Критический анализ буржуазных статистических публикаций - Маслов П.П.

Автор: Маслов П.П.

Теги: история буржуазия марксизм-ленинизм

Год: 1955

Похожие

Буржуазные теории журналистики. Критический анализ

Служащие в буржуазном общество

Буржуазное общество в поисках стабильности

Текст

П. П. МАСЛОВ
КРИТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ
БУРЖУАЗНЫХ
СТАТИСТИЧЕСКИХ
ПУБЛИКАЦИЙ

АКАДЕМИЯ НАУК СССР
ИНСТИТУТ ЭКОНОМИКИ
П. П. МАСЛОВ
КРИТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ
БУРЖУАЗНЫХ
СТАТИСТИЧЕСКИХ
ПУБЛИКАЦИЙ
ИЗДАТЕЛЬСТВО АКАДЕМИИ НАУК СССР
Москва — 1955

Ответственный редактор
профессорИ. Ю. ПИСАРЕВ

ПРЕДИСЛОВИЕ
При изучении экономики капиталистических стран
приходится пользоваться прямо или косвенно иностран-
ными публикациями. Обычно это официальные данные
правительственной статистики. Лишь в сравнительно не-
многих случаях имеется возможность пользоваться изда-
ниями прогрессивных организаций. Последние, однако,
могут служить только коррективом, так как, за редкими
исключениями, первичный материал, на котором они осно-
ваны, остается тем же, что и у официальных источников.
Отсюда — важность иметь ясное представление о бур-
жуазной экономической статистике и ее отраслях, о мето-
дах статистического наблюдения, сводки и аналитической
обработки материала. Эти знания необходимы при уста-
новлении границ их возможного применения для экономи-
ческого анализа и для решения вопроса о том, в каких
пределах допустимо сопоставление наших экономических
показателей с показателями, относящимися к капитали-
стическому миру.
Следует иметь в виду, что показатели эти очень пе-
стры в смысле достоверности. Статистику капиталистиче-
ских стран нельзя целиком брать за одну скобку. В част-
ности, государственная статистика в бывших колониях
существенно отличается от статистики метрополий после
того, как эти страны вступили на путь национального
развития.
В настоящей работе внимание сосредоточено главным
образом на сводных статистических величинах, методах
их получения, приемах их анализа применительно к уже
з

готовым, опубликованным и систематизированным мате-
риалам буржуазной статистики. С такими именно данными
приходится иметь дело экономисту, изучающему капитали-
стическую действительность.
Вместе с тем здесь показаны приемы переработки
этих данных, приведение их в такой вид, когда они могут
давать более правильное описание действительности и
более объективное освещение процессов. Критическому
анализу подвергнуты наиболее важные проблемы эконо-
мической статистики.
Статистика капиталистических стран заслуживает
внимательного изучения со стороны ее организации и
техники (организация и проведение переписей, исполь-
зование современной машинной техники при обработке
первичных статистических материалов и на этой основе
экономия живого труда, постановка публикаций и пр.).
Однако все эти вопросы, имеющие специальный интерес,
выходят за пределы темы нашей работы.

ВВЕДЕН И Е
Задачи статистики
в свете марксистско-ленинской теории
Основоположники марксизма-ленинизма неоднократно
подчеркивали большое научное значение статистики.
В. И. Ленин называл социально-экономическую статисти-
ку одним из самых могущественных орудий социального
познания. Он показал, что глубокое изучение экономиче-
ской действительности возможно лишь при всестороннем
анализе статистических данных.
«Целый ряд вопросов и притом самых коренных вопро-
сов,— писал В. И. Ленин,— касающихся экономического
строя современных государств и его развития, которые ре-
шались прежде на основании общих соображений и при-
мерных данных, не может быть разрабатываем сколько-
нибудь серьезно в настоящее время без учета массовых
данных, собранных относительно всей территории извест-
ной страны по одной определенной программе и сведенных
вместе специалистами-статистиками» 1.
Особенно большое значение статистика приобрела в
условиях планового социалистического хозяйства.
Партия всегда требовала от экономистов научной
обработки и глубокого анализа статистических данных,
анализа, доведенного до практических предложений.
В. И. Ленин, в письме в газету «Экономическая жизнь»,
указывал на необходимость тщательной систематизации и
анализа данных. Сводки по важнейшим вопросам эконо-
мики, подчеркивал он, должны давать статистику обрабо-
танную, анализированную, с практическими выводами.
В другом месте В. И. Ленин говорил:
«Дельный экономист, вместо пустяковых тезисов, зася-
дет за изучение фактов, цифр, данных, проанализирует
1 В. И. Ленин. Соч., т. 16, стр. 391.
б

наш собственный практический опыт и скажет: ошибка
там-то, исправлять ее надо так-то»1.
Подлинно научный анализ статистических данных
возможен лишь на основе принципов марксизма-лениниз-
ма и тех требований, которые предъявляет практика
социалистического строительства.
Классики марксизма-ленинизма указывали, что обще-
ственные явления следует изучать статистически лишь на
основе всестороннего общественно-экономического ана-
лиза. Каждое общественное явление может быть «стати-
стически выражено» только после того, как выяснена его
сущность. «Только уразумев отношения, действующие при
образовании нормы прибыли,— говорит К. Маркс,— ста-
тистика приобретает способность предпринять действи-
тельный анализ нормы заработной платы в различные
эпохи в различных странах»2. В равной степени и
В. И. Ленин не раз подчеркивал необходимость для
статистики прежде всего уяснения экономической сущ-
ности явлений. Лишь после этого имеет смысл иллюстри-
ровать развитие той или другой формы посредством
обработанных надлежащим образом статистических
данных.
Будучи основана на научной базе марксизма-лениниз-
ма, статистика становится подлинной наукой, способной
дать точные и объективные ответы на вопросы, которые
ставит перед ней экономический анализ.
Марксистско-ленинская теория вооружает советских
экономистов для борьбы с буржуазным объективизмом и
аполитичностью.
Неправильные исходные теоретические позиции неиз-
бежно приводят к антинаучным приемам анализа стати-
стических данных. Статистика из орудия познания превра-
щается, как говорил В. И. Ленин, в уродство. Экономист,
не владеющий диалектическим методом, не изучивший
основ исторического материализма никогда не сможет
правильно оперировать и статистическим методом.
Марксистско-ленинский метод анализа заключается в
том, чтобы познать общественное явление, исследовать
историю его возникновения, т. е. вскрыть его историче-
1 В. И. Ленин. Соч., т. 32, стр. 119—120.
2 К. Маркс. Капитал, т. III, 1954, стр. 249.
6

ский смысл, последовательность и внутреннюю связь
между явлениями общественной жизни. Научный метод
анализа направлен в первую очередь на изучение социаль-
но-экономических отношений, типов, форм и стадий раз-
вития общественных явлений. Он изучает взаимоотноше-
ния этих типов и форм, степень их распространения
в связи с конкретными условиями места и времени.
Историческая смена форм общественных явлений, их
развитие и изменение порождают разнообразие статисти-
ческих методов анализа и порождают необходимость их
модификации, в связи с изменением общественных типов
и форм.
Анализ тех или иных частных вопросов, отдельных
сторон, форм и типов развития общественных явлений
может быть успешно проведен лишь с точки зрения
целого, на фоне всего процесса.
Поэтому марксистско-ленинский метод требует всесто-
роннего исследования явлений общественной жизни,
привлечения к анализу всей совокупности относящихся к
ним данных.
Подлинный научный экономический анализ должен
опираться на изучение всех данных, относящихся к рас-
сматриваемому вопросу. Действительность многообразна,
и поэтому, как указывал много раз В. И. Ленин, не
составляет большого труда набрать по любому вопросу
сколько угодно отдельных примеров, подтверждающих
или отрицающих данное положение. Но если они взяты
вне связи с основными тенденциями, то они не имеют
научного значения при изучении сложной экономической
действительности и могут только ввести в заблуждение.
Отдельные факты и примеры могут служить, во-пер-
вых, для иллюстрации уже доказанных на основании все-
стороннего анализа положений и, во-вторых, для выводов
в тех случаях, когда их берут на фоне обобщений, осно-
ванных на массовом наблюдении.
Статистические данные, подлежащие анализу, должны
предварительно подвергаться критической оценке. Данные
буржуазной статистики должны самым тщательным обра-
зом быть разобраны с точки зрения степени их достовер-
ности и пригодности для анализа.
Классики марксизма-ленинизма неоднократно указы-
вали, что буржуазная статистика во многих случаях

преднамеренно искажает факты, чтобы затушевывать про-
тиворечия капитализма. В. И. Ленин подвергал статисти-
ческие данные критической оценке, отбирал все лучшее и
положительное в русской земской статистике и ста-
тистике других капиталистических стран, отбрасывал не-
годное и создал стройную систему показателей для анали-
за экономической действительности. Статистика у него
была превращена в подлинную науку, оружие против раз-
личного рода буржуазных апологетов.
Критически оценить данные буржуазной статистики —
значит выяснить, в какой степени они отвечают научным
требованиям, в какой мере они могут быть использованы
при социально-экономическом анализе.
В этом отношении далеко не все буржуазные публика-
ции являются равноценными в смысле достоверности и
научной добросовестности.
Критически относиться к буржуазной статистике, от-
сеять недостоверное, ухватиться за более надежные
данные, уметь брать из них необходимый для анализа
капиталистической действительности материал — такова
задача советского экономиста, изучающего современный
монополистический капитализм. Вместе с тем весьма важ-
но видеть коренные различия между буржуазной стати-
стикой и советской научной статистикой, характеризую-
щей ход строительства коммунистического общества.
Ясное представление об этих различиях дает возможность
решать также вопрос о пределах сопоставимости показате-
лей буржуазной и советской статистики.
Специфика социально-экономической статистики
Согласно марксистскому учению об объективных зако-
номерностях люди могут открыть эти закономерности и,
познав их, опираясь на них, использовать их в интересах
общества.
Для существования и роста науки необходимо призна-
ние объективных закономерностей и их изучение.
Речь идет о таких объективных закономерностях в эко-
номической жизни социалистического общества, как высо-
кий темп непрерывного роста народного хозяйства,
преимущественный рост производства средств производ-
ства, совершенствование техники, повышение реальной
8

заработной платы, рост материальных и культурных
потребностей общества и их удовлетворение, выравнивание
условий быта в городе и деревне, уничтожение существен-
ного различия между трудом умственным и трудом физи-
ческим.
Для капиталистического хозяйства характерны, как
известно, такие объективные закономерности, как разви-
тие производства на суженной базе при сохранении цик-
личности, разорение и обнищание большинства трудящих-
ся и рост на этой почве максимальных прибылей монопо-
листов.
Все эти объективные закономерности необходимо изу-
чать. Ввиду того что они проявляются прежде всего в
фактах, носящих массовый характер, следует в их пестрой
и разнообразной среде отыскать ведущую тенденцию,
найти господствующий тип явления и представить его
в виде обобщающего показателя.
Определить в таких случаях намечающуюся или уже-
сложившуюся закономерность или тенденцию может ста-
тистика. Задача ее состоит, следовательно, в том, чтобы
обобщать на основе научной теории фак-
ты и выражать в числовых измерителях
закономерности общественного разви-
тия. В этом смысле она обслуживает политическую эко-
номию, которая отражает указанные конкретные законо-
мерности в своих законах. Вместе с тем статистика цели-
ком опирается на политическую экономию, так как без
заранее данных теоретических предпосылок она не может
эмпирическими поисками придти к обобщенным объек-
тивным выводам. Как политическая экономия, так и ста-
тистика и другие науки опираются на диалектический
материализм.
Конечно, далеко не всегда статистика изучает такие
общие закономерности, какие перечислены выше. Во мно-
гих случаях речь может идти и о частных вопросах при-
кладного характера, например, о соотношении мировых
цен на хлопок и зерно или о колеблемости рентабельности
предприятий.
В известных случаях чисто конкретные закономерности
(или «статистические факты»), вытекающие из общих
законов развития, не получают абстрактного обобще-
ния в виде особого закона. Примером может служить
9

