CC BY
13
УЧЕНЫЕ ЗАПИСКИ КАЗАНСКОГО УНИВЕРСИТЕТА. СЕРИЯ ГУМАНИТАРНЫЕ НАУКИ
2021, Т. 163, кн. 3 С. 199-212
ISSN 2541-7738 (Print) ISSN 2500-2171 (Online)
ОРИГИНАЛЬНАЯ СТАТЬЯ
УДК 94(470.44)
doi: 10.26907/2541-7738.2021.3.199-212
ТАТАРСКАЯ СЕМЬЯ САРАТОВСКОЙ ГУБЕРНИИ КОНЦА XIX ВЕКА: ИСТОРИКО-ДЕМОГРАФИЧЕСКАЯ ХАРАКТЕРИСТИКА
П.Ю. Мельников
Саратовская государственная юридическая академия, г. Саратов, 410056, Россия
В работе на основании архивных данных проведен анализ структуры татарской семьи Саратовской губернии конца XIX в. В качестве материала исследования использовались первичные данные земских сельскохозяйственных переписей 80-90-х годов XIX в. Классификация домохозяйств произведена в соответствии с системой П. Ласлетта. Сделан вывод о доминировании среди татар малой, супружеской семьи как на основании количества домохозяйств, так и на основе количества проживающих в них людей. Проверена гипотеза об усложнении семейной структуры (от малой к расширенной и далее к сложной) по мере роста численности домохозяйства. Прямой закономерности обнаружить не удалось. Согласно расчетам, расширенная семья не доминирует ни в одной количественной группе и занимает промежуточное положение между малой и сложной.
Ключевые слова: семья, домохозяйство, семейная структура, статистический анализ, демография, крестьянство, XIX век, Саратовская губерния
Одной из проблем, изучаемых в настоящий момент историко-демографиче-ской наукой, является вопрос эволюции семьи. Данный институт относится к наиболее старым и консервативным структурам человеческого общества. Процесс его развития был неравномерным: относительно стабильное состояние в период аграрного общества и ускоряющаяся модернизация в индустриальный и постиндустриальный периоды. Трансформация происходила по многим параметрам: изменялись численность семьи, количество детей, экономический базис, юридические основы, гендерное распределение ролей. Одним из таких меняющихся аспектов является семейная структура, о которой пойдет речь в настоящей статье.
Под семейной структурой понимается иерархический состав коллектива, объединенного общностью проживания, экономической деятельности и родства (поэтому по сложившейся в историко-демографических исследованиях практике термины двор, домохозяйство и семья будут использоваться как синонимы). Безусловно, в науке разработано много вариантов типологизации семей. В отечественных исследованиях советского периода долгое время не существовало более или менее согласованного подхода к решению упомянутого вопроса, поэтому каждый автор предлагал собственную классификацию. В результате выводы исторических, демографических и этнографических работ существенно различались -
Аннотация
вплоть до несопоставимости [1]. В зарубежной науке также существуют варианты типологизации семей [2-4], среди которых наибольшее распространение в российских исследованиях постсоветского периода получила система П. Лас-летта - из-за ее простоты, а возможно - из-за появления русского перевода еще в 1979 г.; в настоящий момент можно найти оригинальные классификации, требующие последующих перерасчетов для сопоставления с уже имеющимися выводами [5].
В данной статье используется именно классификация П. Ласлетта. Согласно ее принципам, основу семьи (двора, домохозяйства) составляет супружеская пара. Остальные варианты возникают из прибавления к этой паре дополнительных родственников: детей, одиноких родителей, родственников, других супружеских пар. В результате все семьи подразделяются на шесть групп: 1) одиночки; 2) бессемейные; 3) малые семьи (супружеские пары с детьми); 4) расширенные (супружеские пары с родственниками); 5) сложные (несколько супружеских пар); 6) неопределенные. Каждая из групп имеет свои разновидности - до пяти подвариантов.
Эволюция семьи, как уже отмечалась выше, происходила нелинейно. Естественно, для исследователя наиболее интересны переходные моменты, когда старые структуры под воздействием новых условий начинают трансформироваться. Для Российской империи таким временным отрезком является вторая половина XIX в. Преобразования Александра II, вошедшие в литературу как Великие реформы, отменили ряд установок аграрного общества и открыли дорогу для эволюции остальных общественных институтов. В их числе оказалась и семья - наиболее консервативная ячейка общества. Один из аспектов ее трансформации можно обозначить как уменьшение числа сложных семей, состоящих из нескольких супружеских пар с детьми, и соответствующее увеличение семей малых, супружеских (одна пара и дети) .
Оценка состава крестьянской семьи второй половины XIX в. наталкивается на проблему источникового характера. До отмены крепостного права основным документом при исследовании данной проблемы были ревизские сказки. Ревизии проводились с более-менее установленной периодичностью, форма их записей стандартизировалась. По мнению А.А. Столярова, основная роль в «определении наиболее общих закономерностей в развитии структурных типов семьи» отводилась ревизским сказкам, составленным «на экономических крестьян 8, 9 и 10 переписей соответственно 1834, 1850 и 1858 годов, поскольку одни и те же семьи крестьян того или иного населенного пункта на протяжении этих трех переписей располагаются в книге записей под одними и теми же номерами» [6, с. 117].
