Новая историческая демография имперской России (Ч. II): аналитический обзор современной литературы Текст научной статьи по специальности «История и археология»

Б.Н. Миронов

НОВАЯ ИСТОРИЧЕСКАЯ ДЕМОГРАФИЯ ИМПЕРСКОЙ РОССИИ (Ч. II): АНАЛИТИЧЕСКИЙ ОБЗОР СОВРЕМЕННОЙ ЛИТЕРАТУРЫ*

3. Изучение демографических процессов по данным метрических книг

и приходских списков

Получение надежных данных об уровне и динамике брачности, рождаемости и смертности населения - главная цель историко-демографического исследования. Только знание демографических процессов позволяет ответить на следующие вопросы: сколько и когда людей вступают в брак, как долго в нем состоят, сколько детей рожают женщины и сколько их доживает до зрелого возраста и старости, какова средняя продолжительность предстоящей жизни при рождении и в любом возрасте, как одно поколение замещается другим и, наконец, во что обходится обществу выращивание новых поколений, сколько сил и средств поглощает решение этой задачи. В настоящее время мы имеем представление по этим вопросам лишь в самом общем виде, гораздо лучше о пореформенном периоде, чем о дореформенном. На протяжении XVIII - начала XX в. среди православного населения России доминировал традиционный тип воспроизводства населения, с характерным для него высоким уровнем брачности (9— 10%о, вне брака оставались практически только инвалиды - около 3% мужчин и женщин бракоспособпого возраста), рождаемости (около 50%о) и смертности (35-40%о), с высокой долей детей и молодежи среди населения (см. табл. 12). С середины XIX в. наметились (с отставанием на столетие от наиболее передовых западноевропейских стран) признаки перехода к современной модели воспроизводства, которые в последней трети XIX - начале XX в. набирали силу: регулирование рождаемости, уменьшение числа лиц, вступающих в ранние браки, снижение смертности и т.п.92 Оценки средней продолжительности предстоящей жизни до 1897 г. единичны: в середине XIX в. в Ярославской губернии она составляла в городе у новорожденных мальчиков 23 года, у девочек - 26 лет, в деревне - соответственно 28 и 30 лет;93 у московских купцов - 37 лет,91 у крестьян четырех приходов Эстляндской губернии - 39-41 год.95

Рывок в изучении демографических процессов наметился в последние десять лет, благодаря начавшейся разработке первичных демографических источников в местных архивах. Введение в научный оборот новой информации со всей остротой поставило вопрос о ее точности, представительности и надежности. Хотя источниковедческие и методические вопросы были предметом специального изучения,96 они и в настоящий момент по-прежнему находятся на первом плане, поэтому на них будет сконцентрировано внимание.

* I часть статьи см.: Вестник С.-Петерб. ун-та, 2006. Вып. 4. © Б.Н. Миронов, 2007

За. Метрический учет в масштабах епархий и Европейской России. Источником сведений о демографических событиях являются метрические книги. Но записи о браках, рождениях и смертях могут заговорить во весь голос при наличии данных о численности населения, которое производит эти события. Поэтому метрические книги должны всегда рассматриваться вместе со списками прихожан, которые содержали исповедные ведомости. Ведение метрических книг и приходских списков (исповедных ведомостей) для лиц православного вероисповедания началось в первой четверти

XVIII в. С 1796 г. сводные ведомости по губерниям и России в целом, составлявшиеся и публиковавшиеся до 1867 г. Синодом, а затем вплоть до 1917 г. Центральным статистическим комитетом, постоянно используются историками и демографами. Источниковедческий анализ церковного учета населения на уровне епархий показал, что он уступал по точности ревизскому, но, несмотря на это, может быть использован в научном анализе.97 Считается, что метрические ведомости, относящиеся к периоду до 1866 г., содержат серьезные изъяны, а за 1867-1916 гг. являются более или менее надежными в той их части, которая касается 50 губерний Европейской России. Причина плохой репутации источника - их неполнота и неточность. По общему мнению, их неполнота обусловливалась тем, что приходские священники, составлявшие метрические книги, плохо или вовсе не учитывали детей, умерших до крещения или в первые месяцы жизни (так называемую перинатальную, неонатальную и постнеонатальную смертность), мертворожденных, незаконнорожденных детей, старообрядцев и сектантов, а также всех родившихся, умерших и вступивших в брак вне своего прихода.98 Неточность происходила еще и потому, что обработка сведений в приходе за год осуществлялась недостаточно доброкачественно, вследствие того что священники, перегруженные многочисленными обязанностями, рассматривали эту работу как излишнее бремя. Дальнейшее обобщение данных в губернских статистических комитетах также не было безупречным из-за малочисленного штата комитетов.99 Насколько справедлива эта критика?

Проверка точности метрических ведомостей возможна на основании внутренней критики источника, в этом случае на основе анализа достоверности той картины, которую дает метрический учет, а также путем сравнения естественного прироста населения по данным церковной статистики и ревизий. Дело в том, что отдельные демографические показатели находятся друг с другом в строгом соответствии: уровень брачности зависит от возраста вступления в брак; при условии правильного учета, родившихся мальчиков всегда больше, чем девочек, на определенную величину; смертность у мужчин выше, чем у женщин; число браков и родившихся находится в определенном соотношении и т.д. Показатели естественного прироста населения на основе метрических сведений должны примерно совпадать с данными ревизского учета, который считается достаточно точным. Говоря более конкретно:

1) Вследствие повышения фактического и допускаемого законом минимального брачного возраста брачность должна была с начала XVIII в. и до середины XIX в. понижаться и поэтому не могла превышать уровень 1860-х годов, равный 10,6%о.

2) До 1860-х годов рождаемость должна была оставаться предельно высокой, так как брачность была ранней и всеобщей, а первые признаки внутрисемейного регулирования числа детей в России проявились не ранее второй трети XIX в., более отчетливо - в пореформенной России, преимущественно в прибалтийских и западных губерниях.100 По этой причине, а также ввиду постепенного снижения брачности, отсутствия каких-либо существенных сдвигов в здоровье населения рождаемость населения в XVIII - первой половине XIX в. не должна была превышать средний уровень 1860-х годов, равный 54%о.

3) Смертность обнаружила тенденцию к снижению лишь в последней трети XIX в. под воздействием прогресса в медицине, роста культуры населения и улучшения санитарного и медицинского обслуживания населения101 и, следовательно, в XVIII - первой половине XIX в. не могла быть ниже, чем в 1860-е годы, т.е. 40,9%о. Согласно ревизскому учету населения, в 1833-1858 гг. доля мужчин во всем населении страны составляла 49,4-49,5%, в 1897 г. - 49%;102 известно также, что мальчиков рождается стабильно больше, чем девочек на 4-7%.103 Основываясь на этом, можно полагать, что до 1830-х годов при правильном метрическом учете мужская смертность могла превышать женскую не более чем на естественную разницу между рождаемостью мальчиков и девочек, т.е. не более чем на 4-7%, а между 1780 и 1850 гг. - не более чем на 3,5-6,5%.

4) Естественный прирост по метрическим и ревизским данным должен быть примерно одинаковым.

5) Критерием точности метрического учета может служить также доля умерших младенцев до года и до 5 лет в общей численности умерших. В 1861-1900 гг. доля умерших до 5 лет составляла 58%104; в течение пореформенного периода она снижалась, следовательно, в XVIII - первой половине XIX в. не должна была быть ниже 58%. Поскольку в метрических ведомостях давалось распределение умерших по возрастам, применение этого показателя покажет точность учета детской смертности и зависимой от нее общей смертности.

Рассмотрим, как обстояли дела в действительности на уровне всего православного населения, отдельных губерний и поселений (см. табл. 12).105

Как видно из данных табл. 12, качество метрических сведений о православном населении медленно повышалось и в 1830-1850-е годы оно достигло, по-видимому, минимальной для научного анализа точности, поскольку все демографические показатели приблизились к уровню 1860-х годов; а в 1870-х годах стало достаточно удовлетворительным. Этот вывод относится в равной степени и к данным по отдельным епархиям-губерниям. Например, как установила группа алтайских историков в результате анализа 7392 метрических книг за 1802-1914 гг., в Алтайском округе до 1860-х годах в общем числе демографических событий соотношение зафиксированных браков, рождений и смертей отличалось неустойчивостью, а в 1865-1914 гг. - исключительной стабильностью; на браки приходилось 7-8% всех записей, на рождения - 63-64%, на смерти - 28-29%. Поскольку характер воспроизводства населения принципиально не изменился, это означает, что учет демографических событий в первой половине XIX в. был неполным, в особенности смертности и в меньшей степени брачности.106

Регистрация браков была более удовлетворительной, чем учет рождений и смертей; раздел метрической книги, содержащий сведения о браках, отличался наибольшей достоверностью.107 В 1738-1748 и 1779-1783 гг. метрики и ревизские сказки давали примерно одинаковый уровень естественного прироста населения благодаря тому, что рождаемость и смертность одинаково сильно занижались в обоих источниках. В последующем рождения фиксировалась лучше, чем смерти, что следует из самих показателей рождаемости и смертности, а также из того, что в 1796-1860 годах естественный прирост населения по метрическим сведениям был в 1,5-3 раза выше, чем по данным ревизий о численности населения. Однако и в 1840-1860 годах, когда метрический учет заметно улучшился, различия в уровне естественного прироста населения по ревизским и метрическим данным оставались большими - в 1,65-2,2 раза в пользу метрик. Чем это можно объяснить? Поскольку рождаемость в 1840-1860 гг. находилась на предельно высоком уровне, остается предположить, что в эти годы не все смерти еще регистриро-

Таблица 12. Проверка точности метрического учета населения в России в 1738—1897 гг.*

1738-1748 гг. 1779-1783 гг. 1796-1800 гг. 1801-1810 гг. 1811-1820 гг. 1821-1830 гг. 1831-1840 гг. 1841-1850 гг. 1851-1860 гг. 1861-1870 гг. 1871-1880 гг. 1881-1890 гг. 1891-1900 гг. 1896-1897 гг.

Соотношение родившихся мальчиков и девочек 149 118 116 112 110 109 105 105 105 104 104 105 105 105

Соотношение умерших мужчин и женщин 137 111 108 108 106 104 102 102 104 102 103 105 106 108

Соотношение мужской и женской смертности 1,31 1,11 1,11 1,13 1,11 1Д1 1,09 1,08 1,11 1,09 1,10 1,10 1,11 1,12

Доля умерших до 5 лет среди всех умерших 24 29 40 45 47 49 51 51 57 56 57 58 59 58

На один брак приходилось рождений 2,5 3,6 3,9 4,3 4,5 5,1 5,0 5,2 4,8 5,1 5,7 5,3 5,5 5,5

Брачность, %о 10,5 9,2 10,3 10,3 9,1 9,8 9,8 10,9 10,7 10,6 9,5 9,1 9,0 9,2

Рождаемость, %о 26,2 32,2 40,2 44,8 40,8 46,5 48,8 51,1 52,5 54,1 54,1 50,4 49,2 53,1

Смертность, %о 18,3 18,2 22,7 27,8 27,1 30,0 36,0 40,4 39,5 40,9 40,9 35,5 34,2 34,8

Естественный прирост по метрикам, %о 7,9 14,0 17,5 17,0 13,7 16,5 12,8 10,7 13,0 13,2 13,2 14,9 15,0 18,3

Естественный прирост по ревизским (до 1857 г,) и полицейским сведениям, %о 6,3 10,3 8,3 8,3 8,9 9,4 5,4 5,4 5,9 8,0 13,6 14,3 14,4 -

Различия в естественном приросте по метрикам и ревизским сказкам 1,25 1,36 2,11 2,05 1,54 1,76 2,37 1,98 2,20 1,65 0,97 1,04 1,04 -

* 1738-1870, 1896-1897 гг. - православное население всей России; 1871-1913 гг. - все население 50 губерний Европейской России. - Сост. по: Российский гос. ист. архив, ф. 796 (Синод). Полный список 140 использованных дел см.: Миронов Б.Н. Русский город в 1740-1860-е годы: демографическое, социальное и экономическое развитие. Л., 1990. С. 259-260; Покровский В.И. Влияние урожаев и хлебных цен на естественное движение населения // Влияние урожаев и хлебных цен на некоторые стороны русского народного хозяйства / А.И. Чупров, A.C. Постников (ред.). СПб., 1897. Т. 2. С. 182; Бессер А., Баллод К. Смертность, возрастной состав и долговечность православного населения обоего пола в России за 1851-1890 годы. СПб., 1897; Новосельский С.А. Обзор главнейших данных по демографии и санитарной статистике России. СПб., 1916. С. 23-24, 27, 37, 47; Кабузан В.М. Народонаселение России в XVIII - первой половине XIX в. М., 1963. С. 164-165.

