Статистическое изучение брачности и разводимости

Статистическое изучение брачности и разводимости

Московский Государственный Университет

Экономики, Статистики и Информатики

Курсовая работа

На тему:

Статистическое изучение брачности и разводимости

Руководитель: Букина Мария Юрьевна <#"531297.files/image001.gif">

Частный K sj =,

где Wnm - число незамужних женщин

Мnm -число неженатых мужчин

Итак, показатели брачности делятся на две большие группы: показатели вступления в брак и показатели состояния в браке. Мы начнем с первой группы и остановимся, прежде всего, на общих показателях вступления в брак. К ним относятся абсолютное число браков и общий коэффициент брачности.

Абсолютное число браков за год никак не может характеризовать уровень брачности, так как зависит от общей численности населения.

Это число может быть использовано лишь для расчета общего коэффициента брачности или сопоставления с ним числа разводов.

Общий коэффициент брачности представляет собой число браков (подчеркиваем, что речь здесь идет именно о числе браков, а не о числе вступающих в брак) в расчете на 1000 населения, т.е. рассчитывается в о/о. Как и в любом другом общем демографическом коэффициенте, здесь временным отрезком может быть как один год, так и несколько лет сразу.

Расчет производится по следующей формуле:

где - общий коэффициент брачности за период времени;- абсолютное число браков за период времени;ср - средняя за период времени общая численность населения.

Пользоваться общим коэффициентом брачности, безусловно, лучше, чем абсолютным числом браков. Но все же этот показатель имеет существенный недостаток. Дело в том, что интенсивность вступления в брак в разных возрастах, естественно, не одинакова. Чаще всего вступают в брак в возрастном интервале 18-30 лет. Однако дело не только в возрастных различиях интенсивности вступления в брак.

В условиях официальной моногамии (единобрачия) зарегистрировать брак (а текущая статистика, естественно, имеет дело только с зарегистрированными браками) могут только те, кто в нем не состоит.

Следовательно, чем выше в данном населении будет доля, не состоящих в зарегистрированном браке людей в возрасте 18-30 лет, тем, при прочих равных условиях, выше будет и общий коэффициент брачности.

К общим показателям разводимости относятся абсолютное число разводов и общий коэффициент разводимости.

Абсолютное число разводов за год совершенно не дает представления об уровне разводимости, так как зависит от общей численности населения.

Это число может быть использовано лишь для расчета общего коэффициента разводимости или сопоставления с ним числа браков.

Общий коэффициент разводимости представляет собой число разводов в расчете на 1000 населения, т.е. рассчитывается в о/о. Как и в любом другом общем демографическом коэффициенте, здесь временным отрезком может быть как один год, так и несколько лет сразу.

Расчет производится по следующей формуле:

где- общий коэффициент разводимости за период времени;- абсолютное число разводов за период времени;ср - средняя за период времени общая численность населения.

Пользоваться общим коэффициентом разводимости безусловно лучше, чем абсолютным числом разводов. Однако его величина зависит как от особенностей поло-возрастного состава населения, так и, главное, от числа существующих браков, ибо понятно, что разводиться могут только те, кто состоит в браке.

Следовательно, чем выше в данном населении будет доля состоящих в браке, тем, при прочих равных условиях, выше будет и общий коэффициент разводимости [4,6] .

Так же есть ещё такие показатели, как показатель уровня ранних браков у мужчин и женщин:

 и  ,

брачность разводимость показатель динамика

где - число браков, зарегистрированных мужчинами в возрасте 15-19 лет,

 - общее число браков, зарегистрированных мужчинами, и во второй формуле соответственно тоже, только у женщин.

Коэффициент поздних браков:

,

где - число браков, зарегестрированных в возрасте от 50 и выше

 - общее число заключённых браков.

Изучение брачного состояния населения является составной частью анализа демографических состояний, возникающих в процессе брачности и прекращения брака: добрачного, собственно брачного и послебрачного [13].