Начиная с 1857 г. проведение ревизий прекращается. Альтернативный им общегосударственный учет населения был проведен лишь в 1897 г. Результаты первой переписи опубликованы и широко используются в науке. Тем не менее в вопросах микроуровня перепись 1897 г. чаще всего непригодна, поскольку ее первичные материалы, содержащие информацию непосредственно о каждом хозяйстве, согласно инструкции были уничтожены. В отдельных архивохранилищах подобные документы в силу каких-то причин сохранились и вводятся в научный
1 Остальные составляющие семейной модернизации находятся за рамками настоящей статьи.
оборот [7], однако общей картины это не меняет: перепись 1897 г. дает количественную, но не качественную информацию о конкретных домохозяйствах.
Заполнить данную лакуну позволяют источники локального характера, а именно - сельскохозяйственные земские переписи. Земская статистика возникла практически сразу же после введения местного самоуправления в Российской империи. Сбор статистических сведений осуществлялся для правильной раскладки земских повинностей, а также для выявления потребностей общества в народном образовании, здравоохранении, местной торговле и т. д. Первые местные земские исследования были проведены в 1870 г. в Вятской губернии. Далее, в период с середины 70-х до середины 90-х годов XIX в., земские статистические комитеты были открыты в 17 губерниях. Из большого числа собираемых земской статистикой сведений особое значение имеют сельскохозяйственные переписи. Исследования могли проводиться в рамках как уезда, так и всей губернии, с помощью добровольных корреспондентов или же экспедиционным методом. Масштабы работы были весьма внушительны; по мнению А. Гозулова, «статистические публикации земств настолько обширны, что вряд ли представится возможным дать их полный перечень. Прежде всего - это публикация итогов подворных переписей и бюджетных обследований. Они охватывают период с 80-х годов до 1915 г. Итоги подворных переписей опубликованы в более чем 400 томах. Публикации обычно проводились через 2-3 года после проведения подворных переписей, но были случаи, когда итоги публиковались через год и через 8-10 лет. Сборники назывались «Материалы», «Итоги», «Сборники» - содержали сводки по волостям и уездам. В 80-х годах возникло большое количество сводных работ, частных (отдельные стороны крестьянского хозяйства) и всеобщих» [8, с. 76]. Непосредственно в Саратовской губернии переписи проводились с 1882 по 1887 г. под руководством С.А. Личкова и Н.А. Харизометова.
Материалы земских сельскохозяйственных переписей представляют собой очень интересный исторический источник, неоднократно использовавшийся в научных исследованиях [9; 10]. Однако все эти работы касались преимущественно экономической жизни крестьянства (что, в принципе, соответствовало установкам доминировавшей в СССР марксистской теории). В исследованиях историко-демографического характера материалы земских переписей не фигурировали, во-первых, в силу слабого развития этого направления в советской науке, а во-вторых - по причине произведенных обобщений. В частности, для демографической характеристики семейной структуры важен первичный материал, то есть непосредственное описание каждого домохозяйства. Однако официальные издания (как дореволюционные, так и советские) давали лишь количественную характеристику домохозяйств: просто указывали численность - без состава семьи. Использовавшаяся классификация соответствовала основной цели переписей - определению хозяйственных возможностей крестьянства. Поэтому домохозяйства делились по численности и количеству в нем полуработников (с 14 до 17 лет) и работников (с 18 до 60 лет) [11]. Такого рода группировка, естественно, давала возможность самых непредсказуемых интерпретаций, и потому в демографических исследованиях опубликованные данные переписей не использовались.
Понятно, что ситуация существенно изменяется, если обратиться непосредственно к первичным материалам переписей. В опубликованных документах
по Саратовской губернии содержится пример переписного бланка одного домохозяйства. Его глава, Петр Шнейдер, приписан к Камышинскому уезду, 12-й волости, селению 2, обществу 2, общине 3; национальность - немец, статус - колонист, вероисповедание - лютеранин. Далее в таблице обозначаются все члены семьи по отношению к домохозяину с указанием возраста, отдельно - мужчины и женщины. Дополнительные графы фиксируют грамотность, трудоспособность, занятие промыслами [12, с. 25]. Такого рода описания дают богатую пищу для историко-демографических исследований, однако в научный оборот были введены лишь один раз - в магистерской диссертации Х. Колле [13].
Материалы земской переписи Саратовской губернии, хранящиеся в ГАСО, не очень многочисленны. Из общего массива данных сохранились только немногим более 5000 переписных листов, сгруппированных по 4 уездам: Кузнецкому, Хвалынскому, Петровскому и Камышинскому. В общем объеме переписного материала из 5036 домохозяйств собственно татарских семей насчитывается 518, они распределены по 5 делам статистического комитета. Из них 203 относятся к Петровскому уезду, 315 - к Хвалынскому. Это довольно компактное расположение устраняет географический фактор влияния на семью, но выбирать не приходится. Все татары по религиозной принадлежности обозначены как мусульмане, по статусу - как государственные крестьяне.
