения. К. м основаны на сопоставлении абс. показателей миграции (прибытий, выбытий, чистой миграции и валовой миграции) с нас., подвергающимся миграции за определ. срок. В общем виде К. м. - число мигрантов или число миграций (М), соотнесённое со ср. нас. территории с учётом или без учёта миграции: (P) : K = M/P*c, где с - константа, равная 1000 (промилле) или 100 (процент). К общим К. м относятся: коэфф. интенсивности выбытий - частное от деления всех выбывших (выбытий) (Mi) к нас.: (P) : K = Mi/P *c коэфф. интенсивности прибытий - отношение числ. прибывших мигрантов (Mi) к нас. терр.: (P) : Knp = Mj/P *c; коэфф. интенсивности миграц. оборота - отношение валовой миграции к нас. терр.: Ko = (M + Mj)/P *c коэфф. интенсивности чистой миграции (характеристика результативности миграции) - отношение чистой миграции к числ. нас. терр.: Kp = (MiMj)/P *c. В спец. (частных) К. м анализируются только мигранты с интересующими характеристиками (M) (пол, возраст, профессия и т. д.). Базой сравнения служит числ. нас. с этими же характеристиками (Р). Напр., спец. коэфф. возрастной подвижности Кп равен частному от деления числ. мигрантов данного возраста М на число лиц этого же возраста в нас. P : Kп = M/P * c. Межрайонные К. м используются с целью исключения как миграц. возможностей р-на выхода мигрантов, зависящих от числ. нас. р-на выхода, так и от миграц. ёмкости р-на вселения, определяемой числ. его нас. К ним относятся: коэфф. интенсивности миграц. связей: R = Mij /(Pi * Pj) * P * c, где Мij - миграционный поток из i-го р-на выхода в j-й р-н вселения (ср. значение R = 1); модернизированный коэфф. интенсивности межрайонных связей Rч, основанный на определении чистой миграции между р-нами: Rч = (Mij - Mji)/(Pi * Pj) * P * c, где Pi и Pj - числ. нас. i-го и j-го р-нов, Р - всё нас.; коэфф. предпочтительности Rпр (мера предпочтения терр. мигрантами из i-го р-на выхода j-му р-ну вселения): Rпр = (Mij * P)/(Pi * Pj) * P/M * c Мерой эффективности межрайонного обмена является коэфф. эффективности миграции Кэ = (Mj - Mi)/(Mi + Mj) * c. Для анализа внутрирайонной миграции используется коэфф. перераспределения Т = /Р, где Р - числ. нас. района. Числитель представляет сумму абс. значений чистой миграции между n подрайонами данного р-на (i = 1, 2,.., n). Величина Т характеризует роль миграции в перераспределении нас. и зависит от числ. подрайонов n. Возможно использование и др К. м. (напр., отношения валовой или чистой миграции к естеств. приросту нас. и т. п.). Рыбаковский Л. Л., Региональный анализ миграций, М., 1973; Курс демографии, 2 изд., М., 1974; Переведенцев В. И., Методы изучения миграции населения, М., 1975; Венецкий И. Г., Статистические методы в демографии, М., 1977. В. И. Мукочель.

КОЭФФИЦИЕНТЫ РАЗВОДИМОСТИ

Статья большая, находится на отдельной странице.

КОЭФФИЦИЕНТЫ РОЖДАЕМОСТИ

Статья большая, находится на отдельной странице.