подмеченная Марксом закономерность, заключающаяся в
том, что понижение уровня заработной платы влечет за
собой повышение смертности, или общеизвестный факт,
показывающий, что при общинной форме земельной соб-
ственности рождаемость высокая, а при частной собствен-
ности — низкая, или, что падение рождаемости на Западе
в связи с общим кризисом капитализма — закономер-
ность устойчивая и длительная.
В иных случаях статистика отмечает складывающиеся
кратковременные тенденции, вступающие в противоречие
с законами развития («ножницы» цен в 1923 г., как след-
ствие нарушения политики цен).
Социально-экономическая статистика — наука, изучаю-
щая массовые общественные явления, с целью установить
в них выраженные в числах обобщающие характеристики.
Это значит, что задачи статистики — установить за-
кономерности, в которых находят свое
проявление объективно действующие
экономические законы.
Следовательно, задача статистики заключается в том,
чтобы участвовать в изучении закономерностей и тенден-
ций. Одновременно она должна разрабатывать методы их
изучения.
Здесь требуется решить два вопроса: 1) обособлены ли
методы изучения общественных явлений от методов изуче-
ния явлений природы и техники; 2) всегда ли для обоб-
щений необходимо опираться на массовое наблюдение
фактов или в известных случаях делать заключения на
основе отдельных фактов.
Главное состоит в том, чтобы размежевать две отрасли
науки: статистику природных явлений и социально-эконо-
мическую статистику.
Следует выделять, кроме того, математическую ста-
тистику (или, как иногда говорят, статистическую мате-
матику) .
Математическая статистика является теоретической
дисциплиной, трактующей в общем виде вопросы распре-
деления случайной переменной. Блестящая плеяда рус-
ских математиков внесла огромный вклад в развитие
теории вероятностей и математической статистики и сейчас
играет ведущую роль в развитии этой науки (А. Н. Кол-
могоров, Н. В. Смирнов и др.).
10

Не следует забывать, что в состав всякой науки входят,
во-первых, накопленные и проверенные факты, доказанные
практикой законы и формулы, гипотезы, нуждающиеся в
дальнейшей проверке, и, во-вторых, философские и обще-
теоретические выводы из законов и их истолкование.
Кроме того, в состав науки входит и метод позна-
ния. Это относится и к наукам о природе и к науке об
обществе.
Науки о природе изучают законы природы. При этом
знание законов, открытых науками о природе, служит
различным способам производства.
«Геометрия Эвклида обслуживала и рабовладельче-
ское, и феодальное, и капиталистическое производство;
она служит и социалистическому производству. Законы
химии, открытые Ломоносовым и Менделеевым, исполь-
зуются и в капиталистическом и в социалистическом хо-
зяйстве» 1.
Различие между социалистической и буржуазной
наукой о природе заключается вовсе не в технике изуче-
ния. Эта техника может быть одна и та же. Различие
заключается в философских основах и философских
выводах из открытых законов. Здесь уже все зависит от
мировоззрения. Методы, которыми оперируют в астро-
номии, геодезии, метеорологии, одни и те же и у буржуаз-
ных и у советских ученых, философские же выводы прин-
ципиально отличны.
Если буржуазные ученые могут давать ценные рабо-
ты в области прикладных и специальных наук, то в об-
ласти объективного изучения общественных явлений дело
обстоит иначе. Философские выводы буржуазных хими-
ков и физиков часто не верны, но приемы, которыми они
описывают факты и формулируют законы, могут быть
правильными.
Иное дело — наука об обществе. Здесь предметом
науки служат явления, непосредственно затрагивающие
интересы классов. Поэтому эта наука носит классовый и
партийный характер.
В силу этого и ее методы познания общественных яв-
лений оказываются не пригодными для объективного
суждения о действительности.
1 «Большевик», 1952, № 4, стр. 13.
Л

Чет нужды доказывать, что там, где мы имеем дело с
экономикой в собственном смысле слова, в частности в
вопросах анализа выполнения плана, нет места примене-
нию математических расчетов, опирающихся на теорию
вероятностей.
Но и для изучения капиталистической экономики
сфера применения вероятностных схем также ограничена.
Однако капиталистическое хозяйство — хозяйство
стихийное. Нельзя ли явления из области рыночной сти-
хии считать областью господства случая, областью, где
приложима теория вероятностей?
На этот вопрос легко ответить, если определить, в
чем разница между статистикой общественно-экономиче-
ских процессов и статистикой в естествознании.
Статистическая совокупность, с которой имеет дело
экономист, занимающийся изучением капиталистического
хозяйства, существенно отлична от тех явлений, с кото-
рыми имеет дело естественник. В природных явлениях
возможен поток случайных событий, который и является
непременным условием приложения теории вероятно-
стей. Но стихийность капиталистического хозяйства
нельзя отождествлять с таким потоком, стихийное не
идентично случайному.
Анализируя экономические явления, нельзя их мыслить
в терминах случайного отбора и численных вероятностей.
Экономические явления всегда находятся в тесном
взаимодействии, их нельзя отождествлять с «событиями»
в вероятном смысле, с событиями, которые можно по же-
ланию повторить.
Кроме того, они всегда относятся к определенному
моменту и охватывают строго определенные периоды.
Каждый исследуемый экономистом период есть особый
период со своими характерными чертами, отличающими
его от других периодов. Здесь, как писал К. Маркс,
нельзя пользоваться ни микроскопом, ни химическими
реактивами. Поэтому применять здесь те методы, кото-
рыми пользуются при изучении природных явлений, прин-
ципиально неправильно.
Большие числа наблюдений обладают свойством спо-
собствовать взаимопогашению индивидуальных откло-
нений. Если эти отклонения по своей природе носят не
только индивидуальный, но и случайный характер, то это
12

свойство может быть математически обобщено в виде
теорем, под названием «закон больших чисел». С точки
зрения познания, случайными отклонениями мы признаем
те, которые являются несущественными,— не определяют
существа процесса. Но если индивидуальный случай вы-
ходит за пределы обычного среднего уровня и самый факг
такого отклонения имеет существенное значение с точки
зрения познания явления, мы не можем с ним не считать-
ся и опираться только на средние уровни, полученные на
основе больших чисел.
Коротко говоря, можно считать, что вероятностные
схемы применимы для анализа в тех случаях, когда откло-
нения от господствующего типа в качественном отноше-
нии являются равноценными, в какую бы сторону они ни
отклонялись — в положительную или отрицательную, в
сторону плюс или в сторону минус.
Качественно безразлично во многих случаях, в какую
сторону отклоняется диаметр детали от заданных
допусков, здесь часто важен самый факт нарушения стан-
дарта. Но существенно важны отличия индивидуальных
показателей производительности труда, стоящие ниже
или выше среднего уровня.
В таком смысле и следует говорить о сфере примене-
ния тех математических расчетов, которые покоятся на
теории вероятностей.
Сочетание общественных и природных факторов, воз-
действующих на данное явление, приводит и к необходи-
мости сочетания различных методов их изучения.
Свойства больших чисел отражать господствующий
тип явлений, свойства, в силу которых образуются среднее
общественно необходимое рабочее время, средняя норма
прибыли, средний уровень производительности труда и так
далее, эти свойства больших чисел могут действовать и в
тех и других областях. Но вероятностная трактовка явле-
ний возможна и допустима лишь в тех областях, где откло-
нения качественно совершенно однородны и логически
соизмеримы, т. е. в области страхования, изучения каче-
ства продукции, расчетов займов и пр., или где расчеты
носят отвлеченный характер. Там же, где «отклонения» от
среднего уровня существенны (а иногда более существен-
ны, чем сам уровень), там попытки вероятностного истол-
кования могут лишь затемнить вопрос.
is

Изложение вопроса о роли теории вероятностей и
закона больших чисел вызвано тем, что в последнее время
начали раздаваться голоса вообще «против» закона боль-
ших чисел.
Такая позиция объясняется непониманием того, что
речь должна идти о двух статистиках: для явлений при-
роды и техники — своя статистика, для общественных
отношений — социально-экономическая статистика.У каж-
дой из них свое проявление свойства больших чисел, своя
сфера их действия, свое практическое приложение.
При этом в условиях капитализма инерция больших
чисел — «слепо действующий закон». В социалистиче-
ских же условиях она действует в ограниченной мере,
так же как закон стоимости, сфера действия которого
при социализме строго ограничена.
Среднее общественно необходимое рабочее время и
среднюю стоимость мы мыслим в терминах больших чисел.
Средняя стоимость стихийно складывается вследствие
действия больших чисел: «Труд, овеществленный в стои-
мости, есть труд среднего общественного качества, т. е.
проявление средней рабочей силы. Но средняя величина
есть всегда средняя многих различных индивидуальных
величин одного и того же вида. В каждой отрасли про-
мышленности индивидуальный рабочий, Петр или Павел,
более или менее отклоняется от среднего рабочего. Такие
индивидуальные отклонения, называемые на языке ма-
тематиков «погрешностями», взаимно погашаются и уни-
чтожаются, раз мы берем значительное число ра-
бочих» *.
Но закон больших чисел вовсе не регулирует обще-
ственные явления. Его действие заключается в том, что
он позволяет обнаружить общие закономерные черты
явлений. Известно, что закон больших чисел — «общий
принцип, в силу которого совокупное действие большого
числа случайных факторов приводит, при некоторых весь-
ма общих условиях, к результатам почти не зависящим от
случая» 2.
Инерция больших чисел занимает в советской эконо-
мике не первостепенное место. Дело в том, что большие
1 К. Маркс. Капитал, т. 1, 1953, стр. 328—329.
2 БСЭ, изд. 2, т. 5, стр. 538.
U

числа действуют там, где имеются дисперсные явления,
т. е. где встречаются колебания, вариация, рассеяние. Но
наша статистика оперирует преимущественно суммами и
агрегатами, показателями, относящимися к явлениям, в
отношении которых сила колебаний весьма ограничена
(продукция, выпускаемая на основе планового задания,
цены, тарифы и т. д.).
По этим причинам объектом статистики в условиях
социалистического планового хозяйства являются прежде
всего суммы и объемы, дающие характеристику законо-
мерности, потом отдельные факты и лишь после этого
массовые дисперсные явления, к которым приложимо
действие больших чисел.
Обобщающие показатели и роль единичных
фактов
Советская статистика — подлинно научная статистика,
базирующаяся на марксистско-ленинской теории.
Советская статистика является орудием государ-
ственного управления народным хозяйством. Эти ее
функции определяют содержание и организационные
особенности статистических работ и круг связанных с
ними методологических проблем.
Такие вопросы, как проверка выполнения плана,
исследование синтетических вопросов социалистического
хозяйства (баланс народного хозяйства, национальный
доход, покупательная сила рубля и рост материального
уровня жизни советских граждан), составляют предмет
конечных исследований советской статистики.
Ясно, что все эти вопросы можно решать только на
материале народнохозяйственного учета.
Поэтому вторая, не менее существенная, черта совет-
ской статистики заключается в том, что она основывает-
ся на данных учета, охватывающего все стороны обще-
ственной жизни страны.
Многообразные экономические расчеты укладывают-
ся в определенную систему народнохозяйственных пока-
зателей, связанных с системой показателей в планиро-
вании.
Эти показатели относятся ко всем сторонам социали-
стического воспроизводства. Они вычисляются и рас-
15