вались, причем не только младенцев, а детей и взрослых, и что регистрация населения во время последних трех ревизий также была несовершенной, а проверки не выявляли всех уклонившихся от переписей. Последний вывод можно распространить и на семь предыдущих ревизий.

Улучшение качества метрического учета было результатом принятых коронной администрацией мер. Вследствие роста потребности в надежных данных о движении населения для административных нужд, а также ввиду требований ученых из Академии наук, Сенат все настойчивее стал побуждать Синод улучшить метрический учет. Синод в свою очередь усиливал нажим на консистории и белое духовенство.108 Окончательно порядок и форма ведения метрических книг для лиц православного исповедания были установлены в 1838 г. и не изменялись до 1917 г. Правильное и постоянное ведение метрических книг для населения других исповеданий, кроме протестантов, началось позже: у католиков - в 1826 г., у мусульман - в 1828 и 1832 гг. (для кавказских мусульман - в 1872 г.), у евангелических исповеданий - в 1832 г., у евреев - в 1835 г. Протестантское духовенство Прибалтики вело метрические книги с XVII в. Раскольники до 1905 г. учитывались полицией и волостными правлениями, с 1905 г. - своими духовными наставниками, приверженцы прочих сект учитывались в основном полицией, городскими управами и волостными правлениями.109

36. Демографический учет в отдельных приходах: малые выборки и большие ошибки. Анализ метрических данных на уровне епархий показал, что они достигли более или менее удовлетворительного качества в 1850-е годы и значительной точности после 1867 г. Этот вывод в равной степени относится ко всем годам и ко всем епархиям. Отсюда следует, что неточность епархиальных сведений коренилась не в плохой их обработке в консисториях, а в первичных сведениях, которые имели общие недостатки. Если бы одни приходы искажали метрические сведения в одном отношении, другие -во втором, третьи - в третьем, то при агрегировании в консистории отдельные неточности взаимно погашались и суммарные данные были бы удовлетворительными. Однако этого не наблюдалось - обобщение данных просто выявляло общие недостатки. И действительно, исследования, основанные на обработке метрических книг отдельных приходов, также показывают, что качество демографического учета до 1840-х годов страдало серьезными дефектами, а затем, хотя и улучшилось, было далеко от идеального.

Согласно метрикам трех помещичьих деревень Московской губернии за 1811—

1857 гг., доля женщин и мужчин, не вступивших в брак к 31 году своей жизни, составляла 11%, в то время как в 1897 г. она составляла у всех крестьян 6%, а у не вступивших в брак к 50 годам - 3,5%, в том числе 3% - у крестьян и 4% - у крестьянок.110 Другими словами, даже в конце XIX в. вне брака оставались практически только инвалиды, которых, если учитывать только слепых, глухонемых, немых и умалишенных, насчитывалось 2,8%,111 а в крепостное время, когда помещики были заинтересованы в увеличении числа крепостных, в брак не вступали 11% крестьян?! По-видимому, в данном случае высокий процент целибата объясняется недоучетом браков метрическими книгами.

Анализ точности регистрации смертности в метрических книгах Мегретского и Туксинского приходов Олонецкой губернии за 1794-1900 гг. привел М.А. Маркову к выводу, что мертворожденные и умершие в первые 7 дней не записывались до начала XX в., умершие на 2-4-й неделе жизни фиксировались только с 1848 г., на 2-11-м месяцах жизни - с 1826 г., но весьма неполно до 1848 г. Автор считает, что недоучет младенческой смертности требует внесения поправочных коэффициентов. Однако поскольку

качество фиксации во многом зависело от личности приходского священника, поправки должны быть индивидуальными для каждого прихода."2 Похожая картина обнаружена Марковой и в метрических книгах Петербургской губернии.113 К аналогичному выводу пришла С. С. Смирнова: «При анализе 5698 записей из метрик четырех приходов Олонецкого уезда с 1801 по 1905 г. стало очевидно, что за 1801, 1806, 1819, 1820, 1822, 1823 гг. ни одного ребенка, умершего в возрасте до 12 месяцев, не зарегистрировано. Их фиксация становится регулярной лишь с конца 1840-х годов. Поэтому говорить о возможности изучения уровня младенческой смертности следует только, начиная с 1849-1850 гг.».114 Диагностика причин смертности не могла находиться на высоком уровне, так как причину смерти устанавливал священник, имевший самые поверхностные медицинские познания, да и то только в том случае, если учился в семинарии.115 Недоучет младенческой смертности автоматически вел к недоучету рождаемости.116

Сибирские историки создали солидную базу данных на основе метрических книг Тобольской и Томской губерний конца XIX - начала XX в. и стали ее активно разрабатывать. О результатах можно судить по диссертации А.Н. Сагайдачного. Он обработал метрические книги тех нескольких сел и городов Тобольский и Томской губерний конца

XIX - начала XX в., по которым сохранились переписные листы переписи 1897 г., содержащие посемейные списки. Полученные автором результаты представлены в табл. 13.

Таблица 13. Демографические показатели трех поселений Западной Сибири конца XIX - начала XX в.

с. Викулово с. Ново-Александровское г. Туринск

Средний возраст вступления в брак, м 23,7 20,8

Средний возраст вступления в брак, ж 20,9 18,1

Общий коэффициент рождаемости, %о 40,5 77,1 125,9

Общий коэффициент смертности, %о 39,1 48,4 109,5

Общий коэффициент естественного прироста, %о 1,4 28,6 16,4

Средняя продолжительность предстоящей жизни при рождении 24,3 46,1 35,4

Сост. по: Сагайдачный А.Н. Демографические процессы в Западной Сибири во второй половине XIX - начале XX в.: Автореф. канд. дисс. Новосибирск, 2000. С. 23-32.

Как можно видеть, основные демографические показатели по двум селам так резко отличаются, что возникает подозрение в неточности первичных сведений: либо демографические события фиксировались в метрических книгах неполно, либо численность популяций в населенных пунктах оценивалась неправильно, либо неточны те и другие данные. Во всяком случае очевидно, что, вероятно, из-за постоянных миграций нет соответствия между демографическими событиями и населением, которое эти события произвело. Но даже если допустить маловероятное, что источники содержат совершенно точные цифры, возникает вопрос: на что следует полагаться при характеристике демографических процессов в Тобольской губернии конца XIX в. - на данные по

с. Викулову или по с. Ново-Александровскому. Уровни рождаемости и смертности в г. Туринске неправдоподобно высоки, что естественно - большая подвижность городского населения сравнительно с сельским делает чрезвычайно затруднительным точное определение того, какая именно совокупность населения произвела известное по метрическим книгам число демографических событий. Ведь человек мог проживать или числиться проживающим в одном населенном пункте, а обвенчаться, крестить ребенка или умереть в другом.

Историки, работающие с первичными демографическими документами Тамбовской губернии, установили, что не только смерти, но и рождения в отдельных приходах фиксировались неполно.117 По мнению С. Хока, по данным метрических книг прихода Борщевка (1470 чел. в 1864 г.) Тамбовского уезда невозможно определить коэффициенты смертности с какой бы то ни было степенью достоверности не только до 1830 г., когда детская смертность страдала значительным недоучетом и наблюдалось много ошибок в определении возраста умерших младенцев, но и после, вплоть до 1912 г. Во-первых, до 1880-х годов сохранялся недоучет детской смертности, особенно в возрасте до 1 месяца, хотя и не в такой степени, как до 1830 г. Во-вторых, трудно вычислить с приемлемой точностью численность населения прихода, которая производила зафиксированное в метрических книгах число смертей.118 Еще в 1998 г. В.Л. Дьячков констатировал, что вплоть до 1917 г. метрики не являлись надежным источником - они занижали число рождений минимум на треть, младенческую смертность (до 1 года) - на 10%.119 Несмотря на это, у тамбовских историков вплоть до последнего времени сохраняется оптимистический настрой относительно точности первичных сведений. «Главная проблема не в плохом качестве первичных данных, - заявляют авторы в итоговой статье 2004 г., - а в создании комплекса сопоставимых данных из разных источников для отдельных деревень».120 Однако в дальнейшем выясняется, что на самом деле качество первичных источников имеет большие изъяны: они недооценивают число рождений и смертей младенцев, не учитывают выкидыши, аборты, особенно в первой половине XIX в. И для получения правильного представления о демографических процессах, они, как Дьячков за 6 лет до этого, полагают необходимым внести существенные поправки: увеличить уровень рождаемости в 1,3 раза, пренатальной смертности - в 1,4 раза, младенческой смертности - в 1,1 раза, число беременностей - в 1,8 раза, интервал между рождениями должен быть уменьшен в 1,4 раза сравнительно с теми данными, которые дают первичные источники.121 При этом авторы не указывают, на какие годы нужно распространяются эти поправки, на каком основании и что считать нормой. Можно ли такие данные называть хорошими или даже удовлетворительными?! Помимо нечаянных ошибок, в метрических книгах, как установили Е.П. Мареева (Иванилова) и В.Д. Орлова, встречается и намеренная фальсификация, например при регистрации брака искажался возраст брачащихся ради соответствия семейному праву и по другим соображениям.122

Кроме неточности первичных данных, микроисследования имеют и вторую слабость: они основываются - по необходимости - на небольшом числе наблюдений. Но исследование демографических процессов в небольших поселениях, каким бы ни было оно совершенным в методическом отношении, не дает надежных результатов, которые мы могли бы без опасения за точность распространить на уезды, губернии или регионы. Демографические, как и любые статистические закономерности, в силу закона больших чисел, могут быть обнаружены, как правило, на массовых данных.123 Между тем в микроисследованиях используются небольшие выборки, нередко малые выборки, включающие менее 20 наблюдений. Например, в статье И. Шустовой и Е. Синицыной каждая

когорта представлена всего 120 наблюдениями (человеками), в том числе для подсчета младенческой смертности в отдельных приходах для отдельных лет - 44-76, для возраста вступления в брак невест и женихов - 3-24, для возраста и причин смерти - 25-104.124 Авторы справедливо пишут, что «наши результаты дают важную информацию, если источники точны и представительны».125 Но при таком объеме выборки данные в принципе не могут быть представительны, тем более если они плохого качества. Так, авторы обнаружили, что смертность младенцев в возрасте до 1 года в когортах 1810 и 1870 гг. рождения увеличилась с 19 до 39% для мальчиков и с 14 до 50% - для девочек, и интерпретируют эти данные таким образом, что детская смертность в Центральной России везде высокая.126 Дело, однако, в том, что действительная младенческая смертность не имела тенденции к росту - повышалось качества учета.