.2 Возрастные, суммарные и кумулятивные коэффициенты брачности и разводимости

То обстоятельство, что для наиболее адекватной характеристики интенсивности вступления в брак числа вступающих в брак следует соотносить с числами не состоящих в зарегистрированном браке, вносит серьезные ограничения в использование показателей брачности. Главное ограничение связано с тем, что данные о числе не состоящих в браке получаются только по результатам переписи населения. Следовательно, наиболее корректные индикаторы интенсивности вступления в брак могут быть рассчитаны только за годы, примыкающие к переписи населения. А это значит, примерно, раз в 10 лет. В принципе можно конечно пользоваться и данными микропереписи населения. Но в этом случае мы получим не численность не состоящих в браке, а только их долю в населении. Полученные доли не состоящих в браке по полу и возрасту нужно будет умножить на численность всего населения по полу и возрасту, ежегодно рассчитываемую органами государственной статистики. Понятно, что эти доли должны быть взяты именно в долях единицы, а не в % (на 100 человек) или в промилях (на 1000 человек). Таким образом, мы получим оценку численности не состоящих в браке.

Второе ограничение, на наш взгляд, не так значимо. Оно заключается в том, что числа вступающих в брак берутся из текущей ("ЗАГСовской") статистики и относятся, следовательно, только к зарегистрированным бракам. Численности же не состоящих в браке берутся из данных переписи населения где брачное состояние определяется по самоопределению, т.е. речь идет скорее о фактическом браке независимо от его регистрации. Это обусловливает некоторую несопоставимость числителя и знаменателя при расчете показателей интенсивности вступления в брак. Однако эта несопоставимость, по нашему мнению, невелика, так как население нашей страны, отвечая на вопрос о состоянии в браке, ориентируется, главным образом, на зарегистрированный брак и, следовательно, различия в понимании брака в числителе и знаменателе здесь невелики. Кстати, например, при использовании данных микропереписи населения 1994 г. есть возможность во многом преодолеть это ограничение. Дело в том, что там состоящие в браке отвечали на вопрос о том, зарегистрирован ли их брак. Следовательно, здесь можно выделить не состоящих в зарегистрированном браке. Однако, документального подтверждения этого при микропереписи, естественно, не спрашивают и, поэтому некоторая несопоставимость с документально подтверждаемой регистрацией брака в органах ЗАГС здесь сохраняется [9,11].

         Охарактеризовав специфику источников информации для расчета интенсивности вступления в брак, мы перейдем теперь к рассмотрению самих показателей интенсивности этого процесса.

Возрастной коэффициент брачности представляет собой число лиц данного пола, вступивших в брак в возрасте Х в расчете на 1000 не состоящих в браке соответствующего пола и возраста, т.е. рассчитывается в о/оо.

Возрастной коэффициент брачности ( пример см. в Приложении №2) рассчитывается по следующей формуле:

где(х/х+а) - возрастной коэффициент брачности для поло-возрастной группы (х/х+а) за период времени;(х/х+а) - число лиц данного пола, вступивших в брак в возрастной группе (х/х+а) за период времени;(х/х+а)вбр - среднее за период число не состоящих в браке в поло-возрастной группе х;

х - возраст начала возрастного интервала;

а - длина возрастного интервала;- число лет, входящих в рассматриваемый период времени.

В связи с тем, что для расчета этого показателя, как отмечалось выше, нужно использовать данные либо переписи, либо микропереписи населения, которые относятся в нашей стране, как правило, к начальной части года, возрастные коэффициенты брачности рассчитываются за двухлетний период, за годы, примыкающие к переписи или микропереписи населения.

Здесь следует обратить внимание на то, что, если при расчете общего коэффициента брачности берется число браков, то здесь - число вступивших в брак. Это, понятно хотя бы потому, что возрастные коэффициенты брачности рассчитываются отдельно для женщин и мужчин.

Численность не состоящих в браке мужчин и женщин по возрастным группам рассчитывается суммированием соответствующих чисел никогда не состоявших в браке, разведенных и вдовых, которые есть в таблицах переписи населения.