сматриваются не каждый отдельно, а во всей взаимо-
связи.
Таким образом, задача советской статистики заклю-
чается в обработке данных учета с целью получения
системы обобщающих показателей социалистического вос-
производства в широком смысле слова.
Отсюда понятно отличие статистики от учета.
И бухгалтерский, и оперативный, и специально стати-
стический учет служат материалом для расчетов обоб-
щающих показателей. Не случайно известная формула:
«учет немыслим без статистики» не ставит знака равен-
ства между этими понятиями.
Бухгалтерский учет, показывающий финансовые ре-
зультаты деятельности предприятий и выясняющий ис-
точники их средств, дает в каждой своей записи доку-
мент, обладающий юридической, притом публично-пра-
вовой силой. В оперативном учете каждая запись также
важна сама по себе и имеет значение в пределах пред-
приятия.
В статистическом учете отдельная запись принципи-
ально не имеет значения. Эта запись нужна только для
соединения со множеством других записей. Впоследствии
из этой массы записей (например, переписи) делаются
обобщения в виде общих сумм, групповых итогов, или
средних и относительных величин — групповых, район-
ных, общегосударственных — и других сводных при-
знаков.
В своих выводах статистика опирается на все три
вида учета, организует их и приспосабливает первич-
ные записи для дальнейшей обработки в целях полу-
чения обобщающих показателей. Отсюда органическая
связь статистики и учета. Взятые в целом, они и со-
ставляют то, что мы называем народнохозяйственным
учетом.
Вследствие этого практически (в отчетности) все три
вида учета настолько связаны между собой, что подчас
бывает трудно наметить границы между ними.
И средние величины в их различных формах, и относи-
тельные величины в виде процентных отношений состав-
ляют основную форму, в которой выражаются экономиче-
ские обобщения. Но ограничиваться только обобщениями
на основе массовых данных экономический анализ не мо-
16

жет. За «круглыми цифрами» нужно уметь видеть кон-
кретные явления. Поэтому, помимо обобщающих показате-
лей, выведенных из массовых наблюдений, экономический
анализ непременно требует привлечения в поле зрения
отдельных фактов.
Если рассматривать общественные процессы только в
виде обобщенных массовых показателей, то перед нами
будут только типизированные величины и явления, часто
лишенные конкретности. Рассматривая же их связь сквозь
призму индивидуальных фактов, мы можем не только их
понять, но и почувствовать их общее значение. Обоб-
щенные массовые показатели (сводные признаки) ориен-
тируют мышление, но не всегда могут служить для эмо-
ционального воздействия. Между тем последнее бывает
необходимым там, где одна механика средних недостаточ-
на для восприятия и закрепления в памяти. Дополнение
индивидуальными фактами дает поэтому более многогран-
ное и глубокое представление о явлениях, понимание
общественных процессов обогащается и расширяется.
Но живые факты — это только иллюстрации, а иллю-
страции не могут служить доказательством, поэтому
отдельные факты особенно полезны тогда, когда они даны
на фоне обобщений.
«Факт—еще не вся правда,— писал Горький,— он —
только сырье, из которого следует выплавить, извлечь
настоящую правду».
Без обобщений факты слепы, а без фактов обобщения
схематичны. Не случайно в наших экономических обзо-
рах непременно присутствуют ссылки на конкретные фак-
ты из области хозяйственной жизни. Нет надобности при-
водить здесь общеизвестные примеры. Важно только по-
мнить о разумном соотношении обобщений и иллюстра-
ций, не допуская перегибов. Тогда экономический
материал получит наилучшее толкование, т. е. даст, как
указывал В. И. Ленин, цифровое освещение тех различ-
ных социальных типов изучаемого явления, которые на
метились или намечаются жизнью.
С другой стороны, статистические средние могут во
многих случаях толкать на неправильные обобщения.
Иногда важнее бывают отдельные факты, не типичные
сейчас, но которые нужно особо отмечать, так как они
типичны для нашего завтра.
17

Типично не только то, что наиболее часто встречается,
но то, что с наибольшей полнотой и заостренностью выра-
жает сущность данной социальной силы. В марксистско-
ленинском понимании типическое отнюдь не означает
какое-то статистическое среднее. Типично то, что соот-
ветствует сущности данного социально-исторического
явления, а не просто наиболее распространенное, часто
повторяющееся, «обыденное». Отсюда ясно, что учет,
отмечающий отдельные факты, может дать во многих
случаях более важные показатели, чем обобщающие ста-
тистические средние.
Если бы мы оперировали всегда только средними ве-
личинами, то многие индивидуальные факты, которые име-
ют особо прогрессивное значение, остались бы незаме-
ченными.
Средний уровень производительности труда на шахте,
где в 1935 г. работал А. Стаханов, был низок. Но рекорд
Стаханова 31 августа 1935 г., который сыграл громадную
роль в общественном развитии, явился новой страницей в
истории социалистического строительства. Метод народ-
ной стройки, примененный в строительстве Ферганского
канала,— факт, имеющий международное значение: он
уже вызвал подражание в Китайской народной рес-
публике.
В книге «Опыт передовых колхозов» собраны отдель-
ные факты, характеризующие работу передовиков и нова-
торов сельскохозяйственного производства 1. Представим
себе, что мы имели бы дело только с одними средними
показателями,— в таком случае эти факты потонули бы в
среднем уровне, и их прогрессивное значение не было бы
обнаружено.
Коммунистическая партия во-время подмечает эти
факты, делая их достоянием масс.
Таким образом, учет отдельных фактов без обобще-
ний бесполезен, а обобщения могут отражать многооб-
разную реальную действительность только тогда, когда
они покоятся на массовом наблюдении однородных явле-
ний в пределах групп и сопровождаются выделением от-
дельных типичных или имеющих прогрессивное значение
явлений.
1 «Опыт передовых колхозов». Изд-во «Правда», М., 1953.
18

Непригодность вероятностных схем при изучении
социально-экономических явлений
Вероятностная концепция, как мы видели, непригодна
и для изучения экономических явлений в капиталистиче-
ском обществе. Многие буржуазные экономисты, между
тем, стремятся представлять экономику именно под углом
зрения вероятностной схемы, отождествляя законы эконо-
мики с законами природы, не делая различий между зако-
нами природы и законами экономики.
Однако в буржуазной литературе есть течение, которое
формально отрицает приложение теории вероятностей к
экономическим исследованиям.
Типична в этом отношении позиция известного русско-
го буржуазного статистика А. Кауфмана, считавшегося
главным теоретиком во времена земской статистики.
А. Кауфман придерживался того мнения, что основой
теории статистики является теория вероятностей, но прак-
тически схемы теории вероятностей неприменимы в стати-
стике, потому что реальная действительность — слишком
грубый для этого материал. Так, законы механики дают
точное исчисление движения светил или полета снаряда,
но не дают возможности исчислить кривую падения кошки,
выброшенной из окна. Точные науки позволяют рассчитать
конструкцию железнодорожного полотна или железного
моста, но нельзя этими приемами рассчитать устройство
навеса из жердей или землянки. Мы только знаем, говорит
А. Кауфман, что кошка будет падать вниз, жерди, уло-
женные определенным образом, будут держаться.
Исходя из этих положений Кауфман писал: «Материал,
с которым оперирует статистический метод, в частности
в громадном большинстве областей социальной статисти-
ки, может быть уподоблен неотесанным грубым и корявым
жердям. По самому свойству этого материала статисти-
ческий анализ, как правило, не допускает, а по грубости,
но вместе с тем и сложности основываемых на этом мате-
риале построений не требует применения формул исчисле-
ния вероятностей, но это нимало не мешает тому, что
каждое из этих построений всецело покоится на принципе
вероятностей» *.
1 А. А. Кауфман. Очерки теоретической статистики. М.,
1923, стр. 520.
10

А. Кауфман полагал, что «теоретическое распределе-
ние погрешностей лежит в основе всех явлений точь-в-точь,
как сила притяжения и тяготения» 1. Реальная же дей-
ствительность есть, по его мнению, лишь грубое отраже-
ние вероятностных схем, управляющих миром.
Из неправильной теоретической позиции Кауфмана
вытекает и неправильный практический тезис о том, что
математика в статистике неприменима, что «задачи мате-
матики до некоторой степени противоположны задачам
статистики».
Кауфман утверждал, что такие приемы, как построение
кривых распределения, выравнивание рядов, интерполя-
ция, не только не способствуют выяснению реального ха-
рактера изучаемого явления, но, наоборот, могут дать
о нем неверное представление. Это суждение вытекает из
той ошибки, что Кауфман отождествляет приемы исчисле-
ния вероятностей вообще с математическим анализом. По-
скольку же схемы теории вероятностей не применимы к со-
циально-экономической среде (для Кауфмана, как для ста-
тистика-практика, это очевидно), то он считает не приме-
нимой здесь математическую аппаратуру вообще. Вместе
с водой из ванны выплескивается и ребенок.
Смешению методов изучения социально-экономической
действительности и методов изучения природы положил
у нас в России начало А. А. Чупров 2. В речи, произнесен-
1 А. А. Кауфман. Очерки теоретической статистики. М.,
1923, стр. 520.
2 Чупров-отец (А. И. Чупров), собственно говоря, также подхо-
дил к такому решению вопроса, но окончательных выводов им сде-
лано не было (см. его речь 11 января 1894 г. на IX съезде естество-
испытателей и врачей: «Статистика, как связующее звено между
естествознанием и обществоведением».— «Сборник правоведения и
общественных знаний», т. III. СПб., 1894).
Кстати говоря, А. Ф. Фортунатов стоял на той же позиции, если
судить по его старой работе «Сельскохозяйственная статистика Ев-
ропейской России» (1893). Во введении к этой работе он рекомен-
дует принять формулу Пуассона и для вычисления степени устойчи-
вости процента безземельных и для расчетов по материалам военно-
конских переписей, причем приводит образцы таких расчетов. Форту-
натов называет эти приемы «точным испытанием русских хозяй-
ственно-статистических материалов по отношению их пригодности
для научных выводов». Впрочем, он отдает себе отчет в том, что зем-
ские статистики к этим приемам прибегать не будут «из-за чрезмер-
ной занятости»!
В виде отдельных исключений земская статистика прибегала
20

ной на пленарном заседании XII съезда русских естество-
испытателей и врачей в Москве 6 января 1910 г., он
сказал: «В тесном общении статистиков и естествоиспыта-
телей-математиков слагается этот прием (вычисление сред-
ней ошибки.— Я. М.) и ту же картину живого взаимодей-
ствия представителей обществоведения и естествознания
встречаем мы на всем поле теоретической работы в совре-
менной статистике... Сильные взаимной поддержкой рус-
ские естествоиспытатели и статистики уверенно двинутся
вперед по тому обещающему пути, на который призывает
нас пример английской науки». А. А. Чупров призывал
брать пример с «традиций Британской ассоциации». Но,
конечно, А. А. Чупров понимал, что призыва преклоняться
перед этими «традициями» мало, надо было практически
показать «плодотворность» вариационных методов в со-
циально-экономических исследованиях. А. А. Чупров при-
вел примеры.
Он выделил по жребию 500 селений из 5220 селений Москов-
ской губернии и сопоставил процент грамотности в них с процентом
грамотности по данным сплошной переписи *. Получилось 47,6% и
47,5%. Вычисленная же средняя ошибка не превышает полупроцен-
та. «Если мы имеем ряд величин,— говорит Чупров,— ряд процентов
грамотности для отдельных деревень Московской губернии,— то, ка-
кого бы вида (с незначительными оговорками) ни был этот ряд,
средние арифметические для нескольких взятых наудачу экземпляров
будут следовать так называемому нормальному или Гауссову закону
ошибок, если число взятых экземпляров достаточно велико, вероят-
все же к математическим приемам, носившим, правда, в то время
совершенно примитивный характер (см., например, «Труды подсек-
ции статистики XII съезда русских естествоиспытателей и врачей».
1912, стр. 223 и след.).
1 Эксперименты А. А. Чупрова были повторены советским про-
фессором Н. К. Дружининым. Он поделил число выработанных
трудодней, взятых из 500 годовых отчетов колхозов, на число колхоз-
ников, выписал полученные числа на карточки. «Тщательно переме-
шивая последние» («Ученые записки Московского экономико-стати-
стического института», т. 1. М., 1948, стр. 36), он произвел случай-
ный отбор их и рассчитал теоретические средние ошибки по всем
правилам анализа стохастической среды.
В работе «Некоторые вопросы выборочного метода» («Сборник
научных работ Московского института народного хозяйства
им. Плеханова». М.. 1952, стр. 91) Н. К. Дружинин не видит разни-
цы в методах выборочного изучения хозяйств колхозников, яблок
и кирпича. В «Сбоонике задач и упражнений по теории статистики»
(М„ 1951, стр. 255) предлагается определить с такой-то вероятно-
стью предельную ошибку средней денежной оплаты трудодня!
21