У тамбовских историков объем выборок при определении числа детей в семье составляет от 4 до 61 наблюдения, при вычислении интервала между бракосочетанием и рождением первого ребенка - 41-54, возраста рождения первого ребенка - 11-57, разницы в возрасте невесты и жениха - 26-39, возраста вступления в первый брак - 10-29;127 семейная структура по ревизским сказкам Моршанска определяется на основе 50-338 наблюдений, а по исповедным спискам в селах, судя по числу данных, привлеченных для решения других вопросов брачного поведения, - на базе всего 40-60 наблюдений (сведения о числе наблюдений не приводятся, все данные в процентах).128

С.Г. Кащенко на конкретных примерах убедительно продемонстрировал, что использование небольших выборок дает неопределенный и сомнительный результат, так как выборки имеют ошибки129 (имеются в виду не арифметические, а ошибки в вероятностном, математико-статистическом смысле130). Например, по данным о брачном возрасте Туксинского прихода в 1810-1870 гг. невозможно сказать, кода возраст повышался, когда понижался, потому что истинное значение брачного возраста находилось в рамках больших интервалов, которые пересекались (см. табл. 14).

Таблица 14. Средний возраст вступления в первый брак женщин в Туксинском приходе Олонецкой губернии в 1810-1870 гг. (статистические характеристики совокупности)*

Годы рождения Средний возраст, лет Число случаев Стандартная ошибка** Минимальное значение возраста, лет Максимальное значение возраста, лет

1810 21,55 11 2,70 18,85 24,25

1830 20,35 17 1,42 18,93 21,77

1850 21,78 9 3,30 18,48 25,08

1870 21,40 15 1,44 19,96 22,84

* Полужирным выделены пересекающиеся интервалы. ** При 95% надежности.

В когорте 1810 г. рождения истинный возраст вступления в первый брак находил-, ся в интервале от 18,85 до 24,55 лет. Вследствие того, что брачный возраст других когорт попадал в этот интервал, другими словами, интервалы пересекаются, о динамике возраста за 1810-1870 гг. ничего определенного сказать нельзя.

Чтобы уменьшить ошибки выборки, Кащенко резонно предлагает объединять малые выборки, укрупнять хронологические рамки: чем больше наблюдений, тем меньше ошибки. Однако это далеко не всегда помогает. Тамбовские историки объединили

данные о брачности за 1840-1917 гг. в один комплекс и получили большие выборки (4242 для М. Пупков и 1086 для Байловки).131 Но в таком случае пропадает динамика. Если же анализировать но отдельным десятилетиям, то в среднем на десятилетие придется 530 браков в М. Пупках и 136 в Байловке (авторы не приводят сведения о числе наблюдений по десятилетиям). По расчету авторов, в Байловке минимальное стандартное отклонение равно 1,5, максимальное - 6,2.132 При 95% надежности этому соответствуют стандартные ошибки 0,2 и 0,4 года и широкие доверительные интервалы, что весьма ограничивает возможности выявить динамику брачного возраста (см. табл. 15).

Таблица 15. Средний возраст вступления в первый брак в с. Байловка Тамбовской губернии в 1840-1917 гг. при числе наблюдений 136 за десятилетие (стат. характеристики совокупности)*

Годы Женихи Невесты

Брачный возраст, лет Стан- дартная ошибка Макси- мальный возраст, лет Мини- мальный возраст, лет Брачный возраст, лет Стан- дартная ошибка Макси- мальный возраст, лет Мини- мальный возраст, лет

1840-1849 19,4 0,2 19,6 19,2 20,5 0,3 20,8 20,2

1850-1859 18,8 0,2 19,0 18,6 20,6 0,3 20,9 20,3

1860-1869 17,7 0,3 18,0 17,4 21,3 0,4 21,7 20,9

1870-1879 17,4 0,2 17,6 17,2 20,2 0,3 20,5 19,9

1880-1889 17,8 0,3 18,1 17,5 19 0,3 19,3 18,7

1890-1899 19,1 0,3 19,4 18,8 19,3 0,3 19,6 19,0

1900-1909 18,7 0,3 19,0 18,4 19,4 0,3 19,7 19,1

1910-1917 18,7 0,2 18,9 18,5 19,4 0,2 19,6 19,2

* Полужирным выделены пересекающиеся интервалы.

Строго статистически нельзя сказать, что возраст вступления в первый брак у мужчин от 1860-1869 гг. до 1870-1879 гг. или от 1890-1899 гг. до 1910-1917 гг. уменьшался, а у женщин от 1840-1849гг.до 1860-1869гг.илиот 1880-1889гг.до 1910-1917 гг. увеличивался, так как доверительные интервалы для среднего возраста пересекаются. Однако такие выводы делаются.

Таким образом, метрические книги не содержат точных данных о демографических процессах, а исповедные ведомости и ревизские сказки - о численности населения, в особенности в XVIII - первой трети XIX в. Между тем именно эти документы являются нашими главными, а часто и единственными источниками. Как выйти из этого трудного положения? Можно указать на два возможных выхода, и оба они уже применялись - внесение поправочных коэффициентов и использование вместо стандартных демографических коэффициентов отклонений от среднего уровня. Вот пример на внесение поправочных коэффициентов (см. табл. 16).

Мы знаем, что метрические ведомости удовлетворительно учитывали брачность, естественный прирост населения в 1779-1783 гг. определяли близко к реальному (см. табл. 12), мужчин фиксировали лучше, чем женщин. Основываясь на относительной точности сведений о брачности и естественном приросте за 1779-1783 гг., можно реконст-

Таблица 16. Реконструкция численности новорожденных и умерших православного вероисповедания в Европейской России в 1779-1783 гг.

Население Рождаемость Смертность Прирост Брач- ность

м, ж, об, п, м, ж, об, п, м, ж, об, п, м, ж, об, п,

Фактически, тыс, 10399 10533 20 932 371 304 675 199 181 380 172 123 295 195

Фжпиески, /оо 35,7 28,9 32,2 19,1 17,2 18,2 16,6 11,7 14,0 9,3

Реконструкция, тыс, 10399 10533 20932 510 485 995 338 310 648 172 175 347 195

Реконструкция, 0/ /00 49,1 46,1 47,6 32,5 29,4 31,0 16,6 16,6 16,6 9,3

Сост. по: Миронов Б.Н. Русский город в 1740—1860-е годы. С. 50.

руировать число новорожденных и умерших, а, зная численность приходского населения, исправить демографические коэффициенты. В 1779-1783 гг. в среднем в год заключалось 195 тыс. браков. В 1830-1870 гг. на один брак приходилось 5,1 новорожд., а на 100 новорожденных девочек - 105 мальчиков (см. табл. 12), отсюда в 1779-1783 гг. должно родиться около 995 тыс. младенцев (195 х 5,1), в том числе 510 тыс. мальчиков и 485 тыс. девочек. Поскольку общий естественный прирост населения мужского пола достигал 172 тыс. в год, то общее число умерших лиц мужского пола должно составить 338 тыс. (510-172). Смертность мужчин несколько превосходила смертность женщин, так как среди новорожденных мальчиков было на 5% больше, чем девочек, а в населении страны мужчин было меньше, чем женщин - 49,7%. Значит, будет меньшим злом принять коэффициент естественного прироста у женщин таким же, как и у мужчин (16,6%о), чем оставить его как в источнике (11,7%о). На основе этого коэффициента 16,6%о определяем, что естественный прирост женщин мог составить 175 тыс. (10 533 тыс. х 16,6%о), а число умерших лиц женского пола 310 тыс. (485-175 тыс.). Если речь идет о внесении поправок в данные по отдельным приходам, то логика остается прежней - опираясь на более точное, реконструировать менее точное. Но, как говорилось, демографические закономерности прослеживаются, как правило, на массовых данных, а отдельные приходы под влиянием всяких случайных обстоятельств могут давать самую невероятную картину.

Второй прием использовал С.Л. Хок. Обнаружив, что стандартные коэффициенты смертности неточны, он обратился к методу, разработанному Леви-Баччи и Дель-Панта. Хок построил ряды годовых чисел смертей методом скользящей средней с 11-летним шагом, равным солнечному циклу (при подсчете 11-летней средней он исключал два года с самой высокой и два года с самой низкой смертностью, т.е. фактически считал 7-летнюю среднюю); за кризисные он принимал те годы, когда реальное число смертей превышало среднее число, рассчитанное указанным способом, более чем на 50%. За период 1830-1912 гг. Хок выявил 7 кризисных лет (1831,1839,1848,1871,1888, 1894,1901 гг.), затем проанализировал возраст умерших, сезонность смертности, причины смерти в кризисные и обычные годы и зависимость смертности от урожая. В результате исследования получены интересные выводы: 1) пики смертности не были обусловлены недостатком продовольствия и высокими хлебными ценами; 2) экстремальные подъемы общей смертности были связаны с эпидемиями желудочно-кишечных и инфекционных болезней, вызывавшими огромную младенческую и детскую смертность;

3) эпидемии порождались не недостатком пищи, а ранним отнятием детей от груди, так как эта практика, с одной стороны, лишала детей иммунной защиты от инфекционных

болезней, которую давало материнское молоко, с другой - провоцировала кишечные заболевания вследствие замены материнского молока на загрязненную воду и взрослую пищу.133

Метод Леви-Баччи и Дель-Панта может быть также применен при анализе динамики рождаемости, брачности и других демографических явлений в отдельных поселениях при отсутствии надежных сведений о численности населении и о самих демографических событиях. Подчеркнем, что при работе с демографическими данными следует обращать особенное внимание на ту совокупность населения, которая производит изучаемые демографические события. Когда эта совокупность мала - менее 1000 человек, демографические коэффициенты очень чувствительны к малейшей неточности в регистрации браков, рождений или смертей. К сожалению, до 1850-х годов, когда мобильность населения была невысокой, регистрация демографических событий была неудовлетворительна; когда же регистрация достигла минимального требуемого качества, мобильность населения стала постепенно увеличиваться и к концу императорского периода достигла значительной высоты.

Зв. Рождаемость и смертность по данным ревизий. Рождаемость и смертность в 1719-1857 гг. могут изучаться также на основе ревизских сказок, поскольку в момент переписи они фиксировали рождения и смерти, случившиеся между ревизиями. Но это будет специфическая - брачная «ревизская» рождаемость и смертность. Сказки не учитывали внебрачную рождаемость и учитывали рождения только в тех семьях, которые весь период времени между ревизиями не изменили места приписки, и только тех родившихся в этих семьях, которые выжили и не уехали от родителей - все межревизские смерти детей ускользали от учета. Следовательно, родившиеся в межревизский интервал, но успевшие до начал новой ревизии выехать с места приписки (например, девушки, вышедшие замуж за пределы данной общины, мальчики, поступившие в учебное заведение, или отданные родителями их родственникам, живущим в другом месте) или умереть, в список рождений вообще не попадали. Даже в конце XIX в. на первом году жизни умирало 30% мальчиков и 26% девочек, за первые пять лет - соответственно 45 и 42%. Следовательно, в межревизский интервал (его средняя длина - 14 лет) почти половина родившихся умирала и не попадала в список родившихся, что искажало уровень рождаемости. Женщины, родившиеся в межревизский интервал, но выбывшие из общины до начала новой ревизии, также не регистрировались. Ввиду мобильности населения невозможно точно определить и ту совокупность лиц, которая произвела данное число рождений. В целом ревизские сказки должны занижать как общую, так и брачную рождаемость даже для той части населения, которая в течение всего межревизского периода не изменяла место жительства, а точнее, место приписки. Проверим это предположение. В табл. 17 приведены результаты анализа рождаемости в Басманной слободе г. Москвы.