КОЭФФИЦИЕНТЫ СМЕРТНОСТИ

КОЭФФИЦИЕНТЫ СМЕРТНОСТИ, показатели демографич. статистики, измеряющие уровень смертности нас. вне зависимости от его числ. Абсолютные данные о числе умерших не могут дать полного представления об интенсивности и динамике процесса смертности, эти данные также невозможно сравнивать по отд. странам и регионам за разл. периоды. К. с. в известной мере лишены указанных недостатков. В демографии используются разл. рода К. с. (см. Коэффициенты демографические). Наиболее распространённым показателем является общий коэфф. смертности (m), исчисляемый как отношение общего числа умерших в течение нек-poro периода (М) к средней числ. нас. (Р), как правило, выраженный в промилле (o/оо): m =1/T * (M/P) * 1000, где Т - длина периода в годах. Динамика этого коэфф. за ряд лет позволяет судить об изменении общего уровня смертности. Динамика общего К. с. зависит от изменений возрастной и половой структуры нас. Так, рост этого показателя может быть связан с процессом старения нас., а также со сдвигами в уровнях смертности по полу и возрасту. Если ограничиваться в анализе уровня смертности лишь общим К. с., то можно впасть в ошибку и сделать неверные выводы. Более точные выводы позволяет сделать анализ К. с. по полу и возрасту. Возрастные коэфф. смертности (mx,x + τ - 1) измеряют уровень смертности по отд. возрастным (1-летним, 5-летним и др.) группам. Исчисляются они как отношение абс. числа умерших в данной возрастной группе (Mx,x + τ) за период Т (обычно 1 или 2 года) к средней её числ. (Px,x + τ), выраженное в промилле (o/оо): mx,x+τ-1 = 1/T * Mx,x+τ/Px,x+τ *1000. Возрастной К. с. по методу расчёта аналогичен табличному и используется при построении таблиц смертности. Анализ возрастных К. с. позволяет выявить различия в уровне смертности по отд. возрастным группам. Поэтому при исследовании смертности необходимо прежде всего изучить динамику возрастных К. с. и только затем устанавливать обусловленность уровня смертности иными факторами. Особое значение имеет расчёт показателя смертности детей в возрасте до 1 года - коэффициента младенческой смертности. Чем больше в нас. детей до 1 года, тем выше (при прочих равных условиях) общий К. с., т. к. смертность в младенч. возрасте существенно превышает уровень смертности в др. возрастах, кроме самых старших. Чтобы устранить влияние младенч. смертности на общий уровень смертности, рассчитывают коэфф. смертности нас. старше 1 года: m1+ = M1+/P1+, где m1+ - К. с. нас. старше 1 года: M1+ - число умерших в возрасте от 1 года и старше, P1+ - среднегодовая числ. нас. от 1 года и старше, к-рая вычисляется как разность ср. нас. и ср.-год. числ. детей до 1 года. Этот показатель можно получить также на основе коэфф. рождаемости (n), смертности (m) и младенч. смертности (m0): m1+ = (m - nm0)/(1 - n(1 - km0)) , где k - множитель, показывающий, какая часть младенч. смертности обусловлена смертями детей, родившихся в данном календарном году. Среди нас. старше 1 года довольно высока смертность детей в возрасте 1-2 лет. Если в нас. преобладают дети и старики, то общие К. с. и К. с. нас. старше 1 года могут быть высокими. Для устранения влияния возрастной структуры на величины общих коэфф. смертности вычисляют стандартизованные коэфф. смертности путём применения разл. методов стандартизации (см. Стандартизация демографических коэффициентов). При сравнении уровней смертности разл. групп нас. или нас. отд. стран применение стандартизованных К. с. даёт наиболее достоверные результаты. При анализе смертности важное значение имеют коэфф. смертности по причинам смерти, к-рые вычисляются для отд. групп причин смерти (обычно по отд. возрастам). Новосельский С. А., Смертность и продолжительность жизни в России, П., 1916; Мерков А. М., Демографическая статистика, 2 изд., М., 1965; Воспроизводство населения СССР, М., 1983; Народонаселение стран мира, 3 изд., М., 1984. Г. Ш. Бахметова.

КРАТКИЕ ТАБЛИЦЫ СМЕРТНОСТИ

КРАТКИЕ ТАБЛИЦЫ СМЕРТНОСТИ, таблицы смертности, рассчитанные для 5-летних или (реже) 10-летних интервалов возраста. В отличие от полных таблиц смертности для расчёта К. т. с. используются данные о числе умерших и живущих не по 1-летним, а по 5-летним или даже 10-летним интервалам возраста. На основе К. т. с. можно путём интерполяции одного из её показателей получить таблицу смертности по 1-летним интервалам. При значит. аккумуляции возрастной и др. дефектах исходных данных это может оказаться предпочтительнее, чем прямое получение полных таблиц смертности на основе данных по 1-летним интервалам возраста. К. т. с. не следует смешивать с часто встречающимися сокращёнными публикациями полных таблиц, в к-рых приводятся показатели для 'круглых' возрастов, напр. кратных пяти. А. Я. Боярский.