ная же ошибка средней будет убывать с ростом числа взятых экзем-
пляров в отношении обратной пропорциональности корню квадратно-
му из него». Конечно, если рассматривать грамотного или неграмот-
ного как «особь» («экземпляр»!), как это делает Чупров, все рас-
четы здесь правильны. Но в том-то и все дело, что признак грамот-
ности тесно связан с другим признаком—зажиточностью и являет-
ся производным в отношении признака зажиточности. Грамотность
по уездам никакого познавательного значения не имеет. Это анализ
ради анализа, так сказать, «чистое статистическое искусство». Если
бы А. А. Чупров вел анализ в классовом разрезе, вариационные ме-
тоды оказались бы в стороне. Но Чупров, как и А. Ф. Фортунатов,
считал классовую борьбу «мистикой» (на том же съезде).
Смешение социально-экономических явлений и явле-
ний природы приводит к бессмысленной схоластике.
Возьмем элементарное понятие — ряды. Вариационный
ряд для стохастической (в переводе со статистического
языка — случайной) среды исследуется в виде предела —
кривой распределения, которая изображается функ-
цией.
Для исследования этой кривой имеется целый арсенал
критериев.
В социально-экономической статистике мы имеем дело
с конкретными рядами распределения. Казалось бы, зада-
ча одна и та же — изучение структуры явления. Однако
исследовать ряд вероятностными критериями здесь невоз-
можно. Почему? По той причине, что вероятностные крите-
рии для экономической действительности не годятся. Сама
вариация носит принципиально иной характер: для Броу-
нова движения, например, качественно безразличны откло-
нения в сторону плюс и в сторону минус, экономической
статистике они не безразличны. Отклонения в сторону
плюс могут носить, как мы говорили, прогрессивный
характер, отклонения в сторону минус могут показать
отставание. Взаимопогашение отклонений принципиаль-
но невозможно, хотя формально это погашение может
и быть.
Сама группировка в экономических рядах распре-
деления при этом осуществляется совершенно безотно-
сительно к воображаемым пределам распределения
и все же служит могущественным орудием познания дей-
ствительности.
Смешение позиций при анализе социально-экономиче-
ской и естественной среды особенно очевидно тогда, когда
речь идет об измерении «вариации». Бесспорно, что расче-
22

ты колеблемости как дополнение к средним характеристи-
кам — необходимое для экономиста орудие познания. Вот
простой пример: два предприятия выпускают одинаковый
средний размер продукции, но одно работает равномерно,
а другое рывками. Ясно, что среднюю здесь надо допол-
нять показателем неравномерности, т. е. колеблемости.
Какой показатель выбрать? Принципиально здесь безраз-
лично, какой измеритель брать (их много). Технически
удобнее показатель — среднее квадратическое отклонение.
Однако смысл последнего получается совершенно иной,
чем в статистике природы. Там этот показатель связан с
«правилами трех сигм» в определении вероятных границ
колебаний признака. Здесь же он никакого вероятностного
значения не имеет.
То же в отношении уравнения связи и коэффициента
корреляции. Для экономиста коэффициент корреляции —
это продолжение группировки. Групповая таблица дает
представление о наличии связи и ее направлении, коэф-
фициент корреляции продолжает этот опыт, уточняет
его, измеряет связь и позволяет делать сопоставления.
Во всех случаях группировка предпочтительнее, она
проще, большею частью нам достаточно только
констатировать факт связи. Однако в целях сопо-
ставления (где связь теснее?) нужен коэффициент кор-
реляции.
В статистике природных явлений для мира живот-
ных и растений вариационные расчеты — существо
работы, в социально-экономической статистике это
только техника расчета, которую можно заменить или
более примитивной техникой или другим показателем
тесноты связи.
Таким образом, если мы берем на вооружение из
вариационной статистики некоторые приемы анализа, мы
должны отдавать себе отчет в том, что это технические
средства, которыми мы пользуемся не потому, что они
принципиально необходимы (как это имеет место в техно-
логии, технике и пр.), а по соображениям удобства.
Экономист может без них обойтись, но его работа будет
грубее.
В равной мере эти соображения действительны и вооб-
ще для привлечения математики в область экономических
расчетов.
23

Бесспорно, что в области экономических расчетов
огромную вспомогательную службу могут сослужить ма-
тематические приемы. Они позволяют логически обосно-
вать ряд технических приемов, имеющих большое практи-
ческое значение. Таков способ наименьших квадратов, ко-
торым мы выравниваем динамические ряды.
Вопрос заключается только в том, чтобы эту матема-
тику уметь применять вне связи с вероятностными пред-
ставлениями.

ГЛАВА ПЕРВАЯ
ОСОБЕННОСТИ СОВРЕМЕННОЙ БУРЖУАЗНОЙ
СТАТИСТИКИ
Формализм буржуазной статистики
Провести грань между социально-экономической ста-
тистикой и статистикой явлений природы еще вовсе не
значит установить различие между советской и буржуаз-
ной статистикой. Различия лежат в другой плоскости. Как
мы уже говорили, социально-экономическая статистика в
стране социализма покоится на марксистско-ленинской
политической экономии, а следовательно, и на диалекти-
ческом материализме. Этим определяются и методы и
направление ее аналитической работы.
Буржуазная статистика сплошь да рядом рассматри-
вает только внешние формы явлений, подменяя изучение
экономического существа описанием эмпирических данных.
Возьмем элементарное понятие — средние величины.
Для нас, советских экономистов, средняя имеет познава-
тельное значение тогда, 1) когда она исчисляется для ка-
чественно однородной группы и 2) когда она не оторвана
от отдельных значений признака, а сопутствует им. Для
буржуазного статистика дело заключается совсем в дру-
гом. Средняя служит у него для описания внешней формы
распределения ряда. При этом материальное содержание
этого ряда совершенно не играет здесь никакой роли и не
определяет формы этой средней. Пригодность средней для
описания ряда определяется ее типичностью. Но что это за
типичность? Вот как ее определяет Миллс: «Показатель-
ность всякой средней зависит от того, насколько тесно при-
мыкают к ней прочие значения, т. е. от степени концентра-
ции данных около центральной тенденции. Так, средняя
арифметическая из трех чисел 3; 125; 100 будет 76, но это
число ни в коей мере не дает представления о трех вели-
чинах, из которых оно выведено. Для того, чтобы сред-
няя была показательной, должно быть выполнено основ-
26

ное требование, заключающееся в том, чтобы налицо
была определенная тенденция к концентрации около
центра» 1.
Таким образом, суть дела, по мнению Миллса, не в на-
личии или отсутствии общих существенных условий, при
которых явления возникают, а в различии между число-
выми значениями признака. При выборе средней следует,
по его мнению, руководствоваться чисто формальными
соображениями.
Основоположником англо-американской школы эконо-
мистов — эмпириков и статистиков не без основания
считается Митчель. Он — основатель Национального
бюро экономических исследований, он был руководителем
Гарвардского комитета экономических исследований.
Большая группа современных американских стати-
стиков (Кинг, Кузнец, Юнг, Снайдер, Персоне, Энджель,
Миллс и др.) являются его учениками и последователями.
Все, что делается ими сейчас, в разной форме повторяет
или развивает сделанное в свое время Митчелем. Поэтому
о покойном Митчеле можно говорить как о собирательном
лице, о его школе — как о новейшем направлении буржу-
азной статистико-экономической мысли.
Митчель — эмпирик и индуктивист. По учению Мит-
челя, сущность вещей и форма их проявления совпадают.
Поскольку явления капиталистического цикла сложны и
многообразны, не следует, по Митчелю, строить каких-то
общих понятий, термин «цикл» должен быть собиратель-
ным термином для различных колеблющихся экономиче-
ских явлений.
Задача статистика-экономиста, по мнению Митче-
ля,— накоплять факты, изучать частные процессы и дер-
жаться за поверхность экономических явлений. Индук-
ция без обобщений, без абстракций, без теорий—в этом
залог объективного изучения процессов.
Эмпирические методы Митчеля и его школы лучше
всего охарактеризованы одним из его последователей —
Вильсоном. «Митчель — натуралист. Как натуралист-
систематик сравнивает разновидности особей, с которыми
он работает, так Митчель простыми сопоставлениями ста-
1 F. С. Mills. Statistical Methods applied to economics and
business. NY., 1938, стр. 101.
26

тистического материала стремился открывать сходства и
различия, которые могли вести в глубины познания
явлений» *.
Философская позиция этой школы проста: это — праг-
матизм, философия, возникновение которой связано с пе-
реходом капитализма в его высшую стадию — импери-
ализм. Согласно этим философским взглядам объективная
истина не существует. Критерием истинности является
«польза» той или иной теории.
Во многих работах буржуазных статистиков аполо-
гетика искусно прикрывается псевдонаучным объективиз-
мом и математической беспристрастностью. В первом па-
раграфе устава международного Эконометрического об-
щества, объединяющего 820 самых крупных буржуазных
экономистов-статистиков (каждый из которых имеет
длинный ученый титул) и издающего журнал «Экономет-
рика», записано: «Общество действует как чисто научная
организация, совершенно беспристрастная, без каких-ли-
бо политических, социальных, финансовых или националь-
ных тенденций. Главный предмет его деятельности — со-
действовать исследованиям измерительного характера, ко-
торые стремятся приблизить теоретическую точку зрения
к эмпирической в области разработки экономических
проблем и которые проникнуты строгим и методическим
духом, подобно естественным наукам».
1 «American Economic Review», 1951, май, стр. 114.
В 1951 г. вышла посмертным изданием последняя капитальная
работа Митчеля «Что случается во время экономического цикла»
(изд. Национального бюро экономических исследований). Огромный
том содержит около пятисот страниц с полусотней обширных таб-
лиц. Задача книги, как сказано вначале,— найти причину возникно-
вения цикла, проследить за его поведением (behavior) и дать теоре-
тический макет этого поведения, с тем чтобы можно было предви-
деть возможные его варианты. Задача почтенная, слов нет. Но
Митчель, как сказано в предисловии его ученика Бёрнса, не успел
добраться до формулировки причин цикла. Что же касается до
ормул поведения, то здесь, как меланхолически отмечает «Журнал
мериканской статистической ассоциации», средние величины мало
что могут дать, так как размах колебаний во всех случаях очень
велик. «К сожал°нию,— пишет этот журнал,— мы незна^м,каков ^ыл
бы ответ Митчеля о причинах экономических циклов. Дело не дове-
дено до конца, но тщательно подобранный материал в книге Мит-
челя— вызов для тех, кто продолжит попытку» («Journal of the
American Statistical Association», 1951, дек., стр. 521).
27