Доли не состоящих в браке мужчин и женщин по возрастным группам рассчитываются суммированием соответствующих долей никогда не состоявших в браке, разведенных и вдовых. Если численности не состоящих в браке рассчитываются исходя из данных микропереписи населения, то необходимая для расчета численность населения по половозрастным группам берется из распределения населения по полу и возрасту.

Дифференцированный анализ брачности показывает, что интенсивность вступления в брак различается между первыми (т.е. никогда не состоявших в браке) и повторными (т.е. состоявших ранее в браке) браками. А среди последних имеют место различия в интенсивности вступления в брак между вдовыми и разведенными. В этой связи представляется безусловно целесообразным рассчитывать возрастные коэффициенты брачности для отдельных категорий не состоящих в браке. При этом формулы расчета этих коэффициентов аналогичны рассмотренной выше.

Различают:

ü  возрастной коэффициент брачности для первых браков;

ü  возрастной коэффициент брачности для повторных браков;

ü  возрастной коэффициент брачности разведенных;

ü  возрастной коэффициент брачности вдовых.

На основе возрастных коэффициентов брачности иногда рассчитываются суммарные коэффициенты брачности. Суммарный коэффициент брачности показывает, сколько раз в среднем один человек на протяжении своей жизни вступает в брак при условии сохранения существующих возрастных коэффициентов брачности. Здесь речь идет о показателе суммарного коэффициента брачности для условного поколения. Этот коэффициент является как бы обобщающим по отношению к возрастным коэффициентам брачности, обобщающей характеристикой интенсивности вступления в брак.

Формула для расчета этого показателя выглядит следующим образом:

где(х/х+а) - возрастные коэффициенты брачности;- длина возрастного интервала.

Умножение на 0,001 здесь делается из-за того, что возрастные коэффициенты брачности рассчитываются на 1000 человек данного пола и возраста, а суммарный коэффициент - на одного человека.

Понятно, что, как и возрастные коэффициенты брачности, суммарный коэффициент рассчитывается только отдельно для женщин и мужчин. Аналогичным образом суммарные коэффициенты брачности рассчитываются для первых и повторных браков, для браков разведенных и вдовых. Особый интерес здесь представляет суммарный коэффициент брачности для первых браков, так как он одновременно является долей когда-либо вступающих в брак. Если из единицы вычесть суммарный коэффициент брачности для первых браков, то мы получим процент окончательного безбрачия, рассчитанный для условного поколения. Судить о доле вступающих в повторный брак на основе суммарного коэффициента брачности для повторных браков строго говоря нельзя, так как повторных браков (в отличие от первого) у человека может быть несколько.

Среднее число вступлений в брак одного человека может рассчитываться и для реальных поколений. При этом просто общее число вступлений в брак среди представителей данного поколения (естественно, дифференцированно по полу) делится на численность поколения (опять же, отдельно женщин и мужчин). Информация, необходимая для расчета суммарного коэффициента брачности для реальных поколений, у нас в стране получалась только по микропереписям населениям и специальным выборочным исследованиям.

Суммарный коэффициент брачности для первых браков для реальных поколений рассчитывается путем деления всех случаев вступления в первый брак в данном поколении на численность данного поколения (естественно, раздельно для женщин и мужчин и с учетом сказанного выше). Этот коэффициент показывает долю вступивших в брак в данном поколении и, как обратную величину (т.е. полученную путем вычитания первой из единицы), процент окончательного безбрачия. Аналогично рассчитывается суммарный коэффициент брачности для повторных браков для реальных поколений. При наличии информации о числе вступивших в брак по каждой очередности повторного брака можно рассчитывать и суммарные коэффициенты брачности по каждой очередности. Наряду с суммарными, как для условного, так и для реального поколений, есть смысл рассчитывать и кумулятивные коэффициенты брачности.