Как следует из табл. 17, уровень рождаемости по данным ревизий составлял 15-24%о, между тем как в XVIII - первой половине XIX в. общий коэффициент рождаемости для городского населения не опускался ниже 50%о.134 Собственно в Москве в 1827— 1831 гг. общий коэффициент рождаемости по метрическим ведомостям равнялся 50%о,135 а по данным 7-й ревизии - 25%о, т.е. в 2 раза ниже. Согласно полученным данным, замужние купчихи рожали за свою жизнь в среднем от 3,25 раза (см. суммарный коэффициент рождаемости) в 1763-1782 гг. до 5,44 раза в 1834-1850 гг., в среднем в 1763-

Таблица 17. Режим воспроизводила московского купечества в 1763-1858 гг.

1763-1782 гг. 1783-1795 гг. 1796-1811 гг. 1812-1815 гг. 1816-1833 гг. 1834-1850 гг. 1851-1858 гг. В среднем

Население Басманной слободы, обоего пола 715 714 1225 1324 1109 999 815 -

Средний возраст матери при рождении 24,3 27,2 27,3 26,8 28,1 27,3 27,5 26,9

Специальный коэффициент рождаемости, %о* 94 135 183 125 156 149 147 141

Общий коэффициент рождаемости, %о 15 22 29 20 25 24 24 23

Суммарный коэффициент рождаемости** 3,25 4,20 5,87 3,71 5,32 5,44 4,52 4,62

Брутто- коэффициент воспроизводства 1,64 2,26 2,35 1,86 2,62 2,92 2,45 2,30

* Рождаемость женщин в фертильном возрасте 15-49 лет.

** Число детей, рожденных одной женщиной за весь фертильный возраст.

Сост. по: Юрченко Н.Л. Ревизские сказки как источник по социально-демографической истории. С. 222, 279.

1850 гг. - 4,62 раза - это намного меньше, чем было в действительности: даже в 1890— 1894 гг. замужние женщины рожали в среднем 5,54 раза.136 Естественно, ревизии занижали возрастную рождаемость и соответственно брутто-коэффициент воспроизводства населения (число девочек, рожденных женщиной).

Переходим к анализу смертности по ревизским сказкам. Те, кто умирали в межре-визский интервал, не попадали ни в список умерших, ни в список родившихся, и поэтому в принципе не должны были искажать уровень смертности, а просто уменьшали нашу базу данных. Нет оснований полагать, что порядок вымирания всех тех, кто родился в межрев11^ский период, был другим по сравнению с теми, кто попал в ревизские сказки. Следовательно, если ограничить анализ строго теми, кто зарегистрирован в двух смежных ревизиях, анализ смертности может дать удовлетворительные результаты, если в момент проведения ревизии полно зафиксировались все младенцы и если смертность попавших в ревизию регистрировалась удовлетворительно. Проверим наше предположение на данных по Басманной слободе ( см. табл. 18).

Как видно из данных табл. 16, общий коэффициент смертности по данным ревизии был очень низким - 23,1 %о; он колебался от 9,6 до 53%о и лишь однажды, в 1763-1782 гг., приблизился к правдоподобному уровню. Для всего российского городского населения в XVIII - первой половины XIX в. согласно метрическим ведомостям он находился на уровне 43,4-61,8%о.137 Собственно в Москве, в 1827-1831 гг. общий коэффициент смертности по метрическим ведомостям равнялся 40%о, а по данным 7-й ревизии - 9,6%о, т.е. в 4 раза ниже. Смертность занижалась во всех возрастах, но особенно у младенцев - иногда в 10 раз, а в целом - в 4,6 раза. Очень важно, что смертность занижалась больше, чем рождаемость, например, как показывают сведения московских метрических книг за 1827-1831 гг. - в 2 раза больше. Об этом же говорит и нетто-коэффици-

Таблица 18. Демографические показатели смертности у московского купечества мужского пола в 1744-1858 гг.

1744-1762 гг. 1763-1782 гг. 1783-1795 гг. 1796- 1811гг. 1812-1815 гг. 1816-1833 гг. 1834-1850 гг. 1851-1858 гг. В среднем

Общий коэффициент смертности, %о 34,5 53 15 15,1 15,4 9,6 23,8 18 23,1

Младенческая смертность, О/ * /00 34 52 42 86 82 33 145 114 73

Средняя продолжительность жизни, лет (фактическая)* 34,8 17,6 44,2 45,9 43,8 51,6 37,7 36,4 39

Средняя продолжительность жизни, лет (модельная Коул-Демени)**

Нетто-коэффициент воспроизводства - 0,54 1,58 2,02 1,24 2,02 1,84 1,99 1,60

Цена простого воспроизводства - 3,04 1,43 1,16 1,50 1,30 1,59 1,23 1,61

* Для новорожденных у всего московского купечества.

Сост. по: Юрченко Н.Л. Ревизские сказки как источник по социально-демографической истории. С. 318-325, 351-365.

ент воспроизводства населения (число девочек, доживших до возраста матери), который рассчитывается на основе брутто-коэффициента с учетом возрастной смертности. Согласно нетто-коэффициенту численность населения каждые 26,9 лет (средний возраст матери) должна увеличиваться в 1,6 раза и, следовательно, за 1763-1857 гг. население Москвы должно было возрасти в 5,65 раза, а в действительности с учетом даже большого механического притока возросла меньше, чем в 3 раза. Отсюда и цена простого воспроизводства (число девочек, которое в среднем надо родить одной женщине, чтобы обеспечить простую замену материнского поколения) оказалась заниженной - всего 1,6, в то время как в России в целом в середине XIX в. - 2,4138 и в странах с более экономичным режимом воспроизводства населения она также была выше, например в 1796-1800 гг. во Франции - 1,81, в Швеции - 1,77.139 »

И. Троицкая и А. Блюм проанализировали смертность по ревизскими сказками Московского уезда по 3-й ревизии и 10-й ревизиям. Их выборка на 1763 г. включала 9730 помещичьих крестьян мужского пола, на 1858 г. - 10 828. Согласно полученным результатам показатели смертности в межревизский период от 9-й до 10-й ревизии, 1851 —

1858 гг., оказались правдоподобными и совпали в основном с данными метрического учета о младенческой смертности, которые сохранились для половины поселений, учтенных ревизией за 1851-1853 гг., а по 3-й ревизии - заниженными в возрастах от 0 до 20 лет, для младенческой смертности - даже в 6,8 раза. Вследствие этого для получения более или менее приемлемых показателей смертности в возрасте от 0 до 20 лет по 3-й ревизии исследователи использовали данные о возрастной смертности по 10-й ревизии, так как, по их мнению, смертность в Московском уезде в течение столетия практически не изменилась.140

Таким образом, если основываться на ревизских сказках по Москве, то можно сделать вывод, что ревизии занижают как рождаемость, так и смертность, но смертность -больше, чем рождаемость. Причем смертность занижалась не потому, что не учитывалась межревизская детская смертность, а потому, что смертность вообще учитывалась

неполно, особенно детская. Из-за этого и естественный прирост населения получался заниженным. Точность учета со временем немного повысилась, но до последней ревизии оставалась неудовлетворительной. Возможно, виной тому высокая подвижность населения Москвы, которая чрезвычайно затрудняла точный учет населения, а также и то, что объектом изучения выбрана одна из 33 слобод большого города, причем только одной социальной группы - купечества. Анализ ревизских сказок по Московскому уезду с точки зрения смертности приводит к выводу, что к 10-й ревизии учет настолько улучшился, что в ревизских сказках младенческая смертность регистрировалась даже лучше, чем в метрических книгах, где по-прежнему смертность в первые 28 дней жизни недоучитывалась. Вахтре, изучавший демографические процессы в Эстляндской губернии, обнаружил, что естественный прирост сельского населения за 1782-1857 гг. по ревизским сказкам составил 90 тыс., а по метрическим книгам - 150, т.е. в 1,67 раза больше. Ни рекрутские наборы, поглотившие 25 тыс. мужчин, ни миграция в города, составившая 12 тыс. чел., не могут объяснить столь большую разницу (60 тыс.) в итогах двух видов учета.141 Демографический учет, включая и ревизский, в Эстляндии находился на более высоком уровне, чем в России; особенно повысилось качество трех последних ревизий, благодаря, в частности, тому, что в Эстляндии в 1836-1846 гг. раз в три года, а в 1847-1857 гг. ежегодно на основе ревизских сказок составлялись семейные списки. Несмотря на это, ревизские сказки недооценивали естественный прирост населения. Будущие исследования покажут, что было исключением - высокая точность учета в Московском уезде по 10-й ревизии или низкая точность в Москве по всем десяти ревизиям. Но уже сейчас мы можем сказать, что качество ревизского учета существенно отличалось в различных местностях, в городских и сельских поселениях и что каждый раз его необходимо проверять. И здесь возникает вопрос, как проверять?

Зг. Проверка точности демографического учета по таблицам Э. Коула и П. Демени. Историки, как правило, используют два способа проверки - внутреннюю критику и сравнение с другими источниками - метрическим, церковным и административным учетом. Демографы применяют третий способ - сравнение фактических данным с теоретическими. Э. Коул и П. Демени составили три группы таблиц. Первая группа ^ключает таблицы смертности (для 25 уровней смертности), в которых приведены для мужчин и женщин следующие восемь параметров: 1) вероятность смерти в течение предстоящего года (qx); 2) число умирающих в интервале 5 лет, в возрасте от х до х+5 (dx); 3) повозрастные коэффициенты смертности (шх); 4) числа доживающих до возраста х (1х); 5) число живущих в возрасте х (Lx); 6) вероятность дожить до следующего возраста (Рх); 7) число человеко-лет жизни после возраста х для всей совокупности новорожденных (Тх); 8) средняя продолжительность предстоящей жизни (ех). Имея какой-нибудь один показатель, например коэффициент младенческой смертности (qo), и найдя его в таблице, можно прямо из таблицы получить остальные семь.

Вторая группа состоит из таблиц естественного прироста (также для 25 уровней смертности), в которых для 13 уровней естественного прироста указаны соответствующие им 17 демографических показателей: 1) коэффициент общей рождаемости; 2) коэффициент общей смертности; 3) брутто-коэффициент воспроизводства населения;

4) средний возраст; 5) индекс иждивенцев; 6) индекс детности; 7) процент населения в фертильном возрасте; 8) специальный коэффициент рождаемости и др. Имея какой-нибудь один показатель, например коэффициент общей рождаемости, и найдя его в таб-

лице, можно из таблицы же получить остальные 16 и, кроме того, возрастную структуру населения для мужчин и женщин, соответствующую этим показателям.