КРИВЫЕ БРАЧНОСТИ

КРИВЫЕ БРАЧНОСТИ, графич. изображение частоты браков в поколении. Для характеристики процесса вступления в первый брак чаще всего рассматривается вероятность вступления в брак в течение определ. интервала времени (обычно года) как функция возраста (см. Таблицы брачности). Эта кривая (см. рис. 1) обычно одновершинная. с левосторонней асимметрией, её значения равны 0 для возрастов моложе 13-14 лет, макс. значение, достигающее 0,30-0,35, находится в интервале 20-30 лет; после 35-40 лет кривая - вогнутая и монотонно убывает до 60-65 лет, где значения приближаются к 0. Кривая для мужчин обычно смещена вправо по сравнению с кривой для женщин. Для поколений, переживших войну, К. б. отражает резкое снижение брачности в период войны и послевоенный компенсаторный подъём (см. рис. 1 для поколения 1913-17). Рис. 1. Вероятность вступления в первый брак как функция возраста Кривая возрастных вероятностей вступления в первый брак может нести на себе следы случайных колебаний чисел событий (при малом числе наблюдений) или искажений, вызванных неправильной регистрацией возраста (см. Аккумуляция возрастная). Поэтому необходимо выравнивание, особенно на участках для старших возрастов. Для аппроксимации всей кривой единой аналитич. формулы нет. Обычно отд. участки выравнивают разными кривыми. В частности, для правой части кривой (после максимума) хорошие результаты даёт выравнивание логарифма функции параболой 2-го и 3-го порядка. Рис. 2. Вероятность вступления в брак для вдов и вдовцов как функция возраста. Италия. 1960-62 В качестве характеристик процесса вступления в повторный брак рассматривается вероятность вступления в повторный брак как функция возраста (см. рис. 2) или интервала после прекращения предыдущего брака (см. рис. 3). Эти кривые изучены хуже, однако известно, что обычно они также одномодальны и имеют левостороннюю асимметрию. Кривые для мужчин имеют существенно большие значения, чем для женщин. Общепринятых методов выравнивания этих кривых нет. Рис. 3. Вероятность вступления в повторный брак для женщин в зависимости от интервала, прошедшего после прекращения первого брака. СССР. 1975-1978 (выборочные данные) Л. Е. Дарский

КРИВЫЕ РОЖДАЕМОСТИ

Статья большая, находится на отдельной странице.

КРИЖАНИЧ

КРИЖАНИЧ (Krizanic) Юрий (ок. 1618-83), хорватский мыслитель. Изучал богословие в Загребе, Болонье, Риме. В качестве католич. священника-миссионера впервые посетил Россию в 1647. В 1659 в Москве по неизвестной причине был арестован и сослан в Тобольск. В 1676 получил разрешение покинуть Россию. В своём гл. произведении 'Политичны думы' (опубл. не полностью) К. касается ряда положений, связанных с развитием пародонас. Применительно к России он считал, что малочисленное нас. в условиях высокой смертности могло бы обеспечить свой рост в геометрич. прогрессии в том случае, если бы каждая супружеская пара вырастила четверых детей. К. полагал, что рациональная торговля (запрет импорта предметов роскоши, оружия и т. д.), а также подъём ремёсел содействуют приросту нас. Считал политич. тиранию, крепостное право тормозом для увеличения народонас. В целом эти взгляды К. отразили постепенно зарождавшийся в 16-17 вв. интерес к проблематике народонас. в рус. пер.: Политика, М., 1965. Мордухович Л., Первый трактат о народонаселении в России, 'Научные доклады высшей школы. Экономические науки', 1962, № 3. А. Л. Перковский.

КРИЗИС ДЕМОГРАФИЧЕСКИЙ

КРИЗИС ДЕМОГРАФИЧЕСКИЙ, глубокое нарушение воспроиз-ва нас., угрожающее существованию самого нас. На протяжении всей демографической истории человечества вплоть до кон. 18 в. причинами К. д. были частые голодовки, эпидемии и войны; обусловленные ими резкие подъёмы смертности приводили к сокращению числ. нас. нек-рых стран и регионов мира, а иногда к полному обезлюдению отд. терр. Исторический процесс изменения репродуктивного поведения в нек-рых промышленно развитых странах обнаруживает тенденцию к падению уровня рождаемости ниже необходимого для простого воспроизводства населения, что составляет существо совр. К. д.