Если суммарный коэффициент брачности показывает сколько раз в среднем один человек вступает в брак на протяжении всей жизни, то кумулятивные - к достижению того или иного возраста (например, к 30 или 40 годам). При расчете кумулятивных коэффициентов суммируются не все возрастные коэффициенты брачности, а лишь до того возраста, для которого рассчитывается кумулятивный коэффициент. Наряду с возрастными коэффициентами брачности рассчитываются таблицы брачности, включающие и вероятности вступления в брак.

Что касается разводимости, то для расчета возрастного коэффициента разводимости используется следующая формула:

брачность разводимость показатель динамика

где(х/х+а) - возрастной коэффициент разводимости для поло-возрастной группы (х/х+а) за период времени;(х/х+а) - число лиц данного пола, расторгнувших брак в возрастной группе (х/х+а) за период времени;(х/х+а)бр - среднее за период число состоящих в браке в поло-возрастной группе х;

х - возраст начала возрастного интервала;

а - длина возрастного интервала;- число лет, входящих в рассматриваемый период времени.

Они также как и возрастные коэффициенты брачности рассчитываются на двухлетний период, за годы, примыкающие к переписи или микропереписи населения. Если численности состоящих в браке рассчитываются исходя из данных микропереписи населения, то необходимая для расчета численность населения по поло-возрастным группам берется из распределения населения по полу и возрасту.

На основе возрастных коэффициентов разводимости может быть рассчитан суммарный коэффициент разводимости. Он показывает, сколько раз в среднем один человек на протяжении своей жизни разводится при условии сохранения существующих возрастных коэффициентов разводимости. Формула для расчета этого показателя выглядит следующим образом:

где(х/х+а) - возрастные коэффициенты разводимости;- длина возрастного интервала.

Умножение на 0,001 здесь делается из-за того, что возрастные коэффициенты разводимости рассчитываются на 1000 человек данного пола и возраста, а суммарный коэффициент - на одного человека. Рассчитанный таким образом суммарный коэффициент разводимости относится к, так называемому, условному поколению. Понятно, что как и возрастные коэффициенты разводимости, он рассчитывается только отдельно для женщин и мужчин.

При расчете кумулятивных коэффициентов суммируются не все возрастные коэффициенты разводимости, а лишь до того возраста, для которого рассчитывается кумулятивный коэффициент [3,5,8].

2. Статистический анализ динамики и структуры брачности и разводимости в России

2.1 Анализ динамики браков и разводов

Каждый год регистрируется определенное количество браков и разводов. Эти числа учитываются органами государственной статистики. Однако этой информации недостаточно для того, чтобы определить как от года к году меняется число существующих зарегистрированных браков (мы вынуждены говорить здесь только о зарегистрированных браках, так как только они учитываются в текущей статистике). Дело в том, что часть браков прекращает свое существование из-за смерти одного из супругов. Число таких браков не фиксируется органами государственной статистики. Но их можно посчитать при дополнительной разработке записей актов о смерти, где есть пункт о брачном состоянии умершего. Число браков, прекративших свое существование вследствие смерти одного из супругов, т.е. число овдовений, равно числу умерших, состоявших в браке. Зная это число, мы можем оценить динамику числа существующих зарегистрированных браков и разводов. Обычно анализ проводят на основе годичных показателей. В качестве основного аналитического инструмента вытупают таблицы брачности и разводимости.

Таблица 1 - количество браков и рвзводов, 1996 - 2006 гг.

Следовательно можно получить следующие вариционные ряды:

Таблица 2 - вариационные ряды

Абсолютный прирост (∆):

∆ц = yi - yi-1 и ∆б = yi -y0, где

 - уровень i-того года;

y0 - уровень базисного года;

yi-1 - уровень предшествующего года.