Под личиной этой беспартийности, беспристрастности
и объективности журнал «Эконометрика» преподносит
читателям схоластические упражнения, в которых в мате-
матической форме даются пространные доказательства
вульгарных теорем, заимствованных из буржуазной поли-
тической экономии («уровень благосостояния есть функция
уровня дохода при заданном уровне цен», «настоятель-
ность потребности стоит в прямой связи с дифференциро-
ванным ростом цен при инфляции» и т. д.). Доказатель-
ствам этих «истин» посвящаются десятки страниц, запол-
ненных сложными дифференциальными уравнениями.
Реальная действительность исчезает, остаются одни фор-
мулы, в результате которых появляется бессодержатель-
ный вывод, внешне вполне соответствующий тому, что
записано в уставе общества: «экономическая пробле-
ма представлена подобно естественным наукам»; соци-
альное содержание из этой проблемы изгнано, и капи-
талистическая действительность представлена как сфера,
где действуют законы, аналогичные естественным за-
конам.
В качестве примера приемов апологетического «ана-
лиза» капиталистической действительности можно при-
вести эмпирические «доказательства» существования пре-
словутого «основного закона» Кейнса, получившего самое
широкое признание среди современных буржуазных эко-
номистов.
Сущность его формулирована Кейнсом следующим
образом.
«Основной психологический закон, на который мы мо-
жем положиться не только a priori, исходя из нашего зна-
ния человеческой природы, но и на основании детально-
го изучения опыта, состоит в том, что люди склонны, как
правило, увеличивать свое потребление с ростом дохода,
но не в той мере, в какой растет доход» *.
В отношении некоторой части кадровых рабочих
можно, конечно, в ряде случаев говорить о характере по-
требления увеличивающихся доходов, но для огромного
числа трудящихся в капиталистическом обществе этой
проблемы не существует попросту потому, что доходы их
1 Д. М. К ей не. Общая теория занятости, процента и денег.
Гос. изд-во иностр. лит-ры, 1948, стр. 90.
28

не повышаются. Отсюда очевидна нелепость «закона»,
выводимого из «естественных особенностей человеческой
натуры», взятой вне капиталистических производствен-
ных отношений.
Отсюда понятно, что вся статистическая аппаратура,
привлекаемая для изучения конкретного проявления «за-
кона», работает впустую.
Привлечение математики для решения нематематиче-
ских задач — старинный прием, к которому прибегают
тогда, когда хотят затемнить существо дела. Так, Лейб-
ниц в 1669 г. обосновал геометрией престолонаследие в
Польше.
Паскаль при помощи теории вероятности доказывал
существование бога х. Лаплас опроверг его вычисления
своими. Но Паскаль жил в начале XVII в. Однако Лашелье
вдруг в 1901 г. стал на защиту Паскаля 2. Другие авторы
вступили по этому поводу в полемику 3. Математика снова
пригодилась для богословского спора.
Роль статистики в капиталистическом
государстве
Статистика, как известно, родилась и выросла из за-
просов практической жизни — из учета явлений, знание
которых было необходимо для государственного управле-
ния.
Возникновение ее поэтому связано с формированием
централизованного государства и первоначально именно
в области государственного управления она находила се-
бе применение.
В условиях капиталистического государства требуются
массовые наблюдения и исчисления в первую очередь при
расчете налоговых поступлений и для учета лиц, способ-
ных носить оружие. Вместе с тем огромный учетный аппа-
рат требуется и для расчета военного потенциала. Без это-
го огромного количества учетных материалов современное
капиталистическое общество существовать не может.
1 В. Pascal. Pensees, гл. X, разд. 1.
2 «Revue philosophique», 1901, июнь. Для тех, кто интересуется
такими курьезами, можно еще рекомендовать Н. Rogers, Reason and
Faith, theirs claims and conflicts, Lnd, 1850.
8 См. полемику в журн. «Revue philosophique», 1901, сент.
29

По мере развития капиталистического рынка, в связи
с появлением на сцене крупных предприятий, и, далее, с
ростом централизации капитала и, наконец, с появлением
на сцене монополистических объединений статистика на-
чинает проникать и в область внутрихозяйственной дея-
тельности. Возникающие в связи с концентрацией про-
мышленности и торговли предприятия создают наряду со
сложной бухгалтерией и статистику, как орудие учета
разнообразных сторон своей деятельности и изучения
рынков сбыта. По мере того как монополии подчиняют
себе государственную власть, государственная статистика
в значительной мере оказывается в подчинении у монопо-
лий. Таким образом, практическая статистика необходима
классу капиталистов, как воздух, без нее немыслима хо-
зяйственная деятельность капиталистических предприятий.
Но, обслуживая капиталистический класс в целом, буржу-
азная статистика попадает в сеть противоречивых интере-
сов отдельных монополий, натыкаясь на каждом шагу на
принцип коммерческой тайны — этот правовой кит бур-
жуазного общества.
Буржуазное государство, конечно, не может преодо-
леть коммерческий суверенитет отдельных монополий.
Отсюда хаотичность, отрывочность и неполнота статисти-
ческих данных, несмотря на все их обилие. Поэтому бур-
жуазная статистика анархична, как сам капиталистиче-
ский мир. По признанию английского статистика А. Боу-
ли, статистике капиталистических стран нехватает прежде
всего «центрального мыслительного аппарата», и хотя
«согласно официальному взгляду на дело, все, что печа-
тается правительственными органами, вполне точно и
соответствует фактам», на самом деле нам приходится
каждый раз, имея дело с официальными цифрами, зада-
вать вопрос: «насколько точными являются эти данные
по отношению к фактам, которые они якобы характери-
зуют. Каждый статистик знает, что действительное зна-
чение публикуемых официальных статистических данных
совершенно иное, чем кажущееся на первый взгляд» 1.
Это было сказано в 1912 г. Теперь, спустя 43 года, поло-
жение еще более ухудшилось.
1 Цит. по книге М. Н. Смит. Динамика кризисов и положе-
ние пролетариата. М., 1927, стр. 8.
SO

Весьма обстоятельно и со знанием дела работник Бю-
ро статистики труда в Чикаго Виккенс разъясняет роль
статистики в современном капиталистическом государ-
стве *. Правда, повсюду интересы предпринимателей он за-
меняет словом «публичные нужды», но другой терминоло-
гии от него мы и не можем ожидать.
Виккенс подчеркивает, что неожиданные (sudden)
новые требования были предъявлены американской ста-
тистике сразу после второй мировой войны. Вся полити-
ка так называемого контроля и регулирования, под фла-
гом которой оберегались интересы монополий, на новом
этапе потребовала огромного количества статистических
данных, обрабатываемых с невиданной до того детализа-
цией. Индексы цен в условиях инфляции получили не
только конъюнктурное значение, ими стали официально
пользоваться для расчетов по договорам и контрактам.
Эти индексы получили название эскалаторов. Когда в
начале 1952 г. индекс цен подвергся пересмотру, ока-
залось, что тысячи частных контрактов на миллиарды
долларов содержат «эскалаторные пункты», что изме-
нение методологии расчета индекса влечет за собой изме-
нения в условиях платежа поставщикам. В эти контрак-
ты входили и расчеты с правительством, особенно по обо-
рудованию судов, всякого рода долгосрочные аренды и пр.
Все расчеты по ним в условиях колеблющейся валюты
должны были производиться по эскалатору. Все это пред-
являет свои требования к статистическим данным.
Сталкиваясь со стихийным характером процессов в
капиталистическом хозяйстве, буржуазные ученые неспо-
собны распознать скрытые в этих стихийных проявлениях
внутренние законы. Общественные явления представля-
ются им бессвязным набором фактов, поддающихся
изучению только на основе выведения средних тенденций
и уровней, с последующей математической обработкой на
основе теории вероятностей. Внутренней необходимости в
пестрой среде стихийных явлений для них не суще-
ствует. Сама идея необходимости трактуется внешне и
формально в смысле вероятности ожидания последствий.
Стихийность отождествляется со случайностью, и источни-
ком обнаружения среднего («постоянно действующего»)
1 «Journal of the American Statistical Association», 1953, март.
31

уровня служит математическая компенсация случай-
ных причин. В среднем уровне воплощается «постоянно
действующая причина», и этот средний уровень служит
образом позитивистского равновесия и «социальной гар-
монии».
«За последние 60—80 лет,— говорит американский тео-
ретик Джонсон,— статистические методы и вероятностные
расчеты проникли в ряд наук — физику, биологию, метео-
рологию, химию, астрономию. Помимо этого, роль стати-
стики возросла и в политических и социальных науках» х.
Джонсон видит в статистическом методе не прикладной и
вспомогательный прием исследования, а главный метод,
подменяющий специфические приемы исследования, свой-
ственные каждой из перечисленных им наук. Джонсон раз-
вивает ту же идею всеобщности и единообразия статисти-
ческих методов, игнорируя своеобразие социальных явле-
ний.
«Служанкой всех наук» называет статистику вслед за
Кауфманом и американец Келли2, а английский ученый
Р. Фишер прямо отождествляет статистику с математикой:
«Статистика может рассматриваться как математика, при-
мененная к наблюденным фактам». Формулы ее могут от-
носиться к объектам наблюдения в любой отрасли3.
Из такого вероятностного подхода к явлениям обще-
ственной жизни, из представления о мире, как о стихии
случайных событий (необязательно несвязанных и незави-
симых друг от друга, как учит современная теория вероят-
ностей), у Р. Фишера и др. вытекает необходимость повсе
местного применения «методов Монте-Карло».
«Удобство» вероятностей трактовки окружающей дей-
ствительности заключается для буржуазного ученого в том,
что в этом случае действительность «очищается» от всего
конкретного. Можно постигнуть познания истины, говорит
1 Р. О. Johnson. Statistical methods in research. NY., 1950,
стр. 3—4. Известный американский статистик, проф. Г. Тинтнер
рекомендует искусственно создавать независимость событий там,
где этой независимости в действительности нет («to create artificial
independence»), для того, чтобы к ним прилагать вероятностные
схемы («Journal of the American Statistical Association», 1940, март,
стр. 95).
2 Т. Kelley. Statistical methods. NY., 1924, стр. 1.
3 R. A. Fischer. Statistical methods for research workers. Lnd,
1950. стр. 1.
32

Мизес, пользуясь научно очищенным понятием вероятно-
сти применительно к статистическим данным1.
Вместе с тем, подгоняя эмпирические данные под мате-
матическую схему, некоторые буржуазные ученые полу-
чают возможность представлять истинное положение ве-
щей в том виде, как это им кажется выгоднее. Об этом от-
кровенно заявляет новейший теоретик «эконометрики» Дэ-
вис, когда он пишет, что «научные выводы должны быть
эластичны» 2. Ему вторит Блэр: «Статистика является ос-
новой (the body) квантативной и числовой логики, которая
направляет к желаемому результату»3. В сущности это
перепевы обычных махистских представлений. Сам Эрнст
Мах в свое время, в 1903 г., поучал в «Анализе ощуще-
ний», что «выведенный из теории математический символ
приспособляется к действительности таким же образом,
как железные доспехи к телу закованного в них рыцаря.
Чем доспехи сложнее, тем более, повидимому, гибким
делается твердый металл». Только современные махисты
идут дальше. Они склонны приспосабливать само тело ры-
царя к этому инородному металлу! Материальная действи-
тельность должна укладываться в прокрустово ложе.
Искусственное преобразование экономической действи-
тельности получает в отдельных случаях даже философ-
ское обоснование. В 1905 г. в Нью-Йорке вышел сбор-
ник «Статистическое вмешательство в динамические эко-
номические модели» под редакцией Маршака. В этом
сборнике доказывается, что величайшая заслуга стати-
стического преобразования действительности заключается
в том, что, выковывая новые орудия познания, она в ином
(не в действительном!) свете показывает окружающую
жизнь. Истинная жизнь, т. е. реальность, возникает перед
нами только после надлежащей обработки фактов.
Таким образом, буржуазную статистическую науку мы
должны рассматривать только на определенной истори-
ческой долготе и широте.
В период общего кризиса капитализма статистика
превращается у некоторой части буржуазных экономистов
в прямое орудие реакции.
i Р. М и з е с. Вероятность и статистика. М., 1930, стр. 2.
2 Н. Davis. The theory of Econometrics. Колорадо, 1941,
стр. 5.
3 M. Blair. Elementary statistics. NY., 1944, стр. 6.
33