КРИМИНОЛOГИЯ

КРИМИНОЛOГИЯ (от лат. crimen, род. падеж criminis - преступление и греч. logos - слово, учение) (демографический аспект). К. как наука о преступности, её причинах, личности преступника и т. д. изучает обширный комплекс социальных явлений и процессов, определяющих целенаправленность и содержание мер борьбы с преступностью, в т. ч. и процессы, влияющие на распространённость, структуру, тенденции преступности. Совокупность демографич. знаний, используемых для решения теоретич. и прикладных задач изучения преступности и борьбы с нею, именуется социально-демографич. К. Эта отрасль К. исследует влияние на преступность и на условия борьбы с ней числ. и плотности нас., его половой и возрастной структур, распределения нас. по типам поселений и длительности проживания, по социально-проф. гpyппaм и типам трудовых (учебных) коллективов, по семейному положению и типам семьи. В относительно самостоят. группы выделяются демографич. закономерности и тенденции распределения нас. по уровню доходов, жил. условиям, образовательному и культурному уровню, особо выделяются и изучаются экстремальные демографич. ситуации. Демографич. аспекты К. включаются в комплексную характеристику причинной обусловленности преступности и борьбы с ней. При этом особое внимание уделяется исследованию числ. и изменений слоя маргинальных, т. е. склонных к правонарушающему поведению лиц (пьяниц, наркоманов, бродяг и иных тунеядцев, бытовых нарушителей и т. п.), др. категорий нас., требующих интенсивного контроля (судимых, лиц со сниженным интеллектуальным развитием, с психич. расстройствами и т. п.). Возрастные границы понятия 'преступник', а также их группировка по возрасту определяются с учётом показателей и характеристик, принятых в демографической науке, хотя в интересах планирования борьбы с преступностью ряд показателей распределения населения более детализирован, чем это обычно принято в демографии. Криминологи отмечают, что влияние демографич. процессов и явлений отчётливо прослеживается, напр., в терр. различиях уровня преступности: специфика объёма и интенсивности миграц. процессов и др. изменений структурных характеристик нас. может обусловить относительно устойчивое различие в показателях преступности в 1,5-2 раза. Корреляц. зависимость между демографич. процессами и тенденциями преступности обеспечивает достаточно точный криминологич. прогноз на 3-5 лет. Однако эта зависимость не является 'автоматической': увеличение или уменьшение в структуре нас. доли контингентов, отличающихся повышенным уровнем преступности, создаёт лишь возможность соответств. изменений в тенденциях преступности. Поскольку между демографич. процессами и их влиянием на преступность существует не менее двух-трёх опосредствующих звеньев (изменения в условиях жизнедеятельности, воспитания, социального контроля, в ценностных ориентациях и т. п.), правоохранит. система социалистич. общества имеет достаточные возможности для ослабления или нейтрализации отрицат. последствий нек-рых явлений демографич. плана и, наоборот, для использования их позитивных сторон. Г. М. Миньковский.

'КРИТИКА ГOТСКОЙ ПРОГРАММЫ'

Статья большая, находится на отдельной странице.

КРИТИЧЕСКИЙ МОМЕНТ ПЕРЕПИСИ НАСЕЛЕНИЯ

КРИТИЧЕСКИЙ МОМЕНТ ПЕРЕПИСИ НАСЕЛЕНИЯ, момент счёта нас., точный момент времени, единый для всей страны, к к-рому приурочиваются собираемые при переписи нас. сведения. Установление К. м. п. н. позволяет получить как бы моментальную фотографию нас., к-рое непрерывно изменяется. Люди рождаются, умирают, вступают в брак, разводятся, стареют, меняют своё социальное положение, переезжают из одного места в другое. К вечеру каждого дня нас. уже не то, что было утром. Т. о., К. м п. н. имеет значение даже при однодневной переписи нас., и тем более, если перепись проводится в течение неск. дней, что при совр. переписях бывает гораздо чаше. В течение всех дней проведения переписи в переписные листы записываются сведения о каждом жителе страны по их состоянию на К. м. п. н. Обычно К. м п. н. устанавливается на полночь накануне первого дня переписи. Это объясняется тем, что перепись проводится по месту жительства людей и большинство их в ночное время находится в жилых помещениях. Установление К. м п. н. помогает точнее учесть числ. наличного населения, уменьшить возможность пропусков и двойного счёта людей. Родившиеся после К. м. п. н. не учитываются переписью. Напротив, умершие после К. м п. н. записываются в переписные листы, т. к. на этот момент они были живы. Необходимость установления К. м. п. н. была осознана не сразу. Первые переписи нас. проводились подолгу и сведения собирались по их состоянию на момент опроса, без связи с к.-л. единой датой. Лишь к сер. 19 в. сложилось понимание необходимости установления К. м. п. н. Лондонский междунар. статистич. конгресс (1860) рекомендовал всем странам приурочивать собираемые при переписи сведения не только к одному дню, но и часу. В 80-х гг. 20 в. большинство переписей в мире проводится с установлением К. м. п. н. Лишь в отдельных странах (США, Финляндия) устанавливается дата переписи в виде определ. дня, без К. м. п. н. При первой всеобщей переписи нас. России 1897 не было строго обозначенного К. м. п. н. Сведения собирались по их состоянию 'ранним утром' 9 февраля. В первой сов. переписи нас. 1920 и в гор. переписи 1923 К. м. п. п. был установлен на 9 ч утра. Во всех последующих Всесоюзных переписях нас. (1926, 1937, 1939, 1959, 1970, 1979) К. м. п. н. устанавливался на полночь накануне первого дня переписи (см. также Дата переписи населения. В. А. Борисов.