∆ц 2004= 9226-12909=-3683

∆ц 2005 = 9270-9226=44 ∆б 2004 =9226-12909=-3683

∆ц 2006 = 9652-9270=382 ∆б 2005 = 9270-12909=-3639

∆б 2006 = 9652-12909=16166

Темп роста (Тр):

 и ,

Т рц2005= 9270/9226 *100=100,5 Т рб2005= 9270/12909 *100=71,8

Т рц2006=9652/9270*100=104,1 Т рб2006 =9652/12909*100=74,8

Темп прироста (Тпр ):

 и  или Тпр = Тр - 100,

Тпр ц 2004=71,5- 100 = -28,2 (%) Тпр б 2004= 71,5-100 =-28,5(%)

Тпр ц 2005 = 105,5-100=5,5(%) Тпр б 2005= 71,8-100= -28,2(%)

Тпр ц 2006 = 104,1 - 100 =4,1(%) Тпр б 2006= 74,8 - 100 = -25,2(%)

Показатель абсолютного значения 1% прироста ():

=,

=-3683/-28,2 *100=13060 =-3683/-28,5*100= 12922

=44/5,5*100=800 =-3639/-28,2*100=12904

=382/4,1= 93,17 = 16166/-25,2*100=64151

Систематизируем полученные данные в таблицу :

Таблица 2 - аналитические показатели динамики разводов, 2003-2006гг.

Выводы:

= 12909+9226+9270+9652/4=10264,25

Средний абсолютный прирост ():

 = -28,2+5,5+4,1/3=-12,5

и

= -25,2+28,5/3=1,1

Среднегодовой темп роста ():

 = =

и

=

где  

Среднегодовой темп прироста, вычисленный из среднего Тр·100%

.2 Кореляционно-регрессионный анализ брачности и разводимости

КОРРЕЛЯЦИОННЫЙ АНАЛИЗ - раздел статистики, объединяющий практические методы исследования корреляционной зависимости между двумя (или большим числом) случайными признаками или факторами (корреляция - взаимная связь, взаимозависимость, соотношение предметов или понятий) . РЕГРЕССИОННЫЙ АНАЛИЗ - раздел статистики, объединяющий практические методы исследования регрессионной зависимости величин по статистическим данным (регрессия - в теории вероятностей и математической статистике - зависимость среднего значения какой-либо величины от некоторой другой величины или от нескольких величин) .

Проведем многофакторный корреляционно-регрессионный анализ за 1 год по данным 2006 года, по согласию преподавателя из-за отсутствия данных, проводим анализ по Оренбургской области (см. Приложение №4 ). В качестве результата (Y) рассмотрим количество разводов. В качестве факторов же возьмем смертность - X1, количество усыновлений (удочерений)- X2 и рождаемость - Х3, n=44.

Таблица 3 - результат и факторы

Построим матрицу парных коэффициентов корреляции:

Значения линейного коэффициента корреляции (r = 0,981; r = 0,942; r = 0,996) свидетельствует о наличии прямой и очень тесной связи.

Рассчитаем среднюю квадратическую ошибку коэффициента корреляции, которая рассчитывается по формуле:

. Для r = 0,981 и n = 44 ровняется:

При Р = 0,95 и k = n - 2 = 42, t-критерий Стьюдента определятся по таблице;

tтабл = 2,0211

 - критерий, по которому можно судить о значимости коэффициента корреляции. В нашем случае:

, 32,7>2.0211

Следовательно, коэффициент корреляции является существенным.

. Для r =0,942и n = 44:

, 18.84>2.0211

Следовательно, данный коэффициент корреляции также является значимым.

. Для r = 0,996и n = 44:

, 76.6> 2.0211

Следовательно, и данный коэффициент корреляции является значимым.

Далее построим график уравнения связи.

Найдем частные коэффициенты эластичности:

, в нашем случае b1= 0.129327944

b2=2.44592426

b3=0.197596747

Таким образом получаем, что 0,7242365

13,697176

1,1065478

По значениям средних коэффициентов эластичности можно сделать вывод о более сильном влиянии на результат У признаков факторов первого и третьего.

Построим уравнение множественной линейной регрессии в естественной форме:

Множественный линейный коэффициент корреляции равен 0,996567742:

Множественный коэффициент детерминации равен 0,993147263, Следовательно, факторы обуславливают результат примерно на 99%, а влияние прочих факторов всего 1% соответственно.