Конечно, данные о численности почтовых посылок или
перевозок пассажиров могут быть и достоверны, но там,
где статистика непосредственно касается классовой борь-
бы, данные часто оказываются фальсифицированными.
Все это легко показать на примерах тех отраслей
экономической статистики, где это проявляется с наи-
большей силой,— в статистике труда, заработной платы и
распределения национального дохода: здесь задеваются
интересы классов в их борьбе.
Буржуазная статистика труда приспособлена к целям
изучения «деловой активности», т. е. к обслуживанию
интересов предпринимателей, и поэтому мало что может
дать для освещения положения рабочего класса. За ис-
текшие сто лет со времени, когда Маркс разбирал стати-
стику труда в Англии, положение в этой области мало
изменилось.
Вот что писал тогда Маркс: «Характерно для пред-
намеренного статистического обмана,— а раскрыть его
можно было бы вплоть до мелочей,— что английское
фабричное законодательство категорически исключает из
сферы своего действия упомянутых в конце текста рабо-
чих, не признавая их фабричными рабочими; с дру-
гой стороны, «Отчеты», публикуемые парламентом,
столь же решительно включают в категорию фаб-
ричных рабочих не только инженеров, механиков и т. д.,
но и управляющих фабриками, приказчиков, рассыль-
ных, надсмотрщиков за складами, упаковщиков и т. д.,—
короче, всех, за исключением самого владельца фаб-
рики»1.
Даже во время переписей (цензов) вопросы теперь
ставятся так, чтобы исключить возможность правильно
осветить картину, например, детского труда: последние
переписи в США в 1940 г. и 1950 г. не учитывали, как это
видно из бланков переписей (см. образец части шедулы
на стр. 35), работающих по найму детей до 14 лет. Бланк
построен так, что вопрос о занятии относится только ко
взрослым. Молчаливо предполагается, что все подростки
находятся на иждивении отца! Между тем, по другим дан-
ным, 235 тыс. детей в возрасте 10—13 лет работали в
1940 г. по найму. В 1950 г. их было еще больше. Цензы
1 К. Маркс и Ф. Энгельс. Соч., т. XVII, стр. 462. Сноска.
34

Часть переписного бланка
16-го ценза США

совершенно очевидно преуменьшают также численность
работающих и ищущих работу подростков 14—17 лет1.
Число работающих женщин цензы также преумень-
шают: в 1930 г. ценз считал 11 млн. женщин в разряде
«рабочая сила», а по цензу 1940 г. из 50 млн. женщин в
этом разряде числилось 13 млн. Между тем в конце
1942 г. работавших женщин оказалось 15 млн.
Текущая статистика безработицы не включает многих
рабочих, числящихся на работе только номинально или
работающих неполный рабочий день, кадры, скрытые в
недрах аграрного перенаселения, женщин, вынуж-
денных «вернуться к домашнему хозяйству» после вой-
ны и т. д .
В журнале «Review of Economics and Statistics» (фев-
раль 1950) указывалось, что Бюро цензов США относит
к «имеющим работу» также категорию «with a job but not
at work», т. е. числящихся на работе, но не работающих.
Эта категория состоит преимущественно из уволенных на
время. Предполагается, что они вернутся на работу и жи-
вут, следовательно, не заработком, а надеждой. Эта ста-
тистика не показывает уменьшение среднего трудового
возраста рабочего, из нее не видно увеличивающегося
разрыва между потенциальным и фактическим трудо-
вым периодом рабочего.
Истинные размеры безработицы из публикуемых дан-
ных нельзя видеть, кроме того, и потому, что данные
берутся по ограниченному числу профсоюзов. Безработ-
ными считаются лица, потерявшие работу, но не взрос-
лые люди, еще не имевшие возможность начать работать.
«Бродяги», т. е. люди, передвигающиеся в неопределен-
ных направлениях, выброшенные кризисом из города в
деревню, также обычно исключаются из учета. Не попа-
дают на учет и временно занятые на различных «об-
щественных работах», совершенно не связанных со
специальностью, а также не имеющие права на пособие,
не зарегистрированные на бирже труда, неполнозанятые
и т. д. Нечего и говорить о том, что такие вопросы, как
1 Сб. «Labor and war», № 9, стр. 38. В отчете национального
комитета по детскому трулу «Child Labor after ten years of federal
regulation», № 9, 1948, сказано, что в 1948 г. свыше 2 млн. рабочих
были в возрасте до 17 лет.
36

длительность безработицы, возраст и другие важные
признаки, совершенно не освещены. Между тем, по неко-
торым данным, известно, что чем старше возраст, тем
застойнее безработица.
О трагедии старости для рабочего капиталистической
страны известно только по частным описаниям и отдель-
ным наблюдениям. Статистика об этом молчит.
Наибольшие искажения наблюдаются в статистике
заработной платы. Здесь буржуазная статистика часто
выводит «средние», где заработная плата чернорабочего
складывается с жалованием высококвалифицированных
рабочих и должностных лиц корпораций.
Подлинно научный социально-экономический анализ
невозможен без изучения социально-экономических ти-
пов, классов и классовых противоречий. Практически это
означает, что без группировок невозможен такой науч-
ный анализ. Экономист-марксист опирается на статисти-
ческую группировку, выделяющую социально однород-
ные типы, и для каждой группы вычисляет отдельные
средние характеристики. Вместе с тем при помощи
группировки изучаются связи между явлениями. Груп-
пировка — основной статистический прием экономи-
ческого анализа действительности. Между тем, буржуаз-
ная статистика игнорирует настоящий научный анализ.
Вопросы группировок или вовсе не ставятся в буржуаз-
ной статистике или ставятся как прием формальной клас-
сификации. Поэтому классификации в буржуазной стати-
стике далеки от подлинных статистических группировок,
и их средние величины не являются групповыми средни-
ми. Средняя величина огульна в тех случаях, когда она
вычислена для таких единиц, различия между которыми
существенны. Классовые различия — самые существен-
ные различия, поэтому средние величины, вычисленные
для разнородных единиц, являются огульными, т. е. ни-
чего не значащими. Это как раз и наблюдается в офици-
альной статистике заработной платы и доходов.
В качестве «репрезентативной» заработной платы не-
редко фигурирует заработок верхушки рабочей аристо-
кратии. Вместо динамики фактических заработков пока-
зывается изменение почасовых ставок, ничего общего,
конечно, не имеющих с фактическим среднемесячным
заработком,
37

Для исследователя-марксиста представляет червооче-
редной интерес не столько абсолютный размер заработ-
ной платы, сколько его относительная величина. В свое
время Маркс сказал всем известные слова: «...ни номи-
нальная заработная плата, т. е. сумма денег, за которую
рабочий продает себя капиталисту, ни реальная заработ-
ная плата, т. е. количество товаров, которое он может
купить за эти деньги, не исчерпывают всех сторон зара-
ботной платы.
Кроме того и прежде всего заработная плата опреде-
ляется отношением к прибыли, барышу капиталиста,
это — относительная заработная плата.»1.
Эту величину буржуазная статистика не только игно-
рирует, но и делает все возможное для того, чтобы за-
труднить ее исчисление. В первую очередь это достигает-
ся путем сокрытия прибылей.
Особо нужно сказать о неправильных методах, приме-
няемых буржуазной статистикой для расчета «стоимости
жизни».
Здесь буржуазная статистика прибегает к примитив-
ным и грубым приемам. Индексы стоимости жизни, при-
нятые для исчисления величины реальной заработной пла-
ты, неправильны в своей основе. Не случайно вокруг
вопроса о методе построения бюджетов и исчисления сто-
имости жизни постоянно велась упорная борьба. Еще в
1902 г. вопрос об индексе стоимости жизни был предметом
острого конфликта между горняками и предпринимателя-
ми в США. Известно также, что когда после первой миро-
вой войны рабочие Англии добились в некоторых угольных
районах «скользящей шкалы» заработной платы (автома-
тическое повышение ставок при вздорожании жизни),
английские статистики всяческими математическими ра-
счетами стали нажимать на индекс цен.
Здесь непосредственно оправдались слова Маркса о
том, что если бы какая-нибудь математическая формула
затронула интересы буржуазии, последняя стала бы ее
оспаривать. Подобные примеры можно легко найти и в
современной практике индексных расчетов, особенно в
США и Англии (см. главу V).
Поскольку официальная статистика извращает данные
о положении трудящихся масс, рабочий класс сам давно
1 К. Маркс и Ф. Энгельс. Соч., т. V, стр. 434—435.
38

уже создал свою статистику заработной платы и стати-
стику цен. Уже в 1866 г. в решениях конгресса I Интер-
национала имеются указания об этом 1. В настоящее
время прогрессивные профсоюзы ведут такую статистику.
Эти данные служат существенной опорой для корректи-
рования буржуазных публикаций.
Яркой иллюстрацией тенденциозности буржуазной
экономической статистики может служить исчисление
национального дохода и его распределения (см.
главу VI).
Прежде всего самый размер национального дохода
сильно преувеличивается. Так называемый субъектив-
ный метод исчисления дает «двойной счет»: чистая про-
дукция в значительной мере учитывается дважды — один
раз в качестве первичных доходов, второй раз в качестве
производных доходов (образующихся на основе перерас-
пределения народного дохода).
К народному доходу причисляются «доходы», которые
представляют собой чистую потерю народного хозяйства
(расходы на буржуазный государственный аппарат, на
армию империалистических государств, доходы церкви,
адвокатов, судейского аппарата, маклеров, спекулянтов
и т. п.).
В национальный доход буржуазные экономисты зачис-
ляют множество «услуг».
В качестве источника статистики доходов фигурирует
налоговый учет.
Это явно сомнительная база, так как учет построен на
личных декларациях, при которых доходы, конечно, ча-
стично укрываются.
При этом некоторые доходы экстраполируются. В тех
случаях, когда какая-либо услуга может носить товарно-
денежный характер, но получается путем самообслужи-
вания (бритье у парикмахера и дома, доход от жилья и
житье в собственном доме), эти «услуги» в некоторых
исчислениях оцениваются и зачисляются в народный до-
ход. Народный доход от этого раздувается, хотя никаких
реальных доходов при этом, конечно, не прибавляется.
Так, известный американский экономист Симон Куз-
нец рассчитал, что доход, «создаваемый» домохозяйками
1 См. К. Маркс и Ф. Энгельс. Соч., т. XIII, ч. I, стр. 196.
39

и неоплаченными членами семьи, в сельском хозяйстве
США составлял в 1929 г. 23 млрд. долларов. Этими дан-
ными и до сих пор оперируют некоторые американские
экономисты.
В чем заключается смысл отнесения «услуг» к народ-
ному доходу?
Не только в том, чтобы его раздуть и показать «про-
цветание», но и в том, чтобы затушевать различие между
трудовыми и нетрудовыми доходами. «Труд» капитали-
ста и его агентов в этих условиях «создает» свою долю на-
родного дохода наряду с трудом в материальной сфере
производства.
Усилия многих буржуазных статистиков направлены
на то, чтобы доказать «демократизацию» доходов в США.
Для этого прежде всего народный доход распределяет-
ся не по классам, а путем группировки по величине до-
хода.
Между тем размер дохода не определяет еще его про-
исхождения. Верно только то, что крупные доходы явля-
ются нетрудовыми.
При этой группировке население разбивается на две
группы:
1) «работающие по найму» (т. е. те самые черно-
рабочие вместе с директорами, о которых мы говорили) и
2) «независимые профессии».
Обычно в примечаниях объясняется, что под этим вто-
рым деликатным названием подразумеваются лица, «не-
сущие предпринимательный риск со своим или занятым ка-
питалом». Даже если исходить из этих опубликованных
данных, можно видеть, что приблизительно 90% семей
США получает доход ниже 2500 долларов в год.
Противоположный полюс — с доходом свыше 10 тыс.
долларов составляет менее 2% семей, но держит в ру-
ках 16% дохода. При этом доходы капиталистов резко
преуменьшены. Это обычно достигается рядом простых
приемов: отнесением к прибыли лишь той ее части, ко-
торая остается после вычета расходов на расширение
предприятия и после вычета налогов и процента на ка-
питал; путем резкого преувеличения фонда амортизации
и резервных фондов, сокрытия доходов от налогово-
го обложения путем бухгалтерских махинаций (см. гла-
ву VI).
40