КРОВНОРOДСТВЕННЫЙ БРАК

КРОВНОРOДСТВЕННЫЙ БРАК, брак между людьми, связанными кровным родством по отцовской или материнской линии; брак между самыми близкими родственниками (напр., родными братьями и сестрами) считается кровосмешением (см. Инцест). Наиболее типичными для первобытной эпохи были кузенные браки - между двоюродными братьями и сестрами, входившими в отцовский и материнский род. В классовых формациях К. б. постепенно вытесняется др. формами брака с преодолением замкнутости жизни соседской общины, ликвидацией брачных сословных ограничений и др.; К. б. сохраняется в сравнительно небольших популяциях (см. Изоляты). Отрицат. последствия К. б. - распространение наследств. болезней, поэтому они осуждаются обществ. мнением ряда стран, а в нек-рых странах законодательно запрещены. В. И. Козлов.

КРУПСКАЯ

КРУПСКАЯ Надежда Константиновна (1869-1939), сов. гос. и парт. деятель, д-р пед. наук (1936), почётный член АН СССР (1931). Чл. КПСС с 1898. Как теоретик-педагог К. сыграла большую роль в развитии марксистской пед. науки, строительстве сов. школы. К. первой начала разработку проблем политехнич. образования как неотъемлемой части общего образования и коммунистич. воспитания, принимала непосредств. участие в создании системы нар. образования, в т. ч. образования взрослых, а также системы политич. просвещения. К. - выдающийся деятель жен. движения. Она способствовала организации просвещения сов. женщин, вовлечению их в социалистич. строительство. К. придавала большое значение перестройке быта в соответствии с новой ролью женщины в произ-ве и обществе, считала необходимым создание дошкольных учреждений, к-рые, по мнению К., в социалистич. гос-ве являются первой ступенью коммунистич. воспитания, важной формой помощи семье, одним из средств фактич. раскрепощения трудящихся женщин. Она доказывала, что обществ. труд женщин в условиях социализма не разрушает семейную жизнь, а дает ей крепкую основу, умение смотреть на интересы семьи как на интересы первичной ячейки общества, обогащает жизнь супругов и содействует правильному воспитанию детей. В 1969 учреждена премия ЮНЕСКО за достижения в области ликвидации неграмотности и распространения грамотности им. Н. К. Крупской. Сочинения, т. 1-4, М.- Л., 1930-34; Педагогические сочинения, т. 1-11, М., 1957-63; Педагогические сочинения, т. 1-6, М., 1978-80; Женщина в стране социализма, М., 1938. Воспоминания о Надежде Константиновне Крупской, М., 1979; Н. К. Крупская. Библиография трудов и литературы о жизни и деятельности, кн. 1-2, М., 1969-73; Надежда Константиновна Крупская. Биография, М., 1978. Н. В. Зверева.

КУБА

Статья большая, находится на отдельной странице.