Вычислим среднюю квадратическую ошибку уравнения, которая рассчитывается по формуле:

,

где ŷ - значения результативного признака, рассчитанные по уравнению связи;

l - число параметров уравнения.

82,3/219,4=0,375    0,375 *100%=37,5

Полученное отношение значительно больше 15%, поэтому можно утверждать, что уравнение не достаточно хорошо отражает взаимосвязь двух признаков.

Проведем аналитическое выравнивание, используя линейную функцию и построим уравнение тренда. Уравнение линейного тренда имеет следующий вид:  =a+b·t,

где - выровненные, т.е. лишенные колебаний, уровни тренда;

а - свободный член уравнения, численно равный среднему выровненному уровню для периода, принятого за начало отсчета, то есть для t = 0;

b - средняя величина изменения уровней ряда за единицу изменения времени;

t - номера моментов или периодов времени, к которым относятся уровни временного ряда.

         Расчет линейного тренда основан на методе наименьших квадратов:

∑y = а·n + b·∑t;

∑t·y = a·∑t + b·∑t2.

При  

а =  a = 41057 /4 = 10264,25

b =  b = -6070/ 100 =-60,7

Подставив значения параметров а и b в уравнение тренда, получим следующее уравнение:

ỹ=10264,25-60.7*t

Теперь изобразим графически фактический и выровненный динамические ряды разводимости:

2.     
Прогнозирование уровня динамики брачности и разводимости

На основании решенного уравнения тренда можно сделать прогнозирование разводимости. Прогнозирование - разработка прогноза или в узком значении - специальные научные исследования конкретных перспектив развития какого-либо явления. Как одна из форм конкретизации научного предвидения в социальной сфере находится во взаимосвязи с планированием, программированием, проектированием, управлением. Обычно в общественных науках: краткосрочное прогнозирование на 1-2 года, среднесрочное на 5-10 лет, долгосрочное на 15-20 лет, сверхдолгосрочное на 50-100 лет. Выделяют три класса методов прогнозирования: экстраполяция, моделирование, опрос экспертов.

Для этого в решенное уравнение тренда подставляем номер прогнозируемого года:

2007 = ỹ=10264,25-607*3=8443,25

2008 = ỹ=10264,25-607*4=7836,25

2009 = ỹ=10264,25-607*5=7211,25

Далее необходимо оценить прогноз на существенность и достоверность. Для этого необходимо рассчитать среднюю ошибку тренда (my) и доверительные границы прогноза.

, где

 - абсолютный коэффициент колеблемости, рассчитываемый по формуле:

 = == 2,65

Следовательно =

На основе средней ошибки тренда вычислим доверительную ошибку по формуле:

= 0,29 *10= 2,9

- критерий Стьюдента. При вероятности F(t)=0,95 t = 2,21.

Так как tфакт.> tтеор, то с вероятностью 0,95 можно считать, что прогнозные уровни разводимости существенны и достоверны.

Таблица 4 - Доверительные границы прогноза численности населения.

Относительный показатель колеблемости:

= 2,65/ 219,34 *100% = 1,20817, то есть колеблимость присутствует, но она значительно мала .

Коэффициент устойчивости = 100%-1,20817%=98,79%, показатель устойчивости очень высок, он характеризует близость фактических уровней к тренду.

Заключение

Анализ состояния и тенденции демографических процессов и их причин свидетельствует о невозможности стабилизации демографической обстановки в стране без преодоления социально-экономического и политического кризиса, последующего подъема экономики и повышения уровня жизни населения.

На основе данных в курсовой были проанализированы динамика и структура браков и разводов РФ. Так, анализ динамики показал, что количество заригестрированных браков возросло, наибольшее наблюдается в 2006 году, число же расторгнутх браков уменьшилось по равнению с 2002 годом, но увеличилось по сравнению с 2005. Трендоваямодель позволила получить прогнозные значения разводимости в 2007-2009 гг.