Мы привели примеры из той области, где речь идет
о самом остром вопросе — о распределении обществен-
ного продукта. Но этим, конечно, не исчерпывается об-
ласть, где данные буржуазной экономической статистики
в той или иной мере искажают действительность.
Большие искажения имеются в данных по внешней
торговле, хотя эти данные являются наиболее точными из
всех публикаций в области экономической статистики.
Так, статистика внешней торговли США не включает в
экспорт свой вывоз на военных транспортных судах, воен-
ные грузы или вовсе не показываются, или учитываются
под псевдонимами — «части машин». То же можно ска-
зать о грузах, имеющих стратегическое значение, часто
фигурирующих под названием «специальные категории».
Примеры таких искажений приведены в «Вестнике ста-
тистики» *.
Большое поле для всякого рода искажений пред-
ставляет собой исчисление индексов продукции. Об этом
мы будем говорить в специальном разделе об индексах
(глава V).
Буржуазная статистика населения
Есть еще одна область статистики, где влияние реак-
ционных буржуазных теорий особенно велико: это —
демография. Здесь отчетливо выступает стремление,
во что бы то ни стало оправдать зло, порождаемое
капитализмом.
За последнее десятилетие в капиталистических стра-
нах появился ряд новых «теорий народонаселения», и
литература, посвященная вопросам демографии, начиная
от популярных брошюр с сенсационными заголовками и
кончая многотомными наукообразными «исследованиями»
международных лиг и ассоциаций, начала затоплять
книжный рынок. Десятки академических институтов и
международные съезды занимаются разработкой этой же
«проблемы». Они всячески стараются создать вокруг нее
шум и привлечь к ней внимание по возможности наиболее
широкого круга людей, чтобы отвлечь их от социальных
противоречий.
1 «Вестник статистики», 1953, № 1, стр. 85 и след.
41

Большим успехом пользуется теория «оптимума наро-
донаселения», представителями которой являются Фе-
ренчи, Фёрчайльд и ряд других. Выводы этой «теории»
официально были приняты еще Лигой Наций.
Лига Наций издавала в свое время «Международный
обзор труда». Там была напечатана в марте 1939 г. ре-
дакционная статья, где излагаются основные положения
этой политики. Согласно этой теории, численность насе-
ления должна соответствовать экономическим ресурсам
страны 1.
При нарушении равновесия между населением страны
и ее экономическими ресурсами происходит якобы сниже-
ние жизненного уровня. Отсюда рецепт исцеления ка-
питализма и его пороков, заключающийся в регули-
ровании численности населения в соответствии с ре-
сурсами. Вот что писалось в официальном издании Лиги
Наций:
«В каждой отдельной стране в данный период имеется
оптимальный процент роста населения. Это и есть норма
максимализации экономического благосостояния,— грубо
говоря, реальный доход на душу. Уход от этого опти-
мума в ту или другую сторону понижает уровень жизни».
Так, «густота населения Индии сильно давит на средства
существования и приводит к значительному снижению
уровня жизни» 2. Британия же укладывается в оптималь-
ный процент и потому там этот уровень выше.
В подновленном виде здесь фигурирует старинная
мальтузианская доктрина.
Наряду с «теоретическими» изысканиями подобного
рода в огромном количестве подается псевдонаучный ма-
териал, относящийся к анализу факторов естественного
движения населения. Биологический аспект здесь слегка
прикрашен ссылками на условия жизни.
«Журнал наследственности» делает такого рода расчет: «Остров
Пуэрто-Рико не увеличился за время, истекшее со времен американ-
ской оккупации 1898 г. Но за это время население увеличилось бо-
1 Одним из первых с такой же неомальтузианской позиции вы-
ступил А. Боули («Очерки социальной статистики». М., 1930,
стр. 83), считавший важной задачей для экономистов определить
«число жителей, предельная производительность которых явилась бы
общественным максимумом».
2 «The Workers Standard of Living». Geneve, 1938, стр. 16,
42

лее чем вдвое... Население, насчитывающее сейчас 2 млн., в
1980 г. достигнет 4 млн.». Далее приводятся подсчеты, согласно
которым для производства пищи на одного человека требуется ми-
иимум 2 акра земли. А земли уже и теперь якобы нехватает насе-
лению Пуэрто-Рико. Тут же помещаются материалы о положении в
Индии, где население на протяжении столетий, по выражению журна-
ла, «размножается с безответственностью трески». Общественно-эко-
номические условия — колониальное угнетение, слабо развитая про-
мышленность— такие вопросы в этом журнале не освещаются.
Шумная пропаганда мальтузианства явление не слу-
чайное. Ее природу давно разоблачили классики марк-
сизма-ленинизма.
Маркс указывал, что теория народонаселения была
изобретена для того, чтобы согласовать с теорией факт
противоположности между производством и потребле-
нием, избыточным населением и избыточным богат-
ством — факт, который нельзя было отрицать *.
В настоящее время буржуазные демографы пропаган-
дируют метафизические биологические «законы» роста на-
родонаселения.
В вышедшей в 1951 г. в Нью-Йорке книге демографа
Э. Пенделла «Безудержный рост населения» содержится
открытый призыв к сокращению населения Индии.
В 1954 г. Карр-Саундерс выпустил «труд» под назва-
нием «Биологические основы человеческой природы».
В этой книге он доказывает, что «низшие» социальные
группы населения более плодовиты, поэтому удельный вес
«менее интеллигентных» повышается. Политика народона-
селения должна, по его мнению, не только контролировать
рост населения, но и следить за «генетическим составом
расы».
Появились специальные трактаты, проповедующие лю-
доедские мальтузианские теории. Таковы вышедшие за по-
следние годы книги Пирсона и Харпера «Мировой голод»,
Фогта «Путь к спасению», Фримэна «Социальный упадок
и возрождение» и многие другие. В этих человеконенавист-
нических книгах доказывается необходимость сокращения
населения более чем в два раза и содержится прямой при-
зыв к истреблению народных масс. В мальтузианских
трактатах воспеваются как благотворные факторы войны,
голод, эпидемии, ведущие к гибели миллионов людей.
1 См. К. Маркс и Ф. Энгельс. Соч., т. II, стр. 312.
43

В журнале «Форин афере» была опубликована статья
Руперта Ванса «Мальтус и принцип народонаселения».
Автор статьи считает большим бедствием тот факт, что за
последние 150 лет население земли удвоилось. «Наиболее
характерной чертой этого развития за истекший период
времени является,— уверяет Ване,— перенаселенность Ев-
ропы». В этом автор видит причину упадка европейских
капиталистических стран г.
Легко показать, что во всех этих реакционных теори-
ях нет ничего нового по сравнению с казалось бы давно
отжившими свой век теориями основоположников-биоло-
гизаторов.
В свое время небезызвестный махист Карл Пирсон
выступил с «критикой» капитализма с мальтузианских
позиций.
В своей книжке «Национальная жизнь с точки зрения
науки» Пирсон прямо призывает к войне как к естествен-
ной мере борьбы с чрезмерным размножением «низших»
человеческих племен, которые обречены судьбой на ис-
требление.
Другим крупным представителем мальтузианского
направления является Раймонд Пёрль. Он так же, как
Гальтон и Пирсон, служит образцом для современных
подражателей.
Крайняя позиция Пёрля изложена в его работе «Биология ро-
ста населения», в докладе на Международном демографическом кон-
грессе в Женеве в 1927 г. и в других ранних его работах. Пёрль
предложил некий «закон» роста населения, полученный экспери-
ментальным путем; математическая формулировка этого «закона» бы-
ла дана еще в 40-х годах прошлого столетия бельгийцем Ферхуль-
стом («логистическая кривая») 2.
В качестве экспериментального материала Пёрль берет дрожжи
и мух.
Сусло засевается несколькими дрожжевыми клетками, и через
равные промежутки времени подсчитываются клетки. Рост дрожжей
идет по логической, затухающей кривой.
Эксперимент с мухой-дрозофилой заключается в следующем: в
сосуде с отмеренным количеством пищи помещается пара мух и
подсчитывается их потомство. Прирост также следует логистической
кривой.
1 Цит. по «Правде», 22 мая 1948 г.
2 Логистическую кривую находят при помощи дифференциаль-
ного уравнения, в котором фигурирует множитель, означающий
невозможность превышения некоторого предела и замедление роста
44

Из этих опытов Пёрль делает вывод, что рост населения всех
организмов, в том числе и человеческого населения, следует логи-
стической, затухающей кривой, имеющей форму опрокинутой и вытя-
нутой латинской буквы «S», и что эта форма связана с соотношени-
ем между первичными вариантами — рождаемостью и
смертностью и вторичным вариантом — плотностью населения: при
низкой плотности населения незначительное ее повышение замет-
но понижает рождаемость; при достижении определенной сте-
пени плотности дальнейшее ее увеличение приводит к неболь-
шому уменьшению рождений. При низкой плотности увеличение
ее незначительно повышает смертность, а далее заметно ее повы-
шает.
Поправки, вносившиеся буржуазными демографами в «теорию»
Пёрля, сводились к устранению излишне радикальных выводов и
крайностей, могущих повредить самой мальтузианской идее.
Но эти мальтузианские идеи Пёрля живы до сих пор в буржу-
азном мире.
Сам Пёрль, будучи на службе в Университете Гопкинса, при-
слал в 1940 г. к столетию Американской статистической ассоциа-
ции1 статью «Старение населения» (The aging of population). В этой
статье он не только рассматривает население как биологическое
понятие, но применяет к нему законы элементарной физики (сооб-
щающиеся сосуды).
Статья иллюстрирована чертежом, где даны три сосуда — верх-
ний, средний и нижний.
Верхний это «допроизводительный» возраст 0—15 лет. Жидкость
(население) вытекает из него в средний сосуд, причем часть проли-
вается на землю, «на которой живет население». Из среднего сосу-
да— «производительный» возраст 15—50 лет — часть жидкости пере-
качивается насосом обратно в верхний, часть переливается в нижний
и часть проливается на землю. Из нижнего сосуда жидкость уходит
в землю через сток.
Вся эта (теперь уже гидравлическая) конструкция понадобилась
Пёрлю для того, чтобы доказать, что и верхний и нижний сосуды —
это бремя (burden) для среднего сосуда. Поскольку в 1830 г. на
1000 жителей среднего сосуда (15—50 лет) приходилось 1084 чело-
века из обоих других сосудов, а в 1930 г. только 880, жители вто-
рого этажа чувствуют себя счастливее, чем 100 лет назад. Этим
своим счастьем они обязаны контрацепции.
Пёрль здесь умалчивает о том, что, во-первых, дело не только
в падении рождаемости, но и в понижении среднего возраста умер-
ших, во-вторых, детской смертности и, в-третьих, и это самое глав-
ное, в том, что причины контрацепции связаны не с бременем семьи,
а с бременем безработицы и вздорожанием жизни.
Новейшая буржуазная демографическая литература есть лите-
ратура «второго отражения». Новизны и своеобразия здесь нет,
все уже было сказано ее предшественниками Пирсоном и Пёрлем.
по мере приближения к нему. Таким образом, то, что требуется
еще доказать, с самого начала предполагается данным.
1 «Journal of the American Statistical Association», Proceeding,
1940, март.
45