Проблемой данных, представляющих татарские семьи, является разрозненность и очень часто - отсутствие привязки к конкретному населенному пункту. Как правило, в исследованиях микроуровня ученый в качестве образца использует данные одного или нескольких селений, впоследствии экстраполируя полученные результаты на всю губернию. В этом плане лучше всего обстоит дело с материалами Петровского уезда, сконцентрированными в деле 7353. В нем перечислены 203 домохозяйства, относящихся к селу Старый Вершаут Козловской волости; первичные материалы охватывают все село полностью, поскольку количественно совпадают с официально опубликованными данными (202 домохозяйства; превышение на одного человека - за счет включения в базу длительно отсутствующего).
Более сложную картину выявляет исследование материалов по Хвалынскому уезду. Татарские семьи обозначены в четырех делах, однако точную привязку к населенному пункту сделать сложно. В первую очередь - из-за некачественной работы переписчиков, которые в процессе работы в графах «населенный пункт», «волость», «община», «общество» либо ставили цифры, либо не писали вообще ничего. На одном листе в Д. 454 упоминается Новоспасская волость, деревня Вязовый Гай. Перечень домохозяйств с этого листа переходит в Д. 455 (л. 1-25) - скорее всего, это продолжение списка. Разночтения возникают и потому, что на л. 43-100 селение обозначено под цифрой 1, а Вязовый Гай в официальном издании обозначен под номером 11. Если идти путем простой подстановки населенного пункта под исходные параметры (селение 1, татары, государственные), то это вполне могут быть деревни Старая Кулатка, Старая Терешка, Старый Атлаш и Новый Атлаш. Однако какое из них представлено в переписи -точно сказать невозможно. Далее татарские домохозяйства обозначены в Д. 457 (л. 58-90), на одном из листов стоит обозначение «Новоспасская волость. Новозе-леновка».
'50
ж
я
и
и ч '20
(О
й и 90
о р
н о и 60
к
о и 30
0
81
89
54
28/1 ¡Л
69 67
47
26
■ '7
867421
' 2 3 4 5 6 7 8 9 '0 1' '2 '3 '4 '5 '9 Численность домохозяйства
Рис. 1. Распределение домохозяйств по численности
Иными словами, в анализируемых материалах явно присутствуют несколько населенных пунктов, и разграничить их с достаточной точностью невозможно. Соответственно - невозможно оценить и полноту материала, который может охватывать лишь часть домохозяйств, причем неизвестно - какую и по какому признаку выделенную. Тем самым может нарушиться принцип репрезентативности выборки, позволяющий распространять полученные выводы на всю генеральную совокупность. Потому более правильным будет другой путь. Можно представить все материалы по татарским домохозяйствам как выборку и попробовать оценить ее репрезентативность при помощи специальных статистических методов. И в случае положительного результата будет возможно проводить исследование, но уже без привязки к конкретному населенному пункту.
Первая проверка носит визуальный характер и оценивает распределение данных на соответствие нормальному распределению.
Как видно из диаграммы (рис. 1), распределение домохозяйств по численности имеет определенную закономерность. Оно унимодально и по форме напоминает колоколообразную кривую. Некоторую проблему представляет правосторонняя асимметрия - скошенность данных из-за группы крупных домохозяйств (численностью от 11 человек и выше). Хотя общий их объем составляет всего 20 ед. (менее 4% от общего количества), тест Колмогорова - Смирнова (а? = 0Л3,р < 0.1) не позволяет считать это распределение нормальным.
Впрочем, ненормальность распределения не является проблемой сама по себе: это может быть свойство генеральной совокупности. У нас нет данных распределения домохозяйств по численности для всей Саратовской губернии, однако в качестве своеобразного эталона можно использовать обобщения для Петровского уезда (32.5 тыс. ед. наблюдения) [14, с. П2-113]. На рис. 1 они обозначены пунктирной линией (для удобства сопоставления значения уменьшены в масштабе 1:35). Можно отметить, что формы распределения в обоих случаях схожи -наблюдается унимодальная асимметричная колоколообразная кривая; это можно использовать как аргумент в пользу репрезентативности выборки.
Другим вариантом проверки репрезентативности выборки является метод критерия знаков. Обычно его характеризуют как не самый точный и мощный, однако именно он чаще всего используется в историко-статистических работах [15, с. 77]. При использовании упомянутого метода данные каждой ячейки списка наблюдений вычитаются из предыдущего значения; конечный результат
не важен, важен только итоговый знак - плюс или минус. Затем полученные результаты по количеству плюсов и минусов сравнивают с данными в специально рассчитанных таблицах, и, если они не выходят за установленные рамки, выборка считается случайной. Проблемой в данном случае является ограничение по числу наблюдений в таблицах (обычно - 100), а в нашем случае фигурирует более 500 домохозяйств. Поэтому с помощью программы «Статистика» из всего анализируемого объема данных произведена 15% выборка: она составила 83 домохозяйства. После расчетов количество плюсов и минусов равно 37 и 46 соответственно. Полученные результаты попадают в границы критической области от 33 до 50 [16, с. 416]; следовательно, анализируемые материалы можно считать репрезентативными.
Количественные характеристики татарской семьи по земским переписям выглядят следующим образом. В исследуемой выборке из 518 домохозяйств проживало 3018 человек, что в среднем составляло 5.8 человека на двор при квадратичном отклонении, равном 2.69. Численность домохозяйств колебалась от 1 до 19 человек, медиана населенности равна 5, мода также равна 5 (89 значений, то есть почти каждое шестое домохозяйство). Квартальный размах равен 3: численность половины домохозяйств колеблется между 4-м и 7-м членами (рис. 1).