КУВЕЙТ

КУВЕЙТ, Государство Кувейт (Даулят аль-Кувейт), гoc-во в Зап. Азии, на С.-В. Аравийского п-ова. Пл. 20,2 т. км2 (включая с 1966 часть быв. нейтральной зоны). Нас. 1,67 млн. ч. (1983). Столица - Эль-Кувейт (ок. 1025 т. ж., с пригородами, 1982). До провозглашения независимости в 1961 К. - протекторат Великобритании. Основа экономики - нефт. пром-сть. Коренных жителей - арабов К. 0,6 млн. ч., остальные - выходцы из др. араб. стран, Ирана, стран Юж. Азии. Офиц. яз.- арабский. Подавляющее большинство верующих - мусульмане (св. 93%, в т. ч. 70% - сунниты, 30% - шииты). Переписи нас. проводятся с 1957, всего было 6 переписей, последняя состоялась в 1980. Текущий учёт демографич. событий неполный. Особенности экон. развития К. обусловили быстрый рост нас., особенно после начала добычи нефти: за 1957-82 нас. возросло в 7,5 раза. Ср.-год. темпы общего прироста нас. в 1960-70 - 9,7%, в 1970-82 - 6,5%. В возрастной структуре нас. в 1980 доля лиц 0-14 лет - 16%, 15-64 лет - 70%, 65 лет и старше - 12%. Доля женщин - 50,4% (среди кувейтцев), 37,3% (среди иммигрантов) (1980) (см. рис.) Интенсивность отд. демографич. процессов (1979, o/оо): рождаемость - 37,5, (в 1969-78 снизилась с 55,7 до 47,6 - для кувейтцев, с 47,3 до 33,5 - для иммигрантов), спец. коэфф. рождаемости- 207,7, смертность - 3,9 (среди кувейтцев - 3,0, среди иммигрантов - 4,3), младенч. смертность - 32,5 (среди кувейтцев), 44,3 (среди иммигрантов), естеств. прирост - 33,6. Брачность выросла за 1970-79 с 3,8o/оо до 5,9o/оо. Увеличивается миним. возраст вступления в брак (в городах 15-19 лет среди женщин и 20 лет среди мужчин). Св. 50% семей насчитывают более 6 чел. Разводимость- 1,3o/оо (1979). Ср. продолжительность жизни мужчин - 66,4 года, женщин - 71,5 года (1970). Возрастно-половая пирамида населения Кувейта. 1975 Ср. плотность нас.- 82 чел. на 1 км2 (1983). Осн. масса нас. (ок. 90%) сосредоточена на 3., на В. плотность менее 1 чел. на 1 км2. Гор. нас. - ок. 88,3% (1980). Кочевого нас.- ок. 20 т. ч. Иммиграция из араб, стран, а также из Ирана, Пакистана, Индии, стран Вост. Африки. Иммигранты имеют право на временное жительство. Правительство К. приняло ряд законов, ограничивающих приток иммигрантов и их права. Натурализация, особенно для лиц неарабского происхождения, затруднена. Экономически активного нас. - св. 33% всего нас. (1975), из них 2/3 иммигранты. Безработица - 2-4% экономически активного нас.; в то же время ощущается нехватка квалифицир. специалистов. Ок. 36% взрослого нас. неграмотно (1975). Обучение раздельное. Система народного образования включает 4-летние нач. школы, неполные ср. (4 года), полные ср. (4 года) школы. Нац. ун-т в Эль-Кувейте (с 1966). Ок. 3 тыс. студентов учатся за рубежом. Число больничных коек на 1000 чел. составляло 4,3 (1975), 1 врач приходился на 590 чел. (1980). Социальное обеспечение предусматривает выплату пенсий по старости мужчинам и женщинам с 50 лет, по инвалидности (только при полной утрате трудоспособности) и по случаю потери кормильца. Работающие женщины имеют право на отпуск по беременности и родам с выплатой пособия. Страховые взносы трудящихся - 5% заработной платы. По прогнозу ООН (1980, ср. вариант), числ. нас. к 2000 году - 2,9 млн. ч. Бодянский В. Л., Современный Кувейт. (Справочник), М., 1971; Kuwait Beirut, 1980. Н. А. Карпов.

КУВШИННИКОВ

КУВШИННИКОВ Пётр Афанасьевич (1889-1954), сов. санитарный статистик, действит. чл. АМН СССР (1945). Окончил Моск. ун-т (1914). Работал в адм. и науч. органах сов. здравоохранения. Принимал активное участие в организац.-методич. работе по созданию статистич. аппарата центр. и местных органов сов. здравоохранения, разработке системы мед. учёта и отчётности, а также статистики заболеваемости. Под руководством К. был выполнен ряд работ по демографич. статистике, статистике заболеваемости и физич. развитию. Социальные болезни в Московской губернии, М., 1926 (совм . с П. И. Куркиным); Заболеваемость московских промышленных рабочих в 1925 - 27 гг., в кн.: Заболеваемость застрахованных в промышленности г. Москвы и Московской области 1925 - 1928 гг., М., 1929. Т. К. Смолина.