Третья группа включает таблицы брутто-коэффициентов воспроизводства (также для 25 уровней смертности), в которых для 13 уровней брутто-коэффициентов воспроизводства указаны соответствующие им 19 демографических показателей (те же, что и в предыдущей группе таблиц, плюс еще два: нетто-коэффициент воспроизводства населения и средняя продолжительность предстоящей жизни для новорожденного). Имея какой-нибудь один показатель, например коэффициент общей смертности, и найдя его в таблице, можно из таблицы получить остальные 18 вместе с данными о возрастной структуре населения для мужчин и женщин, соответствующими этим показателям.

Путем сравнения показателей, полученных на основе анализа нашего источника, с табличными, или модельными, можно оценить точность сообщаемых источником сведений (см. табл. 19).

Таблица 19. Сравнение ревизской фактической и модельной средней продолжительности жизни: Москва 1744-1858 гг., мужской пол

Годы Фактические да! щые Коул-Демени

Младенческая смертность, %о Средняя продолжительность жизни при рождении, лет Младенческая смертность, %0 (1000 q) Средняя продолжительность жизни при рождении, лет (е)

1744-1762 34 34.8 30,99 68,57 (West, level 22, p. 52)

1763-1782 52 17,6 52,33 63,64 (West, level 20, p. 51)

1783-1795 42 44,2 41,34 66,03 (West, level 21, p. 52)

1796-1811 86 45,9 86,78 56,46 (West, level 17, p. 50)

1812-1815 82 43,8 86,78 58,83 (West, level 18, p. 50)

1816-1833 33 51,6 30,99 68,57 (West, level 22, p. 52)

1834-1850 145 37,7 140,17 47,08 (West, level 14, p. 48)

1851-1858 114 36*4 111,96 51,82 (West, level 15, p. 49)

Сост. но: Coale A.J., Demeny P. Regional model life tables and stable populations. New York e.a., 1983.

По фактическим данным о младенческой смертности за 1744-1762 гг. (3-я ревизия) в справочнике Коула и Демени в разделе Таблицы смертности мы находим наиболее близкий показатель (30,99) в разделе Запад; ему соответствует средняя продолжительность предстоящей жизни при рождении в 68,57 года - фантастическая цифра для середины XVIII в., что свидетельствует о том, что большее число детских смертей не учитывалось ревизскими сказками. Даже при заниженной младенческой смертности фактическая средняя продолжительность жизни, подсчитанная стандартным способом, составила всего 34,8 года - почти в 2 раза ниже табличной. Отсюда следует, что между различными демографическими показателями, полученными на основе ревизских сказок, нет необходимой взаимосвязанности и, значит, полагаться на них рискованно. То же самое мы обнаруживаем по всем следующим ревизиям.

По Москве, на основе метрических книг за 1827-1831 гг., общий коэффициент рождаемости равен 50%о, смертности - 40%о. В справочнике Коула и Демени в разделе

Таблицы естественного прироста, Запад, мужчины, 4-й уровень смертности (с. 108) находим наиболее близкие к ним показатели: рождаемость - 50,98%о, смертность - 40,98%о и соответствующие им возрастную структуру населения и еще 15 разных полезных демографических показателей; а в отделе женщины (с. 57) (3-й уровень смертности, естественный прирост 10%о, рождаемость 52,6%о и смертность 41,63%о) соответствующие показатели для женщин. В частности, у мужчин брутто-коэффициент воспроизводства населения равен 3,227, а у женщин - 3,362. По Таблице брутто-коэффициент, Запад, мужчины, 4-й уровень смертности (с. 133) находим столбец с наиболее близкими показателями (брутто-коэффициент 3,0, рождаемость 49,91 и смертность 40,80), которым соответствует средняя продолжительность предстоящей жизни при рождении в 26,8 года. Теперь в Таблице смертности (с. 44) найдем готовую таблицу смертности для московских мужчин за 1827-1831 гг. Аналогичным образом поступаем с женщинами. По Таблице брутто-коэффициентов, Запад, женщины, 3-й уровень смертности (с. 82) находим столбец с наиболее близкими показателями (брутто-коэффициент 3,5, рождаемость 53,42 и смертность 41,97), которым соответствует нетто-коэффициент воспроизводства 1,376 и средняя продолжительность жизни при рождении 27 лет. Теперь, если мы вернемся к Таблице смертности (с. 43), то мы найдем там готовую таблицу смертности для московских женщин за 1827-1831 гг.

Итак, по двум более или менее надежным показателям - общему коэффициенту рождаемости и смертности - на основе модельных таблиц получаем весь набор взаимосвязанных демографических показателей. Эти табличные показатели можно сравнивать с фактическими и оценивать качество учета. Сравним фактическую и модельную возрастную смертность в период между 9-й и 10-й ревизиями, 1851-1857 гг. (см. табл. 20).

Таблица 20. Сравнение коэффициента возрастной смертности по ревизским сказкам и по моделям Коула-Демени, Москва 1851-1857 гг.

Возраст 0-4 5-9 10-14 15-19 20-24 25-29 30-34 35-39 40-44 45-49 50-54 55-59 60-64 65+

Кшффакг. 40,5 4,4 6,8 9,3 80 7,7 88 13,5 42,4 9,1 9,2 24,0 58,0 482

Коэф теор. 'Йб 128 28,3 20,2 28,1 41,0 46,5 54,8 65,7 81,5 97,6 129 169 431

Сост. по: Юрченко H.JI. Ревизские сказки как источник по социально-демографической истории. С. 325; Coale A.J., Demeny P. Regional model life tables and stable populations. P. 108.

Как видим, фактическая смертность оказалась во всех возрастных группах ниже модельной. Главная причина заключалась в ее недоучете в ревизских сказках. Однако могли быть и другие причины. Дело в том, что модельная смертность - это теоретическая смертность, которая строго соответствует параметрам данного режима воспроизводства (рождаемость 50%«, смертность 40%о и т.д.) при соблюдении двух условий модели стабильного или полустабильного населения: а) мало изменяющийся уровень рождаемости и смертности и б) отсутствие значительной миграции (именно этой модели в основном соответствовало воспроизводство населения в России XVIII - начала XX в.) В пределах одного прихода по причине незначительной численности населения и небольшого отрезка времени (6 лет) эти условия, как правило, не могут соблюдаться: нескольких необычных смертей (самоубийств или несчастных случаев) или рождений двойни или тройни легко нарушат привычный режим. Поэтому и расхождения между фактическими и теоретическими показателями всегда существуют, но не в такой степени и не

столь глобально, как в нашем случае, - по всем возрастным группам за исключением последней.

Таким образом, таблицы Коула-Демени могут быть весьма полезными для исторического демографа. Они позволяют оценивать качество источника, получать необходимые демографические характеристики по немногим надежным данным, чем профессиональные демографы, кстати говоря, часто пользуются. В сущности для последней цели и создан справочник. В качестве примера укажем на оценку по таблицам Коула-Демени динамики средней продолжительности жизни, нетто коэффициента и цены простого воспроизводства населения Европейской России за 1838-1913 гг.142

Проведенный анализ метрических и ревизских сказок показывает, что эти источники ни на макроуровне (регион или страна), ни на мезоуровне (уезд или губерния), ни на микроуровне (отдельный приход или группа приходов) не содержат точной информации. Однако со временем точность сведений повышалась и в 1850-е годы достигла уровня, который позволяет с большой осторожностью проводить научный анализ. Агрегированные данные метрического и исповедного учета дают возможность достаточно точно оценить основные демографические показатели режима воспроизводства населения - брачность, общую и специальную рождаемость, общую и возрастную смертность, естественный прирост, брутто- и нетто-коэффициенты воспроизводства, среднюю продолжительность жизни, цену воспроизводства населения, а также и возрастную структуру. Агрегированные данные ревизского учета позволяют приблизительно верно оценить численность населения, его социальную и половую структуру, а также миграции. Церковные данные на микроуровне содержат дополнительно информацию о семейной и возрастной структуре населения, возрасте вступления в брак, а ревизские сказки - о семейной и возрастной структуре, миграциях. Использование ревизских сказок для оценки основных демографических показателей режима воспроизводства населения в XVIII -первой трети XIX в. представляется проблематичным, для большого города - и во второй трети XIX в. По-видимому, больше возможностей для получения оринтировочных результатов дают ревизские сказки трех последних ревизий, относящихся к сельскому населению, вследствие меньшей его мобильности. Однако для XVIII - первой половины XIX в. ревизская сказка, не отражая действительного уровня рождаемости и смертности, показывает их колебания от ревизии к ревизии, а также по возрастным группам, что само по себе является ценной информацией.

4. Демографическое поведение

Все демографические события глубоко мотивированы; изменения в демографическом поведении могут происходить только в том случае, если изменяются воззрения человека на брак, семью, детей, жизнь и смерть. Поэтому понимание демографического мировоззрения людей и модели демографического поведения, которое основывается на этих воззрениях, является важной задачей исторического демографа. Модель демографического поведения - это программа, которой следует человек сознательно или бессознательно при заключении брака и рождении детей, в своем отношении к здоровью, жизни и смерти. Программы, как известно, никогда полностью не исполняются, однако именно они направляют и регулируют поведение человека, служат для него ориентиром.

Модель демографического поведения православного российского населения создавалась в среде крестьянства, поскольку его доля в населении страны составляла в начале XVIII в. около 90%, в 1897 г. - 84%. Модель в основных чертах сложилась до XVIII в. и тогда являлась единой для всех сословий. На протяжении XVIII - начала XX в. она претерпела некоторые изменения (для дворянства и образованных слоев населения - в большей степени, для мещан, купцов и особенно крестьян - в меньшей), но в основных чертах сохранилась и - самое существенное - оставалась базовой, референтной для подавляющего большинства населения. Это можно считать совершенно естественным, поскольку большая часть представителей других сословий, в том числе и часть дворянства, происходила из крестьян.

Демографическое поведение крестьянина обусловливалась главным образом взглядами на брак, семыо, детей. Эти взгляды своим происхождением и существованием обязаны комплексу социально-экономических факторов, в ряду которых невозможность существования крестьянского хозяйства без семьи, высокая смертность и не обеспеченная государством и сельской общиной старость были важнейшими. Представления о ценности семьи и детей, о священности и нерасторжимости брака нашли свое воплощение в нормах обычного права и крестьянской этики, которая в принципе совпадала с христианской православной этикой. Брачные и семейные отношения в деревне имели не только интимный, но и публичный характер: в свадьбе участвовала почти вся деревня, девственность невесты публично удостоверялась, раздел имущества, неподчинение детей родителям и вообще все семейные конфликты разбирались на общинных сходах, в последний путь провожали все односельчане. Публичность всех межличностных отношений на селе имела следствием подчиненность крестьянина четким, практически не дающим альтернатив нормам демографического поведения. Стоит подчеркнуть, что эти нормы освящались церковью, к началу XVIII в. они превратились уже в традицию, а традиции крестьянин привык уважать.