Далее необходимо произвести структуризацию домохозяйств по системе П. Ласлетта. Результаты будут выглядеть следующим образом: одинокие - 12 домохозяйств (2.3%), бессемейные - 4 домохозяйства (0.7%), малые - 303 (58.5%), расширенные - 74 (14.3%), сложные - 125 (24.1%). При этом количественный состав каждого типа домохозяйств немного отличалась: одинокие - 12 человек (0.4%), бессемейные - 8 человек (0.3%), малые - 1514 (50.2%), расширенные -428 (14.2%), сложные - 1056 (35%). Полученные данные позволяют уверенно говорить о доминировании среди татар Саратовской губернии малых семей как по количеству домохозяйств, так и по их населенности. Это, в принципе, подтверждает тренд интенсивного раздела больших семей, отмеченный среди татар в предшествующие десятилетия [17, с. 37]. На втором месте находились сложные домохозяйства; расширенные, соответственно, - на третьем.
Общая картина населенности домохозяйств представлена на рис. 2. Можно заметить, что населенность малых домохозяйств колеблется от 2 до 9 человек, расширенных - от 3 до 9, сложных - от 4 до 15 (вариант 19 человек - единичный, или выброс, выражаясь языком статистики). При этом квартильный размах малых домохозяйств находится в параметрах от 4 до 6 человек, расширенных - от 5 до 7, сложных - от 6 до 10.
В вопросе оценки структуры домохозяйств важно не просто распределение их по типам, но - что более интересно - соотношение структуры с численностью. Можно ли утверждать, что по мере увеличения своей численности семья стремится трансформироваться в более сложные типы? Положительный ответ давал бы возможность с определенной степенью вероятности оценивать семейную структуру в тех случаях, когда первичных материалов переписей нет, а есть только обобщенные данные - в виде количества членов семьи.
Попытки такого рода в исследованиях предпринимались неоднократно. Как правило, авторы моделируют рост семьи от супружеской пары; далее предполагается рождение детей, их взросление, брак, собственные дети, то есть транс-
к
X
т.
Т
1
Сложное Малое Без семьи Расширенное Одинокие Тип по Ласлетту
— Медиана
! ! 25-75%
1~ Размах без выбросов
<■ Выбросы
н| Крайние точки
Рис. 2. Диаграмма размаха численности домохозяйства в зависимости от типа
формация семьи из малой в сложную. Сложная, в свою очередь, после смерти родителей преобразуется в малую: либо через стадию братской семьи, либо напрямую [6].
Несколько иной вариант развития семьи предложил Б.Н. Миронов. С учетом параметров рождаемости, смертности, брачности он сформулировал следующую закономерность семейной структуры: «Отдельные локальные исследования подтверждают расчет, что семьи численностью до 5 человек включительно чаще всего являлись малыми, в 6 человек - расширенными и в 7 и более - составными [сложными. - П.М.]» [18, с. 225].
Попробуем проверить и скорректировать эту модель с помощью информации, полученной из сельскохозяйственных переписей. Вначале просто произведем распределение домохозяйств по типам с учетом численности. Это делается при помощи таблицы сопряженности, в которой по горизонтали обозначены типы домохозяйств, а по вертикали - их численность . Результаты показаны на рис. 3; для удобства восприятия столбцы на диаграмме сделаны равными, то есть они не пропорциональны числу домохозяйств того или иного размера.
Выводы на основании распределения домохозяйств по населенности, представленного в диаграмме, получаются следующие. По мере роста численности домохозяйства его тип может изменяться с определенной закономерностью: число малых семей уменьшается, а сложных - увеличивается. В группах из двух-трех человек наблюдается однозначное доминирование малой семьи. Это, впрочем, объясняется спецификой структуры каждого типа: расширенная семья не может состоять менее чем из трех человек, а сложная - менее чем из четырех (так как включает как минимум две супружеские пары). Поэтому реальную конкуренцию всех трех типов можно наблюдать в домохозяйствах от четырех человек и выше. И здесь малые семьи составляют большинство вплоть до коллектива из восьми членов. В семьях с численностью от девяти человек и выше однозначно доминирует сложная семья.
2 Сама таблица здесь не приводится по причине ее больших размеров.
100%
«
я
я
«
2 ч ю
о и н о
я
ч о
и
80%
60%
40%
20%
0%
И Сложное п Расширенное □ Малое Е Бессемейные
2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 19
Численность домохозяйства
Рис. 3. Соотношение типа и численности домохозяйства
Положение расширенной семьи оказалось несколько специфичным. Вопреки закономерности, предложенной Б.Н. Мироновым, этот тип домохозяйства не является доминирующим ни в одной количественной группе. Он присутствует в большинстве из них, начиная с семьи из трех человек и заканчивая семьей из 11 человек. При этом расширенное домохозяйство занимает промежуточное место между малым и сложным, составляя от 8% до 20% в каждой группе. Скорее всего, это не совсем стандартный вариант организации семьи, который реализовывался под влиянием внешних факторов, чаще всего - смерти одного из родителей: самый многочисленный подтип расширенной семьи - именно 4а (41 наблюдение из 74; 55% всех домохозяйств - такого типа).