КУЗEННЫЙ БРАК

КУЗEННЫЙ БРАК, см. в ст. Кровнородственный брак.

КУЗАКОВ

КУЗАКОВ Кузьма Григорьевич (1924- 1980), сов. экономист и этнограф, канд. экон. наук (1955). Окончил ф-т народов Севера ЛГУ (1952). Вёл науч. деятельность в Ленинграде, Москве и на Камчатке. Работы К., посвящённые изучению экономики и культуры народностей Севера, имеют важное значение для изучения нас. этого региона, развития региональной демографии. Корякский национальный округ. (Очерки географии, истории, этнографии, экономики), М., 1960 (совм. с И. С. Гурвичем); Национальные округа Крайнего Севера СССР, М., 1964; Ожившая тундра. Социализм и судьбы народов Севера и Дальнего Востока, [Владивосток, 1973]; Динамика численности малых народностей Севера Камчатки, в сб.: Вопросы географии Камчатки, в. 7, 1977. С. М. Навасардов.

КУЗОВЛЁВ

КУЗОВЛЁВ Павел Матвеевич (1907- 1976), сов. демограф. Чл. КПСС с 1925. Окончил Пермский гос. ун-т (1930). В 1963-76 старший науч. сотрудник Ин-та экономики УНЦ АН СССР. В трудах К., сыгравших важную роль в развитии региональной демографии, обобщён обширный материал о нас. Урала, выявлены источники формирования и закономерности развития нас. этого региона. значит. внимание К. уделял также вопросам демографич. прогнозирования. Население Урала, в сб.: Использование трудовых ресурсов, Свердловск, 1968 (совм. с Г. Н. Вагиной); Прогнозирование численности населения, в кн.: Проблемы повышения эффективности использования трудовых ресурсов, М., 1973; К истории формирования населения Урала, в сб.: Проблемы формирования и развития населения Урала, Свердловск, 1977. Г. Н. Вагина.

КУРКИН

КУРКИН Пётр Иванович (1858-1934), один из организаторов рус. санитарной статистики, проф. (1926), засл. деят. науки РСФСР (1928). В 1882 окончил естественно-математич. ф-т Петерб. ун-та, в 1886 - мед. ф-т Моск. ун-та. В 1896 возглавил санитарно-статистич. отделение Моск. губернского земства. В 1919-20 - пред. объединённой Санитарной статистич. комиссии Нарком-здрава РСФСР и Центр. статистич. управления. Работы К. положили начало монографич. семейным обследованиям в сов. демографии, под его руководством составлены первые правила мед. регистрации и отчётности (1924) и классификации причин смерти и болезней (1924-29). Диапазон исследований К. охватывал мн. разделы санитарной статистики: методич. вопросы санитарно-статистич. изучения естеств. движения нас., детской смертности, заболеваемости и физич. развития. Кроме этого, К. провёл большое число исследований санитарного состояния нас. дореволюц. России, СССР в первые годы его существования и зарубежных стран. Очерк генеалогической статистики. Род граждан Простовых, 'Социальная гигиена', 1928, № 2-3; Вопросы санитарной статистики, М., 1962. С. И. Пирожков.

КУРМАН

КУРМАН Михаил Вениаминович (1905- 1980), сов. демограф, канд. экон. наук (1966). Чл. КПСС с 1956. Окончил ЛГУ (1928). Работал в Ленингр. статистич. управлении (1927-32), с 1932 - в ЦСУ СССР. Занимался изучением демографич. процессов в крупных городах (на примере Харькова), а также в целом по СССР; анализом маятниковой миграции, трудовых ресурсов, разл. сторонами методики учёта нас. Применил к изучению текучести кадров метод демографич. таблиц и др. приёмы демографич. анализа, построил таблицу интенсивности выбытия рабочих в зависимости от стажа работы на предприятии. К методологии планирования населения на вторую пятилетку, Л., 1932 (совм. с И. Я. Цейтлиным, Е. П. Соколовой); Учёт и статистика населения в районе, 2 изд., М., 1935 (совм. с А. Шевелевым); Население большого социалистического города, М., 1965 (совм. с И. В. Лебединским); Движение рабочих кадров промышленного предприятия, М., 1971; Актуальные вопросы демографии, М., 1976. Памяти М. В. Курмана, в кн.: Статистика и информационное обеспечение планирования, М., 1982. А. Л. Перковский.