Демографическое мировоззрение русского крестьянства можно суммировать следующим образом. Освященный церковью брак и рожденные в нем дети - святое дело. Православный человек обязан иметь семью и детей, и чем раньше, тем лучше. Холостое состояние безнравственно. Дети - Божья благодать, противодействовать каким бы то ни было способом зачатию и рождению - грех. Детей рождается и умирает столько, сколько Богу угодно. Внебрачные связи недопустимы. Развод - греховен, но в случае вдовства второй брак - желателен и полезен.143

На протяжении XVIII - начала XX в. мировоззрение и основанное на нем демографическое поведение россиян претерпели некоторые изменения, причем для дворянства и образованных слоев населения - в большей степени, для мещан, купцов и особенно крестьян - в меньшей. В статье 1977 г. я сочувственно цитировал высказывания священника середины XIX в. Ф.В. Гиляровского и известного исследователя 1920-х годов М.Я. Феноменова о том, что деревня живет естественно-животной жизнью и делал вывод о стихийности рождаемости у русских крестьян вплоть до первых десятилетий

XX в. На мой взгляд, в это представление целесообразно внести небольшие коррективы: у крестьян, возможно уже во второй трети XIX в., проявились проблески понимания, что естественно-животная жизнь им тяжела и что ее нужно изменить, благодаря чему они стали принимать некоторые меры для сокращения рождаемости. Основанием для ревизии являются данные о том, что у крестьян уже во второй трети XIX в. имелось желание ограничить рождаемость, и они знали способы, как это сделать.

Есть основания полагать, что регулирование рождаемости началось по крайней мере во второй трети XIX в. среди помещичьих крестьян, особенно в малоземельных губерниях. С регулированием рождаемости связано явление, получившее в исторической литературе название «вымирание помещичьего крестьянства». Суть его состоит в том, что начиная с конца XVIII в. доля помещичьего крестьянства в общем населении страны сокращалась: в 1719 г. она равнялась - 48,4%, в 1762 г. - 52,7, в 179 - 53,9, в 1811 - 51,7, в 1833 - 44,9 и в 1857 г. - 39,2%, с 1830-х годов вообще прекратился рост его абсолютной численности.144 Этому феномену посвящена большая литература,145 но исследователи не могут прийти к общему мнению, потому что спор идет вокруг вопроса: что было главной причиной сокращения численности помещичьих крестьян - социальная мобильность или высокая смертность, о которой судили не но прямым данным, а по естественному приросту населения? Между тем обращение к прямых данным о брачности, рождаемости и смертности позволяет предположить, что, как это ни парадоксально, более низкий естественный прирост у помещичьих сравнительно с государственными крестьянами объяснялся их пониженной рождаемостью и смертностью (см. табл. 21).

Таблица 21. Демографические процессы в среде помещичьих и государственных крестьян и городского населения в первой половине XIX в. (на 1 тыс. чел. населения)

Категория населения Брачность Рождаемость Смертность Естественный прирост населения

Харьковская губерния, 1808-1817 гг., 305 тыс. помещичьих, 445 тыс. государственных крестьян

Крестьяне помещичьи 10,6 44,2 30,4 13,8

Крестьяне государственные 10,6 49,3 30,4 18,9

Городское сословие* 10,3 48,1 35,0 13,1

Полтавская губерния, 1835-1850 гг., 111 тыс. помещичьих, 113 тыс. государственных крестьян

Крестьяне помещичьи 12,3 51,4 40,0 11,4

Крестьяне государственные 13,9 60,4 48,3 12,1

Городское сословие* 10,5 49,3 41,9 7,4

Петербургская губерния, 1841-1850 гг., 23 тыс. помещичьих, 62 тыс. государственных крестьян

Крестьяне помещичьи 10,5 50,0 34,0 16,0

Крестьяне государственные 9,8 53,0 36,0 17,0

Городское сословие* 8,4 52,0 40,0 12,0

* Мещане, купцы, ремесленники

Сост. по: Каразин В.Н. Соч., письма, бумаги. Харьков, 1910. С. 382-394; Маркевич Н.А. О народонаселении Полтавской губернии. Киев, 1855. Табл. 29,34,38,39; Архив Русского географического общества. Разряд 35. Оп. 1. Д. 9. Записки о движении народонаселения по С.-Петербургской губернии Лужскому уезду за десятилетие 1841-1850 гг., составленные священником И. Братолюбовым. Л. 23-59.

Мы видим, что в трех губерниях у помещичьих крестьян ниже рождаемость, а в Полтавской и Петербургской губерниях ниже и смертность. Обращаю внимание, что данные охватывают в общей сложности более 1 млн крестьян. Пониженный естественный прирост помещичьих крестьян сравнительно с государственными объясняется как пониженной рождаемостью, так и смертностью. Это позволяет предположить, что помещичьи

крестьяне стали раньше других категорий крестьян регулировать рождаемость, поскольку они сильнее других тяготились крепостной зависимостью.

В.Л. Носевич и В.Л. Дьячков с В.В. Канищевым высказали сомнение, что крепостные пытались уменьшить рождаемость. По Носевичу, так не может быть, потому что не может быть никогда.146 Дьячков и Канищев утверждают, что Миронов не принял во внимание недоучет младенцев, умерших на первом году жизни, который у помещичьих крестьян (вследствие более высокой смертности) был большим.147 Мысль сама по себе, конечно, интересная, если она была бы подкреплена соответствующими сведениями. Однако никаких сравнительных данных о разнице в учете смертности помещичьих и государственных крестьян оппоненты не приводят. Но существенно другое - учет смертности младенцев на первом году жизни ничего не изменяет: младенцы, не учтенные как умершие, не учитывались и как родившиеся. Поэтому естественный прирост у обоих категорий крестьян останется одинаковым и при полном и не полном учете умерших младенцев.

В пореформенное время количество женщин, желающих предотвратить беременность или избавиться от нежеланного ребенка, увеличивалось. К их числу относились в первую очередь те, которым приходилось рожать вне брака, так как это считалось большим позором и для женщины, и для ее родственников. В Европейской России уже в середине XIX в. насчитывалось около 260 тыс. женщин с внебрачными детьми. Доля только зарегистрированных православными священниками незаконнорожденных детей в общем числе новорожденных в конце XVIII - первой-половине XIX в. колебалась от 2% в Киевской губернии до 7% в Московской, составляя в среднем по Европейской России около 3,3%. В пореформенное время число внебрачных детей в абсолютном значении увеличивалось, но очень незначительно: в Европейской России в 1859-1863 гг. регистрировалось в среднем в год 99 тыс., в 1910 г. — 106 тыс. незаконнорожденных. Однако из-за быстрого роста населения процент зарегистрированных внебрачных детей у православных снижался: он составил в 1859-1863 гг. 3,4; в 1870 г. - 3,0; в 1885 - 2,7, а в 1910 г. - 2,3. Итак, по мере модернизации, урбанизации и индустриализации происходило относительное уменьшение числа внебрачных детей среди православных женщин, в то время как у старообрядцев, католиков, протестантов и иудеев оно увеличивалось. Как можно объяснить этот парадокс? Есть исследователи, которые считают имеющиеся данные о внебрачных детях заниженными по той причине, что со временем изменялись методика их учета и политика воспитательных домов в отношении приема внебрачных детей.148 Однако это не может объяснить сокращение процента незаконнорожденных детей в 1,5 раза, т.е. ежегодный недоучет нескольких сотен тысяч новорожденных. Единственное удовлетворительное объяснение, по-моему мнению, состоит в том, что женщины, вступавшие во внебрачные отношения, применяли противозачаточные средства, а забеременевшие вне брака избавлялись от плода путем аборта или искусственного выкидыша. Только это объяснение может примирить противоречащие на первый взгляд факты, наблюдавшиеся в пореформенное время: 1) число незамужних женщин, вступавших во внебрачные половые связи, по общему мнению современников, возрастало;

2) возможность скрыть факт беременности и внебрачного рождения как от родственников, так и от священников, увеличивалась; 3) среди старообрядцев, католиков, протестантов, евреев и мусульман женщины, не состоявшие в браке, но рожавшие детей, не осуждались столь сурово, как среди православных, а их дети не дискриминировались;

4) у женщин не было смысла уклоняться от регистрации внебрачного ребенка, во-пер-вых, потому что, согласно религиозным представлениям, некрещеный младенец не по-

падал в рай, во-вторых, потому что воспитательные дома, куда можно было сдать ребенка, в 1891 г. ввели ограничения на их прием: стали требоваться свидетельства от полиции или священников, подтверждающие, что приносимые в дома дети - незаконнорожденные. Если наше предположение верно, то число женщин, применявших противозачаточные средства или делавших аборт в течение года, к 1910 г. превышало 125 тыс. Эта цифра получена следующим образом. В 1859-1863 гг. число внебрачных детей составляло 99 тыс., а их доля среди всех новорожденных - 3,4%. Если бы женщины не применяли противозачаточных мер, то число незаконнорожденных детей должно было бы составить в 1910 г. 232 тыс. (по проценту незаконнорожденных в 1859-1863 гг. от общего числа новорожденных в 1910 г.). Между тем фактически было зарегистрировано 106 тыс. внебрачных детей.

Итак, в пореформенное время сотни тысяч русских женщин стали тяготиться детьми и задумываться над тем, как облегчить бремя материнства и уменьшить многодетность. Знали ли женщины средства против этого? В древнерусских памятниках XI—XII вв. встречаются свидетельства, что женщины использовали лекарства для вытравливания плода и нагружали себя тяжелой физической работой, чтобы вызвать выкидыш.149 Судя по вопросникам, составленным монахами для исповеди в XIV-XVIII вв., священники спрашивали женщин на исповеди: «Не травила ли младенца во утробе? Не убила ли младенца во утробе»? Кроме того, и мужчин, и женщин постоянно призывали покаяться за отклонения (они во множестве перечислялись) от ортодоксального способа полового акта, признаваемого в православной церкви, которые могли использоваться для избежания беременности. В одном вопроснике, относящемся к началу XVIII в., есть такой вопрос: «Не вступал ли муж в половой контакт с женой после извержения семени?».150 Это указывает на то, что coitus interruptus был известен, но его использование считалось грехом. Врачи и судебные следователи указывали на следующие способы предотвращения или прекращения беременности, известные женщинам в конце XIX в.: механические (поднятие тяжестей, прыжки, тугое бинтование и разминание живота, трясение всего тела и т.п.), лекарственные (от различных трав - до ртути и фосфора, употребляемых внутрь), вытравливание плода, удлинение лактационного периода, аборт и др.151 В каждом селении были знахарки, занимавшиеся изгнанием плода.

Если люди имели потребность регулировать деторождение и знали, как это делать, то естественно ожидать, что они применяли эти, пусть весьма несовершенные, методы. Так оно и было в действительности, хотя информация об этом довольно ограниченная, поскольку по духовным законам все средства предотвращения беременности считались грехом, а по гражданским законам аборт был запрещен и уголовно наказуем, причем привлекались к ответственности как врачи, так и пациенты. Взгляд на применение любых способов предотвращения беременности и вызывание искусственного выкидыша, как на большой грех, был так распространен, что женщины, которые пользовались ими, тщательно скрывали от всех - и от соседей и от врачей - даже в 1920-е годы, когда аборты были официально разрешены. Судебный следователь из Казанской губернии В. Магнитский представил в 1871 г. в Русское географическое общество очерк о преступности, в котором сообщил, что изгнание плода у русских считается страшным грехом, тем не менее в каждом селении есть женщины, занимающиеся этим. Для изгнания плода знахарки дают пить сулему или советуют глотать жестяные кружочки. Выкидыши чаще всего зарываются в землю в подполье, реже их прячут в навозные кучи и бросают зимой в речки и ручейки. Для предотвращения беременности женщины тотчас после полового акта пьют ложку воды с порохом, обмыв руки своей мочой.152

В деревне большой популярностью пользовалось увеличение срока кормления грудью до 2 и более лет. В середине XIX в. горожане познакомились с абортом, и в начале XX в. промышленные города были охвачены «эпидемией абортов», в большинстве случаев криминальных, поэтому можно составить лишь приблизительное представление об их числе: за 1840-1890 гг. во всех российских родовспомогательных учреждениях было сделано всего 247 официально разрешенных по медицинским соображениям абортов; в 1910-е годы только в Москве их совершалось около 10 тыс. в год. При этом менее 1% женщин, сделавших аборт, предстали перед судом, причем в 75% случаев они были оправданы. В 1913 г. под влиянием общественного движения за отмену уголовного преследования врачей и пациентов за производство абортов Двенадцатый съезд русских врачей поддержал это требование. Однако аборт в России был легализован только в 1920 г.