Другую проверку взаимосвязи численности домохозяйства и его структуры можно осуществить при помощи специальных статистических методов. По сути, ранее в работе проверялась взаимосвязь между двумя переменными: количественной (число членов домохозяйства) и качественной (тип домохозяйства). Обычные модели эволюции семьи рассматривают ее как переход количества в качество: рост числа членов домохозяйства в определенный момент изменяет его тип. Однако эта закономерность не столь очевидна. Ранее уже отмечалось, что домохозяйства одного и того же размера могут с определенной вероятностью относиться к самым разным типам; так, группа из четырех человек может быть и малым, и расширенным, и сложным домохозяйством. Иными словами, важно не просто увеличение количества членов семьи на одного, а статус новичка: один человек своим появлением мог трансформировать малую семью в расширенную (если это престарелый родитель), в сложную (если это жена сына) или же сохранить status-quo (если это просто еще один ребенок).
Можно попытаться использовать и противоположный подход: проверить, влияет ли качественная переменная (тип домохозяйства) на количественную (его численность). Сложность в данном случае возникает при выборе варианта статистического анализа, поскольку каждый из них предъявляет определенные требования к исследуемому материалу. Первый вариант - применение дисперсионного
3 Подтип 4а - малая семья плюс один старший родственник (обычно престарелый родитель).
анализа. С одной стороны, как уже отмечалось выше, распределение домохо-зяйств по численности не проходит тест Колмогорова - Смирнова при проверке распределения на нормальность - соответственно, дисперсионный анализ формально здесь не применим. С другой стороны, «до тех пор пока выборка достаточно большая (например, 100 или больше наблюдений), можно считать, что выборочное распределение нормально, даже если вы не уверены, что распределение переменной... действительно, является нормальным. Тем не менее, если выборка очень мала, то критерии, основанные на нормальности, следует использовать только при наличии уверенности, что переменная действительно имеет нормальное распределение. <...> Когда выборки становятся очень большими, то выборочные средние подчиняются нормальному закону, даже если исходная переменная не является нормальной или измерена с погрешностью. Таким образом, параметрические методы, являющиеся более чувствительными (имеют большую статистическую мощность), всегда подходят для больших выборок» [19]. Второй вариант - исходить из ненормальности распределения и воспользоваться непараметрическим аналогом дисперсионного анализа (тест Краскела - Уоллеса) для сравнения нескольких несвязанных групп. И здесь также возникают оговорки, поскольку «непараметрические методы наиболее приемлемы, когда объем выборок мал. Если данных много (например, п > 100), то не имеет смысла использовать непараметрические статистики» [19]. Поскольку наши данные как раз подходят под указанные ограничения, попробуем применить оба подхода.
Ранее уже была установлена определенная взаимосвязь между типом домохозяйства и его численностью. Однако она может быть объяснена двумя способами. Во-первых, на населенность мог влиять тип домохозяйства, или его состав. Иными словами, если в семье только одна супружеская пара, то численность в среднем будет одна, если две и более супружеских пар - другая, если супружеская пара с родственниками - третья. Во-вторых, на численность могли оказывать влияние различия между семьями одного типа. Можно сказать, что в данном случае это неучтенные факторы; семьи одной группы могут варьироваться по уровню достатка, грамотности, возрасту, здоровью и многим другим параметрам, которые в конечном счете влияют на ее численность.
Соответственно, при дисперсионном анализе проверяются две гипотезы. Нулевая гипотеза предполагает, что численность домохозяйства не зависит от его типа (то есть от состава), а определяется иными факторами. Альтернативная гипотеза, напротив, утверждает, что тип домохозяйства влияет на его численность. Результаты анализа представлены в табл. 1.
Табл. 1
Результаты дисперсионного анализа
SS Степени свободы MS Р
Тип по П. Ласлетту 1057.16 2 528.58 113.083 0.00
Остатки 2332.45 499 4.67
Как видно из представленных расчетов, критерий Фишера ^ = 113.08, при этом р - уровень значимости - менее 0.05. Это дает основания считать различия статистически значимыми, позволяет отклонить нулевую гипотезу и утверждать, что между типами домохозяйств наблюдаются существенные различия.
Табл. 2
Применение критерия Тьюки
Тип по П. Ласлетту 1 2 3
1 Сложное 0.000022 0.000022
2 Расширенное 0.000022 0.068750
3 Малое 0.000022 0.068750
Однако полученные результаты не означают наличия статистически значимых различий между всеми группами; возможен и результат, когда различия касаются только отдельных элементов. Из рис. 2 следует, что доля сложного типа домохозяйства существенно превосходит два остальных, а малое и среднее домохозяйства количественно близки. Для их попарного сопоставления в рамках дисперсионного анализа применяется критерий Тьюки; его результаты показаны в табл. 2.
Как можно заметить, р-уровень значимости для малого и расширенного до-мохозяйств превышает 0.05, что не дает нам основания отклонять для них нулевую гипотезу. Иными словами, для этих типов домохозяйств статистически значимые различия не найдены. Для других пар («сложное - расширенное» и «сложное - малое») можно фиксировать положительный результат.