Преодоление демографической катастрофы еще возможно, но потребует гигантских усилий всего общества.

Однако, если это не будет сделано, то, малодетность и бездетность станут нормой, и сокращение населения России, и более того его вырождение станут постоянной константой. Официальные прогнозы Госкомстата таковы : не будет никакого прироста населения в России к 2010 году даже по оптимистическому варианту (если вдруг все чудесным образом устроится), а, напротив, в 2000-2005 годам он все равно уменьшился (правда, всего лишь на миллион).

По пессимистическому, т.е. тому, что полностью соответствует нынешнему курсу властей, нас останется к тому же самому году 133602 тысячи. То есть потеряем 14 миллионов! К 2040г. население России составит по разным вариантам 80-90 миллионов, а к 2050 г. - половина. Ведь проделав данную работу мы выяснили, что в РФ значительно велики количества браков и разводов, а это непосредственно прямо влияет не демографию нашей страны.

Рассчитывать на то, что семья в одиночку справится с обрушившимися на нее трудностями, не приходится. Потому очень важно определить, наконец, роль семьи как имеющего ценность института воспитания молодого поколения, а не только как ячейки общества. В условиях обострения экономической ситуации не обойтись без социальной защиты семьи, предусматривающей оказание ей упреждающей помощи, разработку ориентированной на семью политики доходов-налогов-кредитов.

Необходимо также признать родительство как профессию, соответствующим образом оплачиваемую и в государственных, и в коммерческих структурах.

Жизнь настоятельно выдвигает требования создать территориальные службы поддержки семей, попавших в кризисную ситуацию. К сожалению, в большинстве регионов нет комплексных межведомственных программ, объединяющих усилия всех, кто заинтересован в укреплении семьи, а деятельность органов власти и общественных организаций явно недостаточна.

Список использованной литературы

1.   Абабков В.А. Вопросы психологии // - 2004. - №6 с. 44-53

2.      Антокольская М.В. Семейное право // Юрист, М. - 1997. - с. 115-123

.        Антонова О.И. , Андрее Е.Н. Вопросы статистики // - 2005. - №7 с. 51-60

.        Башкатова Б.И. Социально-экономическа статистика // ЮНИТИ, М. - 2002. - с. 181-189

.        Волков А. Вопросы статистики // 1999. - №5 с. 40

.        Елисеева И.Н., Васильева Э.К. Демография и статистика населения // Финансы и статистика, М. - 2006. - с. 353-378

.        Ефимова М.Р., Бычкова С.Г. Социальная статистика // Финансы и статистика, М. - 2003. - с. 43-60

.        Иванова Ю.Н. Экономическая статистика // Инфра-М, М. - 1999. -с. 57-77

.        Кашепов А. Общество и экономика // 2001. - №9 с.138-140

.        Назаров М.Г Курс социальной статистики // ЮНИТИ, М. - 2000. - с. 216-227

.        Материалы Статкомитета СНГ. Вопросы статистики // 2007. - №10 с. 3-6

.        Октябрьский П.Я. Статистика // Проспект, М. - 2003.- с. 122-138

.        Рязанов С.Л. Вопросы статистики // 2001. - №7 с. 16-21

.        Соколин В.Л. Российский статистический ежегодник //Госкомитет РФ по статистике, М. - 2000. - с. 99

.        Соколин В.Л. Российский статистический ежегодник // Госкомитет РФ по статистике, М. - М. - 2003. - с.120

.        Соколин В.Л. Российский статистический ежегодник // Государственная служба Федеральной статистики, М. - 2006. - с. - 117

.        Соколин В.Л. Российский статистический ежегодник // Государственная служба Федеральной статистики, М. 2007. - с. 123

.        Анализ временных рядов и прогнозирование: Учебник. - Афанасьев В. Н., Юзбашев М. М. - М.: Финансы и статистика, 2001.

Приложения

Приложение № 1

Приложение № 2

Приложение №3