КУРСЫ ООН ДЛЯ СПЕЦИАЛИСТОВ ПО ДЕМОГРАФИИ ИЗ РАЗВИВАЮЩИХСЯ СТРАН

КУРСЫ ООН ДЛЯ СПЕЦИАЛИСТОВ ПО ДЕМОГРАФИИ ИЗ РАЗВИВАЮЩИХСЯ СТРАН при МГУ им. М. В.Ломоносова (Interregional Demographic Training and Research Programme in Population and Development Planning), междунар. учебио-науч. учреждение, работающее на базе Центра по изучению проблем народонас. экон. ф-та. Созд. в 1975 в целях повышения квалификации специалистов и работников гос. аппарата из развивающихся стран в области народопас. и планирования развития. Для чтения лекций приглашаются ведущие учёные вузов и н.-и. ин-тов СССР, учёные из др. стран, сотрудники междунар. орг-ций системы ООН. В программу обучения включены темы: 'Теория и политика народонас.', 'Народонас. и планирование развития', 'Демографич. аспекты занятости', 'Методы изучения воспроиз-ва нас.', 'Концепции развития народонас.', 'Социально-демографич. прогнозирование', 'Проблемы народонас. и экон. развития в развивающихся странах'. Занятия ведутся на англ. яз. и завершаются учебно-ознакомит. практикой в одной из сов. союзных республик. Срок обучения - 3 мес.; в среднем ежегодно обучается неск. десятков человек. Курсы финансируются совместно пр-вом СССР и Фондом ООН для деятельности в области народонаселения. Е. С. Баженова.

КУЧИНСКИЙ

КУЧИНСКИЙ (Kuczynski) Роберт Рене (1876-1947), нем. демограф, экономист и статистик, проф. (1932). Как антифашист эмигрировал в нач. 30-х гг. в Лондон, где получил впервые в истории англ, науки звание проф. демографии (1932). К. внёс большой вклад в изучение народонас. и демографич. статистики. В 1914 впервые высказал мысль, что для обобщённой оценки режима воспроиз-ва нас. недостаточно оперировать нетто-коэфф., разработанным его учителем Р. Беком. Предложил новый расчётный показатель - брутто-коэфф. воспроиз-ва нас. (обоснование, методика расчётов, применение и оценка этого показателя были осуществлены в 1926- 1932). К. были применены и др. методики, что способствовало повышению эффективности демографич. исследований. The Balance of Births and Deaths, v. 1 - Western and Northern Europe, N. Y., 1928, v. 2- Eastern and Southern Europe, Wash, 1931; Fertility and Reproduction. Methods of Measuring the Balance of Births and Deaths, N. Y., 1932; The Cameroons and Togoland A Demographic Study, L., 1939; Demographic Survey of the British Colonial Empire, v. 1 - 3, Oxf., 1948 - 53. Kuczynski J, Rene Kuczynski. Ein fortschrittlicher Wissenschaftler in der ersten Halfte des 20. Jahrhunderts, В., 1957. Ю. Э. Бурнашев.

КУЧИНСКОГО КОЭФФИЦИЕНТ

КУЧИНСКОГО КОЭФФИЦИЕНТ, см. Нетто-коэффициент воспроизводства населения.

КШИВИЦКИЙ

КШИВИЦКИЙ, Крживицкий (Krzywicki) Людвиг (1859-1941), польск. антрополог и статистик, публицист, один из первых пропагандистов идей науч. социализма. В 1878-84 учился в Варшавском ун-те. С 1918 проф. этого ун-та, одновременно работал в Гл. статистич. управлении Польши, в 1921-39 руководил Ин-том нар. х-ва. Уделяя значит. внимание материалистич. изучению истории первобытного общества, разрабатывал нек-рые вопросы палеодемографии; опубликовал исследование 'Первобытное общество и его демографич. статистика' (на англ. яз., Лондон, 1934). Dziela, t. 1-6, Warsz., 1957-62. Малевич С. А., Вопросы исторического материализма в трудах Л. Крживицкого, Мн., 1971. Д. К. Шелестов.