Выдвинутые гипотезы проверяются при помощи непараметрического аналога дисперсионного анализа - теста Краскела - Уоллеса. Его результаты выглядят следующим образом: Н = 141.0351, df = 2, р = 0.000. Найденное значение Н превышает табличное значение %2 для числа степеней свободы df = 2 (5.99); следовательно, имеют место статистические различия. Можно также отметить, что р-уровень значимости меньше 0.05, и это позволяет нам отклонить нулевую гипотезу об отсутствии влияния типа домохозяйства на ее количественный состав.
Однако тест Краскела - Уоллеса не указывает, в каких именно группах данная взаимосвязь присутствует. Конкретизировать ответ позволяет попарное сравнение совокупностей - либо с помощью теста Манна - Уитни с понижением р-уровня до 0.017 [20, с. 56], либо при помощи критерия Данна [21, с. 350-352]. Воспользуемся вторым вариантом.
Значение критерия Данна Q при сравнении типов домохозяйств «сложное -малое» равно 11.14, «сложное - расширенное» - 6.05, «расширенное - малое» -2.23. Критическое значение для трех сравниваемых выборок при р = 0.05 составляет 2.394 [21, с. 352]. Как можно заметить, выборочное значение превышает критическое в первых двух случаях; следовательно, для них можно фиксировать статистически значимые различия и влияние типа домохозяйства на его численность. Для пары домохозяйств «расширенное - малое» выборочное значение не превышает критическое; следовательно, влияние типа на численность не подтверждается.
Подводя итог проведенной работе, можно сделать следующие выводы.
1. Среди татар Саратовской губернии в конце XIX в. доминирующим видом домохозяйства был вариант 3 по системе П. Ласлетта, то есть малая семья; этот тип охватывал 58.5% всех наблюдений и 50.2% всех жителей. На втором месте находились домохозяйства сложные (24.1% наблюдений и 35% жителей), на третьем - расширенные (14.3% и 14.2% соответственно).
2. При помощи дисперсионного анализа, а также непараметрических методов Краскела - Уоллеса и критерия Данна установлены статистически значимые
различия численности домохозяйств между типами «сложное - малое», «сложное - расширенное». Для пары «расширенное - малое» подобные различия не установлены.
3. Не удалось подтвердить гипотезу о прямом преобразовании одного типа домохозяйства в другой в зависимости от роста населенности (малая - расширенная - сложная). Картина выглядит несколько иначе: расширенная семья присутствует в каждой количественной группе домохозяйств, но при этом ни в одной не занимает доминирующего положения. Этот тип семьи в среднем составляет от 10% до 20% и, скорее, носит промежуточный характер между малой или сложной.
Источники
Государственный архив Саратовской области (ГАСО). Ф. 421. Оп. 1. Д. 453, 454, 455, 457, 7353.
Литература
1. Мельников П.Ю. О структуре крестьянской семьи в России XVII - XIX веков: проблема классификации и терминологии в исследованиях советского периода // Изв. Сарат. ун-та. Нов. сер. Сер. История. Междунар. отн. - 2017. - Т. 17. - № 2. -С. 163-166.
2. Henry L. Manuel de demographie historique. - Paris: Librairie Droz, Geneve, 1967. - 146 p.
3. Household and Family in Past Time: Comparative Studies in the Size and Structure of the Domestic Group over the Last Three Centuries in England, France, Serbia, Japan and Colonial North America / Eds. P. Laslett, R. Wall. - Cambridge: Cambridge Univ. Press, 1972. - 623 p.
4. Wheaton R. Family and kinship in Western Europe: The problem of the joint family household // J. Interdiscip. Hist. - 1975 - V. 5, No 4. - P. 601-628. - doi: 10.2307/202861.
5. Прохоров М.Ф. Крестьянская семья Подмосковья в период Отечественной войны 1812 г.: численность, состав, структура // Сервис plus. - 2015. - Т. 9. - № 2. - С. 9199. - doi: 10.12737/11316.
6. Столяров АА. К вопросу изучения структуры русских сельских семей Среднего Поволжья в XVI - начале XX в. // Вопросы этнографии Среднего Поволжья / Науч. ред. Е.П. Бусыгин, Р.Г. Катафутдинов. - Казань: Изд-во Казан. ун-та, 1980. - С. 110-119.
7. Борисенко М.В. Локальные параметры семейно-дворового строя крестьян Западной Сибири конца XVI - начала XX вв. (по материалам Тобольского и Тарского уездов): Дис. ... д-ра ист. наук. - СПб, 2007. - 471 с.
8. ГозуловА.И. История отечественной статистики. - М.: Госстатиздат, 1957. - 312 с.
9. Разумов Л.В. Расслоение крестьянства Центрально-промышленного района в конце XIX - начале XX в. Опыт колич. анализа по данным земской статистики. - М. : ИРИ, 1996. - 349 с.
10. Янг Сын Чжо. Социальная структура российской деревни в конце XIX - начале XX в. (1880 - 1905 гг.) По материалам статистики Центрально--Черноземных губерний - Воронежской и Тамбовской: Дис. ... канд. ист. наук. - М., 2008. - 284 с.