В городах движение женщин против многодетности приняло более широкие масштабы. Например, не в самом большом городе России Харькове распространение презервативов и абортов началось уже с конца 1860-х годах. С 1890-х годов образованные классы населения стали широко применять презервативы, которые, однако, по религиозным причинам и из-за дороговизны в крестьянский быт не входили. Регулирование рождаемости постепенно входило в жизнь и начинало приносить свои результаты. Рождаемость в Петербурге с 1861-1865 по 1911-1915 гг. упала с 38 до 26%о, в Москве она уже в 1867-1880 гг. равнялась всего 23%о, но в отличие от Петербурга к 1911-1913 гг. повысилась до 29%о из-за огромного притока крестьян. Данный уровень рождаемости свидетельствует о том, что она стала регулироваться. Об этом говорит и тот факт, что общая и брачная плодовитость в Петербурге имела не только межсословные, но и внут-рисословные отличия. В 1907-1912 гг. женщины бедных классов рожали в 3 раза чаще, чем представительницы богатых слоев; жены квалифицированных рабочих рожали в 2 раза реже, чем жены неквалифицированных рабочих. К 1910 г. насчитывалось 15 губерний, где рождаемость была ниже 40%о и, следовательно, определенно контролировалась.

Знание методов регулирования рождаемости проникало в деревню через отходников. В волостях с развитым отходничеством женщины обыкновенно рожали через 3-5 лет, хотя мужья ежегодно на два-три месяца приходили домой, а в волостях «оседлых», крестьяне которых не занимались отходничеством, - через 1-2 года. Поэтому в первых волостях женщины рожали за репродуктивный период 5,3 раза, а во вторых -9,2 раза, т.е. на 74% больше. При этом в «отхожих» семьях совсем нерожавших женщин насчитывалось 11%, а в «оседлых» - 3%.153 Это дает основания для заключения, что мужчины-отходники приносили из города знания о том, как не допустить зачатия. Они их черпали часто у городских проституток, которые были знатоками в этом вопросе.

Согласно данным проведенного в 1927 г. обследования украинских крестьянок в возрасте свыше 50 лет, т.е. рожденных до 1877 г. и проведших большую часть репродуктивного возрастало 1917 г., 9% из них пользовалось тем или иным способом, для предотвращения зачатия, чаще всего coitus interruptus. При этом в среднем на каждую женщин ну, применявшую меры защиты, пришлось 7,4 рождений, а в среднем на всех женщин -9,5 рождений.154 9-10% женщин, предохранявшихся от беременности - это тот уровень, который достигло стихийное движение за сокращение рождаемости к 1917 г. При опросах женщин, рожденных в конце XIX в., Д. Рансел и В.В. Дьячков зафиксировали, что некоторые из них применяли те или иные способы контрацепции - продлевали лактационный период, делали аборты и др.155

Таким образом, приведенные данные позволяют предположить, что уже до Великих реформ появились первые попытки ограничить рождаемость, в пореформенное время методы регулирования рождаемости стали постепенно входить в жизнь, сначала в городах, затем в деревнях, в среде образованных и богатых слоев населения, а затем и среди городских низов и крестьянства.156 Что касается пореформенного времени, то здесь имеющихся данных совершенно достаточно для заключения, что не только образованные слои населения, но значительная часть крестьянства стали регулировать рождаемость и более свободно устраивать свои матримониальные и интимные дела. Правда, не до такой степени, как это представляется В.Г. Безгину, который, на мой взгляд, сильно преувеличивает свободу нравов в деревне конца XIX - начала XX в. В его изображении отношения между полами в деревне (как между молодыми, так и между взрослыми) выглядят легкими и фривольными, женщины выглядят даже более доступными, чем в современном большом российском городе.157 Такие факты действительно встречались, но это было редкостью, и поэтому если смотреть на них как на типичные, то это не соответствует тому, что было в действительности.

Вопрос начала регулирования рождаемости и вся проблема демографических воззрений требуют дальнейшей разработки.158

Окончание следует

92 Обобщение сделанного см.: Брачность, рождаемость, смертность в России и в СССР; Воспроизводство населения СССР / Вишневский А.Г., Волков А.Г. (ред.). М., 1983; Советская демография за 70 лет: Из истории науки. М., 1987; Водарский А.Е., Кабузан В.М. Демографические проблемы истории СССР досоветского периода. С. 110-119; Горская Н.А. Историческая демография России эпохи феодализма. С. 165-201; Миронов Б.Н. 1) Русский город в 1740—1860-е годы. С. 27-31; 2) Социальная история России периода империи. Т. 1. Гл. 3.

93 Миронов Б.Н. Русский город в 1740—1760-е годы. С.72.

94 В среднем для XVIII - первой половине XIX в. - 39 лет; Юрченко H.JI. Ревизские сказки как источник по социально-демографической истории. С. 326.

95 По 2 приходам в XVIII в. и 4 приходам в XIX в.; в 1712-1724 гг. - 34,4, в 1783-1795 - 28,6-37.0, в 1816 - 44,3-48,8, в 1834 г. - 38,1 года: Кахк Ю.Ю. Средняя продолжительность жизни крестьян Эстонии в первой половине XIX в. // Ежегодник по аграрной истории Восточной Европы. 1965 г. М., 1970. С. 333-339; Полли X. Естественное движение сельского населения Эстонии: 1650-1799. Таллинн, 1980. Вып. 2. С. 108; Вахтре С. Подушные ревизии в Эстляндской губернии (1782-1858) и их данные как источник истории крестьянства. Автореф. докт. дис. Тарту, 1970. С. 55; Palli II. Eesti rahvastiku ajalugu 1712-1799 (Academia 7). Tallinn, 1997. P. 149.

96 Кроме приведенных выше, см.: Антонов Д.Н., Антонова И.А. Метрические книги: история, делопроизводство, источники комплектования и научно-техническая обработка. Историко-архивовед-ческое исследование. Тула, 1997; Арсентьев Н.М., Егунова А.И. Ревизские сказки: новые возможности исторического исследования // Круг идей: модели и технологии исторической информатики. Труды

III конференции Ассоциации «История и компьютер». М., 1996. С. 214-229; Кабакова Н.В. Государственные и церковные источники о демографических процессах в южных уездах Тобольской губернии в конце XVIII - первой половине XX в.; Автореф. канд. дис. Омск, 2004; Канищев В.В., Мизис Ю.А. Методологические проблемы социально-демографического исследования России XIX - начала XX века на микроуровне // Actio Nova 2000 / Филюшкин А. И. (ред.). М., 2000. С. 455- 483; Кончаков Р.Б. Демографическое поведение крестьянства Тамбовской губернии в XIX - начале XX в. Новые методы исследования: Автореф. канд. дис. Тамбов, 2001; Миронов Б.Н. 1) Исповедные ведомости - источник о численности и социальной структуре православного населения России XVIII - первой половины XIX в. // Вспомогательные исторические дисциплины. Л., 1989. Т. 20. С. 102-117; 2) О достоверности метри-

ческих ведомостей - важнейшего источника по исторический демографии России XVIII - начала XX в. // Россия в Х1Х-ХХ вв. / А.А. Фурсенко (отв. ред.). СПб., 1998. С. 41-47; Твердюкова Е.Д. Административные и церковные источники по истории народонаселения Новгородской губернии XIX - начала XX в. (Опыт комплексного анализа): Автореф. канд. дис. СПб., 2001; Троицкая ИЛ. Ревизии населения как источник демографической информации (методологические проблемы): Автореф. капд. дис. М., 1995; Черпякова ИЛ. Ревизские сказки и исповедные ведомости - сравнительный анализ содержания с точки зрения достоверности и полноты информации // Массовые источники по истории и культуре России XVI-XX вв. / Демчук Г.В. (ред.). Архангельск, 2002. С. 366-375; ШикаловЮ. О метрических книгах карельских приходов Кемского уезда во второй половине XIX - начала XX в., а также о священниках их составляющих // Историография и источниковедение отечественной истории. Вып. 3 / Под. ред. С.Г. Кащенко. СПб., 2004. - Проблеме источников и их обработке посвящен сб. ст.: Where the Twain Meet. Dutch and Russian regional development in a comparative perspective. 1800-1917.

97 Миронов Б.Н. Исповедные ведомости. С. 102- \\1\Кабузан В.М. Народонаселение России в XVIII -первой половине XIX в. С. 82-84.

98 Высказано предположение, что духовенство намеренно искажало данные о детской смертности, чтобы утаивать деньги за требоисиолнение от церковных властей (Перковский АЛ. Об изучении смертности и продолжительности жизни в России в XVIII веке. С. 140).

99 Статистические таблицы Российской империи. Вып. 2. С. 149 -152; Бушем А. Об устройстве источников статистики населения в России. СПб., 1864. С. 78-81; Горлов И. Обозрение экономической статистики России. СПб., 1849. С. 48; Журавский Д.П. Об источниках и употреблении статистических сведений. Киев, 1846. С. 81; Кабузан В.М. Народонаселение России в XVIII - первой половине XIX в. С. 77-83; Птуха М.В. Очерки по истории статистики СССР. М., 1955. Т. 1. С. 366-369; Смановский А. О смертности сельского населения Малороссии. СПб., 1891. С. 5-6; Статистический временник Российской империи. СПб., 1866. Вып. 1. С. XIX-XXI; Новосельский С.А. Смертность и продолжительность жизни в России. Пг„ 1916. С. 20-23.

100 Вишневский А.Г. Ранние этапы становления нового типа рождаемости в России // Брачность, рождаемость, смертность в России и СССР. С. 113-115; Миронов Б.Н. Социальная история России периода империи. Т. 1. С. 181-190.

,ot Воспроизводство населения СССР. С. 47-67; Новосельский С .А. Смертность и продолжительность жизни в России. С. 180-187.

102 Арсеньев К.И. Исследования о численном соотношении полов в народонаселении России // Журнал МВД. 1844. Ч. 5. № 1. С. 5-47; Статистические таблицы Российской империи. Вып. 2. С. 182— 183; Общий свод по империи результатов разработки данных Первой всеобщей переписи населения, произведенной 28 января 1897 г. Т. 2. С. 160-163.

103 Народонаселение стран мира. Справочник. М., 1978. С. 262.

104 По расчетам С.А. Новосельского, даже 65% (Новосельский С.А. Смертность и продолжительность жизни в России. С. 100-103).

105 Сведения о демографических процессах и численности приходского населения взяты из подлинных отчетов Синода за 1748-1870 гг. и поэтому несколько отличаются от данных, приведенных в статье В.И. Покровского.

106 Владимиров В.Н., Плодунова В.В., Силина И.Г. Метрические книги как источник по истории народонаселения Алтайского края. С.137-164.