11. Свавицкий Н.А., Свавицкая З.М. Земские подворные переписи - 1880-1913 гг. По-уездные итоги. - М.: ЦСУ СССР, 1926. - 328 с.
12. Свод статистических сведений по Саратовской губернии: в 3 ч. - Саратов: Изд. Саратов. губ. земства, 1888. - Ч. 1. - 505 с.
13. Kolle H. The Russian post-emancipation household. Two villages in the Moscow area. Master Thesis in History. - Bergen: Univ. of Bergen, 1995. - 97 p.
14. Сборник статистических сведений по Петровскому уезду Саратовской губернии. По данным исследования 1894 г. Вып. 1. - Саратов: Изд. Саратов. губ. земства, 1897. - 327 с.
15. Славко Т.И. Математико-статистические методы в исторических исследованиях. -М.: Наука, 1981. - 159 с.
16. ван дер Варден Б.Л. Математическая статистика. - М.: Иностр. лит., 1960. - 436 с.
17. Файзрахманов И.З. Семейные разделы в татарских деревнях в 1820-1860-х гг. // Гасырлар авазы - Эхо веков. - 2015. - № 1-2. - С. 37-39.
18. Миронов Б.Н. Социальная история России периода империи (XVIII - начало XX в.). Генезис личности, демократической семьи, гражданского общества и правового государства: в 2 т. - СПб.: Дмитрий Буланин, 2003. - Т. 1. - 548 с.
19. Непараметрическая статистика и подгонка распределения // Электронный учебник по статистике. - М.: StatSoft, 2012. - URL: http://statsoft.ru/home/textbook/modules/ stnonpar.html, свободный.
20. Унгряну Т.Н., Гржибовский А.М. Сравнение трех и более независимых групп с использованием непараметрического критерия Краскела - Уоллеса в программе STATA // Экология человека. - 2014. - № 6. - С. 55-58.
21. Гланц С. Медико-биологическая статистика. - М.: Практика, 1999. - 459 с.
Поступила в редакцию 14.11.2020
Мельников Павел Юрьевич, кандидат исторических наук, доцент кафедры истории государства и права
Саратовская государственная юридическая академия
ул. Вольская, д. 1, г. Саратов, 410056, Россия E-mail: p_melnikov@list.ru
ISSN 2541-7738 (Print) ISSN 2500-2171 (Online)
UCHENYE ZAPISKI KAZANSKOGO UNIVERSITETA. SERIYA GUMANITARNYE NAUKI (Proceedings of Kazan University. Humanities Series)
2021, vol. 163, no. 3, pp. 199-212
ORIGINAL ARTICLE
doi: 10.26907/2541-7738.2021.3.199-212
The Tatar Family of the Saratov Governorate in the Second Half of the 19th Century: Historical and Demographic Description
P. Yu. Melnikov
Saratov State Law Academy, Saratov, 410056 Russia E-mail: p_melnikov@list.ru
Received November 14, 2020
Abstract
Family evolution is an important research issue of historical and demographic science and becomes especially interesting in moments of intense socio-economic transformation. In this paper, the house-
holds of the Tatars, who lived in the Saratov governorate during the late 19th century, are described. For this purpose, the primary materials of the Zemstvo agricultural censuses carried out in the 1880s-1890s were studied. Quantitative and qualitative analysis of the Tatars' households was performed to identify the relationship between the household dwellers and structure. It was revealed that the Tatar households were not very large (about 5.8 persons per household, from 4 to 7 persons according to half of the observations). The structure of the households was analyzed based on P. Laslett's classification: the results of the analysis demonstrate that most Tatar families were small, both in the number of households (58%) and in the number of persons living in them (50%); complex and extended families were the second and third common structural types, respectively. The hypothesis about increasing complexity of the family structure (from small to extended and complex) with the growth of the number of households was verified. According to the statistical data, the extended families did not prevail in any of the quantitative groups of households and occupied an intermediate position between the small and complex families.
Keywords: family, household, family structure, statistical analysis, demography, peasantry, 19th century, Saratov governorate
Figure Captions
Fig. 1. Distribution of households based on their size.
Fig. 2. Box plot of household sizes depending on structural types.
Fig. 3. Ratio between household type and size.
References
1. Mel'nikov P.Yu. On the structure of a Russian peasant family in the 17 th—19 th centuries: The problem of classification and terminology in the studies of the Soviet period. Izvestiya Saratovskogo Universiteta. Seriya: Istoriya. Mezhdunarodnye Otnosheniya, 2017, vol. 17, no. 2, pp. 163-166. (In Russian)
2. Henry L. Manuel de demographie historique. Paris, Librairie Droz, Geneve, 1967. 146 p. (In French)
3. Household and Family in Past Time: Comparative Studies in the Size and Structure of the Domestic Group over the Last Three Centuries in England, France, Serbia, Japan and Colonial North America. Laslett P., Wall R. (Eds.). Cambridge, Cambridge Univ. Press, 1972. 623 p.
4. Wheaton R. Family and kinship in Western Europe: The problem of the joint family household. Journal of Interdisciplinary History, 1975, vol. 5, no. 4, pp. 601-628. doi: 10.2307/202861.
5. Prokhorov M.F. Peasant family in the Moscow region during the Patriotic War of 1812: Size, composition, and structure. Servisplus, 2015, vol. 9, no. 2, pp. 91-99. doi: 10.12737/11316. (In Russian)
6. Stolyarov A.A. On studying the structure of Russian peasant families in the Middle Volga region during the 16th-early 20th centuries. In: Busygin E.P., Katafutdinov R.G. (Eds.) Voprosy etnografii Srednego Povolzh 'ya [Ethnographic Problems of the Middle Volga Region]. Kazan, Izd. Kazan. Univ., 1980, pp. 110-119. (In Russian)
7. Borisenko M.V. Local parameters of the peasant family and household in Western Siberia during the 16th-early 20th centuries (based on the materials about the Tobolsk and Tatar districts). Cand. Hist. Diss. St. Petersburg, 2007. 471 p. (In Russian)
8. Gozulov A.I. Istoriya otechestvennoi statistiki [The History of Russian Statistics]. Moscow, Gosstatizdat, 1957. 312 p. (In Russian)
9. Razumov L.V. Rassloenie krest'yanstva Tsentral'no-promyshlennogo raiona v kontse XIX - nachale XX v. Opyt kolichestvennogo analiza po dannym zemskoi statistiki [Stratification of the Peasant Community in the Central Economic Region during the Late 19th-Early 20th Centuries. Quantitative Analysis based on the Zemstvo Statistics]. Moscow, IRI, 1996. 349 p. (In Russian)
10. Jang Seung Jo. The social structure of a Russian village in the late 19th-early 20th centuries (1880-1905). Based on the statistical materials of the Central Black Earth governorates - Voronezh and Tambov. Cand. Hist. Diss. Moscow, 2008. 284 p. (In Russian)
11. Svavitskii N.A., Svavitskaya Z.M. Zemskie podvornye perepisi - 1880-1913 gg. Pouezdnye itogi [The Zemstvo Censuses of Households - 1880-1913. The Resulting Figures for Every District]. Moscow, TsSU SSSR, 1926. 328 p. (In Russian)
12. Svod statisticheskikh svedenii po Saratovskoi gubernii [Summary of Statistical Data Gathered on the Saratov Governorate]. Pt. 1. Saratov, Izd. Sratov. Gub. Zemstva, 1888. 505 p. (In Russian)
13. Kolle H. The Russian post-emancipation household. Two villages in the Moscow area. Master Thesis in History. Bergen, Univ. of Bergen, 1995. 97 p.
14. Sbornik statisticheskikh svedenii po Petrovskomu uezdu Saratovskoi gubernii. Po dannym issledovaniya 1894 g. Vyp. 1 [Collection of Statistical Data on the Petrovsky District of the Saratov Governorate. Based on a Survey in 1894. Issue 1]. Saratov, Izd. Sarat. Gub. Zemstva, 1897. 327 p. (In Russian)
15. Slavko T.I. Matematiko-statisticheskie metody v istoricheskikh issledovaniyakh [Mathematical and Statistical Methods in Historical Research]. Moscow, Nauka, 1981. 159 p. (In Russian)
16. van der Waerden B.L. Matematicheskaya statistika [Mathematical Statistics]. Moscow, Inostr. Lit., 1960. 436 p. (In Russian)
17. Faizrakhmanov I.Z. Family areas in the Tatar villages during the 1820s-1860s. Gasyrlar Avazy -Ekho Vekov, 2015, nos. 1-2, pp. 37-39. (In Russian)
18. Mironov B.N. Sotsial 'naya istoriya Rossii perioda imperii (XVIII - nachalo XX v.). Genezis lichnosti, demokraticheskoi sem 'i, grazhdanskogo obshchestva i pravovogo gosudarstva [The Social History of Russia during the Period of Empire (18th-Early 20th Centuries). Genesis of Personality, Democratic Family, Civil Society, and Constitutional State]. Vol. 1. St. Petersburg, Dmitrii Bulanin, 2003. 548 p. (In Russian)
19. Non-parametric statistic and distribution fitting: Elektronnyi uchebnik po statistike [Electronic Textbook on Statistics]. Moscow, StatSoft, 2012. Available at: http://statsoft.ru/home/textbook/ modules/stnonpar.html. (In Russian)
20. Unguryanu T.N., Grjibovski A.M. Analysis of three independent groups using non-parametric Kruskal-Wallis test in STATA software. Ekologiya Cheloveka, 2014, no. 6, pp. 55-58. (In Russian)
21. Glantz S. Mediko-biologicheskaya statistika [Primer of Biostatistics]. Moscow, Praktika, 1999. 459 p. (In Russian)
<Для цитирования: Мельников П.Ю. Татарская семья Саратовской губернии конца XIX века: историко-демографическая характеристика // Учен. зап. Казан. ун-та. Сер. Гуманит. науки. - 2021. - Т. 163, кн. 3. - С. 199-212. - doi: 10.26907/2541-7738.2021.3.199-212.
<For citation: Melnikov P.Yu. The Tatar family of the Saratov governorate in the second half of the 19th century: Historical and demographic description. Uchenye Zapiski Kazanskogo Universi-teta. Seriya Gumanitarnye Nauki, 2021, vol. 163, no. 3, pp. 199-212. doi: 10.26907/25417738.2021.3.199-212. (In Russian)