107 См., напр.: Маркова МЛ. Первичные документы по учету населения С.-Петербургской губернии в XVIII - первой половине XIX в. как исторический источник (метрические книги, исповедные росписи и ревизские сказки): Автореф. канд. дис. СПб., 2005.С. 19.

108 Подробнее см.: Миронов Б.Н. О достоверности метрических ведомостей. С. 41-47.

109 Новосельский С.А. Обзор главнейших данных по демографии. С. 18.

110 Тольц М.С. Брачность населения России в конце XIX - начале XX в. С. 140-153.

111 Общий свод по империи результатов разработки данных Первой всеобщей переписи насления, произведенной 28 января 1897 г. Т. 2. С. 184-205.

112 Маркова М.А. Некоторые наблюдения за полнотой фиксации младенческой смертности в метрических книгах Олонецкой губернии // Компьютер и историческая демография. С. 167, 171.

113 Маркова МЛ. Первичные документы по учету населения С.-Петербургской губернии в XVIII -первой половине XIX в. С. 19.

114 Смирнова С.С. Демографические процессы в Олонецкой губернии в XIX - начале XX в.: Опыт компьютерного анализа метрических книг: Автореф. канд. дис. СПб., 2002. С. 21-22.

115 В Олонецкой губернии до 1800 г. в метрических книгах встречается лишь восемь наименований причин смерти: старость, чахотка, горячка, простуда, оспа, краснуха, «при рождении младенца», паралич, цинга; а в 89% случаев указание на причину смерти отсутствует. Еще в 1830-е годы в ряде погостов священники чаще всего в качестве причины смерти указывали на «Волю Божиею» и «паралич». В течение первой половины XIX в. количество употребляемых причин смерти увеличивается до 36 (Смирнова С.С. Демографические процессы и Олонецкой губернии в XIX - начале XX в. С. 20-21).

116 Изъяны метрической статистики отмечены и в карельских приходах. (Хеминен Т., Партанен Ю. Источники, используемые в исследованиях истории семьи финской Карелии и проблемы, вытекающие из их критической оценки // Историография и источниковедение отечественной истории. Вып. 3).

117 Канищев В.В., Кончаков Р.Б., Мизис ЮЛ. Соотношение когортного и сплошного анализа (по материалам прихода с. Малые Пупки Тамбовской губернии) // Социально-демографическая история России XIX-XX вв. Современные методы исследования. Материалы научной конференции (апрель 1998 г.). Тамбов, 1999. С. 61, 64, 66.

118 Хок C.J1. Голод, болезни и структуры смертности в приходе Борщевка, Россия, 1830 - 1912 // Социально-демографическая история России XIX-XX вв. С. 6-7. С этим мнением согласен С.Г. Кащенко (Кащенко С.Г. К вопросу о смертности в Тамбовской губернии в XIX - начале XX в. (Некоторые соображения по поводу доклада профессора Стивена Л. Хока) // Там же. С. 31).

119 Дьячков B.JI. Труд, хлеб, любовь и космос, или о факторах формирования крестьянской семьи во второй половине XIX - начале XX в. // Социально-демографическая история России XIX-XX вв. С. 73, 76.

120 Akolzina М., Dyatchkov V., Kanitshchev V. е.а. Comparison of cohort analysis and other methods of demographic microanalysis used in studying the Tambov region // Where the Twain Meet Again. P. 47.

121 Ibid. P. 77, 89.

122 Иванилова Е.П., Орлова В.Д. Влияние норм брачного права на демографиечское поведение крестьян Тамбовской губернии в XIX в.: источники и возможные методы их обработки. С. 90-100; Мареева ЕЛ. 1) Бракоразводная практика в Тамбовской епархии //Державинские чтения. Тамбов, 2000; 2) Мужчины и женщины при заключении и расторжении брака в XIX в. (по материалам Тамбовской епархии) // От мужских и женских к гендерным исследованиям. Тамбов, 2001. С. 38-42; 3) Церковный фактор в демографическом поведении населения Тамбовской губернии в XIX - начале XX в.: Автореф. канд. дис. Тамбов, 2003.

123 См. диск, между Б.Н. Мироновым, с одной стороны, и В.Л. Дьячковым и В.В. Канищевым -с другой, которая продемонстрировала, что статистические закономерности (в данном случае уменьшение числа зачатий во время Великого поста) в масштабах отдельных приходов могут и не проявиться: Миронов Б.Н. 1) Можно ли увидеть всю Россию из Малых Пупков? // Круг идей: Алгоритмы и технологии исторической информатики. Труды IX конференции Ассоциации «История и компьютер» / Под ред. Л.И. Бородкина, В.Н. Владимирова. М.; Барнаул, 2005. С. 528-543; 2) Нет, не увидеть всю Россию из Малых Пупков! // Там же. С. 578-592).

124 Shustova /., Sinitsyna Е. Demographic behaviour in the Yaroslav loamy area: The results of cohort analysis for two typical rural parishes // Where the Twain Meet Again. P. 25-44.

125 Ibid. P. 24.

126 Ibid. P. 14-15.

127 Akolzina М., Dyatchkov V., Kanitshchev V. e.a. Comparison of cohort analysis... P. 45-90.

128 Kanitshchev V., Konchakov R., Mizis Y., Morozova E. The development of the family structure in the Tambov region,1800-1917 // Where the Twain Meet Again. P. 256.

129 Кащенко С.Г. Микроисследования по исторической демографии Российксой империи XIX - начала ХХв.С.3-15; Kachtchenko S. On the marital behaviour of the population in the North of Russia in the 19th and beginning of the 20th centuries // Family Life of the Northwestern Margins of Imperial Russia / Hâmynen T., Partanen J., Shikalov Y. (eds.). Joensuu, 2004. P.135-146; Kachtchenko S., Smirnova S. Conjugality in the Olonets province in the nineteenth and early twentieth centuries: Some inferences drawn from information taken from the registers of births, seaths and marriages //Where the Twain Meet Again. P. 147—

168. - У Кащенко стандартная ошибка подсчи тана при низкой 68%-ный надежности, у меня при более высокой - 95%-ный.

130 Изместьеча Т.Ф. Выборочный метод // Количественные методы в исторических исследованиях / Под ред. И.Д. Ковальченко. М., 1984. С. 101-136; Миронов Б.Н. История в цифрах: математика и исторических исследованиях. Л., 1991. С. 40-64.

131 Akolzina М. Comparison of cohort analysis... С. 66.

132 Ibid. P. 67.

133 Хок С.Jl. Голод, болезни и структуры смертности в приходе Борщевка. С. 3-29; см также интересный комментарий результатов исследования Хока (Кащенко С.Г. К вопросу о смертности в Тамбовской губернии в XIX - начале XX в. С. 30-40).

134 Миронов Б.Н. Русский город...С. 164.

135 Андросов В. Статистическая записка о Москве. М., 1832. С. 93.

136 Сифман Р.И. Динамика рождаемости в СССР. М., 1974. С. 44, 64.

137 Миронов Б.Н. Русский город...С. 164.

138 Воспроизводство населения СССР. С. 273.

139 Демографический энциклопедический словарь. С. 71.

140 Троицкая И.А. Ревизии населения как источник демографической информации. С. 18-21; Blum А., Troitskaia I. Mortality in Russia during the 18th and 19th centuries. Local assessments based on the revizii // Population. An English Selection. 1997. N 9. P. 123-146.

141 Baxmpe С. Подушные ревизии в Эстляндской губернии (1782-1858) и их данные как источник истории крестьянства. С. 56-57.

142 Воспроизводство населения СССР. С. 61, 273.

143 Подробнее см.: Миронов Б.Н. 1) Традиционное демографическое поведение крестьян в XIX -начале XX в. // Брачность, рождаемость, смертность в России и в СССР / А.Г. Вишневский (ред.). М., 1977. С. 83-104; 2) Социальная история России периода империи. Т. 1. С. 160-167.

144 Кабузан В.М. Изменения в размещении населения России в XVIII - первой половине XIX в. М., 1971. С. 69, 89, 117, 129, 153, 177.

145 См. библиографию: Миронов Б.Н. Социальная история России периода империи. Т. 1. С. 216. Сноска 147; Кабузан В.М. Крепостное население России в XVIII в. - 50-х годах XIX в. (численность, размещение, этнический состав). СПб., 2002.

146 Носевич В.Л. Традиционная белорусская деревня в европейской перспективе. Минск, 2004. С. 148.

147 Dyatchkov V., Kanitshchev V. Tambov régional development in the context of intégral history, 1800— 1917: Contradictions in the modernization of Russian society on the basis of microhistory // Where the Twain Meet Again. P. 200-201.

148 Миронов Б.Н. Социальная история периода империи. Т 1. С. 182-183.

149 Романов Б.А. Люди и нравы Древней Руси. Л., 1947. С. 242-244.

130 Алмазов А. Тайная исповедь в православной восточной церкви: В 3 т. Одесса, 1894. Т. 3. С. 156— 296; Корогодина М.В. Исповедь в России в XIV-XIX вв.СПб., 2006. С. 158-163, 410-411, 442, 457, 482-483.

151 Афиногенов А.О. Жизнь женского населения Рязанского уезда в период детородной деятельности женщины. СПб., 1903. С. 57. - Эти весьма несовершенные средства давали некоторый эффект (Пил-судский Б. Роды, беременность, выкидыши, близнецы, уроды, бесплодие и плодовитость у туземцев острова Сахалина. СПб., 1910. С. 14-16).

152 Миронов Б.Н. Социальная история периода империи. Т 1. С. 185-186.

133 Жбанков Д.Н. Влияние отхожих промыслов на движение народонаселения Костромской губернии по данным 1866-1883 гг. Кострома, 1887. С. 17, 87.

154 Tomujiuh С.А. К вопросу о плодовитости крестьянки и влиянии ее на детскую смертность // Советская демография за 70 лет. М., 1987. С. 107-109.

135 Ransel D.L. Village mothers: Three générations of change in Russia and Tataria. Bloomington; Indianapolis, 2000. P. 103-108; Дьячков В.Л. Факторы брачно-семейного поведения женщин в XX в. в зеркале устной истории // Женская повседневность в России в XVIII-XX вв.: Материалы Международной научной конференции. 25 сентября 2003 г. / П.П. Щербинин (отв. ред.). Тамбов, 2003. С. 207— 208.

156 Подробнее см.: Миронов Б.Н. Социальная история периода империи. Т. 1. С. 181-190; Вишневский А.Г. Ранние этапы становления нового типа рождаемости в России.

157 Безгин В.Г. Скрытая повседневность (половые отношения в русской деревне конца XIX - начала XX в. // Клио. № 3 (26). 2004. С. 103-107.

138 Лещенко В.Ю. Русская семья (XI-XIX вв.). СПб., 2004; Иванилова Е.П., Орлова В.Д. Влияние норм брачного права на демографическое поведение крестьян; Мареева Е.П. 1) Бракоразводная практика в Тамбовской епархии; 2) Мужчины и женщины при заключении и расторжении брака в XIX в. 3) Церковный фактор в демографическом поведении населения Тамбовской губернии в XIX - начале XX в.; Миненко H.A. К изучению семейной этики Сибирского крестьянства второй половины XVIII в. // Крестьянство Сибири XVIII - начала XX в. (Классовая борьба, общественное сознание и культура). Новосибирск, 1975. С. 75-84; Пушкарева Н.Л. Частная жизнь русской женщины: невеста, жена, любовница (X - начало XIX в.). М., 1997.

Статья принята к печати 28 сентября 2006 г.