Любопытно, что лавры Пёрля показались весьма привлека-
тельными для внука Чарлза Дарвина — Чарлза Галтона Дарвина,
который вместо гидравлической теории Пёрля предложил термо-
динамическую.
В своей книге «Следующий миллион лет» (1952, цит. по рецен-
зии в «Коммунисте», 1953, № 23) он пытается уверить читателей,
что ему удалось, исходя из закона больших чисел и теории вероят-
ностей, открыть закон, управляющий поведением людей и позволяю-
щий предсказывать будущее человечества с такой же уверенностью,
с какой астрономы на основе всемирного тяготения вычисляют дви-
жение светил, солнечные и лунные затмения.
Таким законом, уверяет с серьезным видом Чарльз Галтон
Дарвин, является распространенный на общественные явления за-
кон Бойля-Мариотта о зависимости объема газов от давления и
температуры, стоит лишь приравнять людей к молекулам, а чело-
вечество— к «маленькому сосуду, наполненному газом».
Человечеству, заявляет Чарлз Галтон Дарвин, как и газам,
свойственно стремление к максимальному расширению, а потому,
мол, «в течение всего следующего миллиона лет общий курс исто-
рии будет по большей части тгким же, как и в прошлом,— постоян-
ное давление населения на средства существования, причем неко-
торый избыток населения не сможет выжить» *.
Он пугает людей неминуемым истощением природных ресур-
сов, заявляя, что единственное средство для смягчения этой ката-
строфы заключается в ограничении рождаемости.
Мальтузианскими выводами наполнен «Обзор экономического по-
ложения Европы в 1953 г.», изданный Экономическим Советом Орга-
низации Объединенных Наций.
В сборнике приводятся данные, из которых вытекает характер-
ный для капиталистических стран факт, что рождаемость стоит в за-
висимости от культурной отсталости» которая в свою очередь свя-
зана с низким уровнем жизни.
Итальянские провинции в 1952 г. расположены по убываю-
щему среднему доходу на душу (см. след. стр.).
Данных о приросте населения авторы не приводят, ибо величина
прироста зависит также от смертности. Между тем, если привлечь
данные о смертности, то легко установить, что прирост населения
не стоит здесь в прямом отношении к рождаемости. Почему? По
той простой причине, что повышению рождаемости сопутствует рез-
кое повышение смертности, которой нет в таблице2. Характерный
спутник нищеты — именно смертность, особенно детская. Авторы
таблицы сознательно стремятся привести читателя к мальтузианским
выводам.
Эта литература имеет вполне определившуюся поли-
тическую направленность — увести сознание от капита-
листических противоречий в область органических про-
цессов и притупить классовое сознание трудовых масс.
1 «Коммунист», 1953, № 23, стр. 36.
2 См. «Annuario statistico Italiano» за любой год, т. II, разд. XII.
46

* В сборнике они расположены попросту с севера на юг.
Первичная и вторичная статистика
Многим американским статистическим данным нельзя
доверять не только потому, что само собирание
статистических сведений во многих случаях в США совер-
шенно хаотично. Буржуазный журнал «Бизнес уик»
(июль 1949) заявляет, что на федеральную статистику
тратится 40 млн. долл., содержатся огромные штаты, но
в результате получаются недоброкачественные материа-
лы — несравнимость данных, дублирование (двойной
счет).
Это происходит оттого, что сбор статистических све-
дений носит в целом стихийный характер, сведения соби-
рают разные ведомства, работа которых не координи-
рована.
Первичной ячейкой, поставляющей сведения, в подав-
ляющем большинстве случаев является частная фир-
ма и частные лица. Центрального государственного ор-
гана статистики в США по существу нет. Федеральное
статистическое бюро, созданное в 1931 г. и переименован-
ное в 1933 г. в Центральное статистическое бюро, в 1940 г.
было превращено в отдел статистики Бюро бюджета;
47

ясно, что никакой централизованной статистики оно
не ведет и вести не может.
С немецкой аккуратностью небезызвестный Вагеман
(автор нашумевшей до войны книги «Цифра-сыщик»)
классифицирует в своей новой работе все возможные
ошибки, встречающиеся в статистических публикациях 1.
Но главной и основной «погрешности» — тенденциозно
апологетических искажений и хаотического состояния
первичной статистики он, конечно, не видит.
Любопытно отметить, что в последнее время в США
раздаются голоса против схоластического направления
в статистике.
Так, проф. Блисс, сделав обзор литературы2, гово-
рит, что статистика оторвана от практики бизнеса.
О том же говорят Стоктон, Перкинс3 и др. Статисти-
ка, по их мнению, должна обслуживать отдельных пред-
принимателей. Они не понимают, что речь идет об об-
служивании во многих случаях всего класса предприни-
мателей в целом путем вуалирования капиталистических
противоречий, вуалирования, которое отвлекает внимание
от этих противоречий.
То, что статистика является орудием классовой борь-
бы, вынуждены признать даже некоторые буржуазные
авторы. В 1945 г. американец Хинричс прямо заявил,
что «нереально предполагать (it is unrealistic to assume),
чтобы одна и та же статистика служила интересам
различных групп. Если отсутствует политическая цель,
то статистические данные не могут давать инфор-
мации» 4.
В 1947 г. на собрании Американской статистической
ассоциации Любин показал, что статистика применяется
как орудие в борьбе предпринимателей с рабочими* при
этом он даже употребил выражение «статистические
сражения»5.
В статье под злобным заголовком «Дьявол может
также прибегать к статистике» некто Смит из Нацио-
1 Е. Wageman. Narrenspiegel der Statistik. 1950.
2 «Harvard Business Review», 1940, летний №, см. «Journal of the
American Statistical Association», 1942, июнь, стр. 220.
3 Там же, стр. 220 и след.
4 Там же, 1945, июнь, стр. 238.
6 «Journal of the American Statistical Association», 1947, март.
48

нального фермерского союза пишет: «Не ставится вопрос
о том, что доказывают статистические данные или ка-
ковы холодные цифры, относящиеся к делу. Вопрос ста-
вится так: чьи это цифры? Для какой цели они вычи-
слены?» х (Это он пишет в связи с злоупотреблением
статистикой во время выборов).
Распыленность и предельную децентрализацию ста-
тистики в США показал, между прочим, С. Райе, кото-
рый сделал доклад на XXIV сессии Международного
статистического института. Доклад был посвящен орга-
низации статистики в США. В Бюро сельскохозяйствен-
ной экономии Министерства сельского хозяйства стати-
стикой занимаются следующие отделы: финансов, сель-
ского хозяйства, хлопка, оценки урожая, поголовья
скота, молочного хозяйства и птицеводства, управления
предприятиями, земледельческого населения, иностран-
ных сельскохозяйственных учреждений, садоводства и
огородничества, зерновых, сена, кормовых средств и
семян, скотоводства, мяса и шерсти, исследования рын-
ков, статистических и исторических исследований, товар-
ных складов и еще 38 других отделов в других бюро
этого министерства, а также отделы Управления сель-
скохозяйственного регулирования. Автор доклада прихо-
дит к выводу, что «установить число статистических
учреждений в одном только этом департаменте довольно
трудно 2.
Про американскую статистику вообще можно ска-
зать, что она имеет существенные недостатки уже в пер-
вом исходном звене.
Источником сведений является предприниматель. Его
всячески убеждают в том, что статистика собирает эти
сведения не с целью обложения налогом и что интересы
коммерческой тайны будут ограждены. В первом верх-
нем углу лицевой стороны переписного бланка (шедулы)
напечатано специальное на этот счет разъяснение. «Толь-
ко те сотрудники, которые присягнули в хранении тайны,
увидят Ваш отчет», сказано там. Однако капиталисты
часто сообщают заведомо неверные сведения, особенно в
1 «Journal of the Farm Economics», 1947, ноябрь (прил.).
2 «XXIV Session de l'lnstitut International de Statistique». Прага,
1938. (Цит. по «Ученым запискам Московского экономико-статисти-
ческого института», т. I, M., 1948, стр. 23.)
49

отношении финансовой стороны деятельности предприя-
тия. В связи с этим от статистики ускользают такие во-
просы, как себестоимость продукции, амортизация основ-
ного капитала, прибыли и пр.
То, что здесь сказано, относится к так называемой
«основной» статистике. Текущая статистика находится
в еще более плохом состоянии в отношении первич-
ного наблюдения. Так Бюро шахт (горное управле-
ние) собирает данные об отгрузках в течение года у
транспортных компаний и покупателей и выдает их
за производство минералов и топлива (публикуется в
«Minerals Yearbook»). Получается величина, которая за-
висит не только от производства,— величина, обычно
сильно раздутая. Это легко обнаружить из сопостав-
ления таких данных с итогами цензов за те годы,
когда проходит ценз.
Поэтому трудно непосредственно пользоваться разно-
образными данными буржуазной статистики, давая им на-
учное освещение. В сухие колонки цифр можно лишь с
трудом внести свет и тень, краски и перспективу и полу-
чать характеристику эпохи.
Показывая превосходство советской статистики, мы
должны разработать приемы критического использования
данных, которые публикуются в капиталистических стра-
нах и к которым мы вынуждены прибегать в тех случаях,
когда речь идет об изучении капиталистического хозяй-
ства.
Во многих случаях официальные данные представ-
ляют собой весьма ценный источник сведений. При надле-
жащей доработке они могут нам оказать неоценимые
услуги.
«Как ни подозрительны эти данные,— писал Ф. Эн-
гельс по поводу американских цензов,— потому что они
основываются лишь на непроверяемых сообщениях самих
промышленников,— тем не менее они в высшей степени
ценны и представляют все, что имеется у нас по этому
предмету» *.
Чем дальше статистика уходит от первоначальных
данных, тем искажения могут оказаться глубже. Это
обстоятельство следует иметь в виду, когда нам при-
1 К. Маркс. Капитал, т. III, 1953, стр. 81.
S9

ходится оперировать со статистическими данными,
относящимися к буржуазной экономике. Из этого
же обстоятельства вытекает тот вывод, что лучше всего
пользоваться первоначально опубликованным полу-
сырым материалом, а не брать его из рук буржуазных
экономистов, которые его часто препарируют на все
лады.
В этой связи приводим обзор основных официальных
изданий США, где статистический материал публикуется
в первоначальном виде.
1. Подекадные цензы. Эти цензы проводятся акку-
ратно каждые 10 лет в виде хорошо организованных пе-
реписей всех отраслей хозяйства. Начаты в 1790 г., по-
следний ценз был в 1950 г. Публикуются в виде много-
томного издания, каждый том относится к отдельной
отрасли. Кроме того, последний том содержит краткие
итоги («Abstracts of the census»). Надо заметить, что
прежние цензы были значительно беднее по программе,
чем современные. Сфера распределения была охвачена
цензом только в XX в., а жилища, например, были охва-
чены только цензами 1940—1950 гг. Вместе с тем из
последних цензов часть отраслей переведена на текущий
учет (ж.-д. транспорт, рыболовство и др.). Однако дан-
ные по основным показателям — население, промышлен-
ность, сельское хозяйство, торговля — можно считать
сопоставимыми по годам.
2. Сельскохозяйственный ценз. Проводится каждые
десять лет в годы, оканчивающиеся пятеркой. Его дан-
ные включаются также в публикации десятилетних цен-
зов (проводимых в годы, оканчивающиеся нулем).
3. Промышленные цензы (каждые два года). Осве-
щают вопросы: число предприятий, рабочих, стоимость
продукции и основные издержки.
Данные указанных трех цензов публикуются прави-
тельством в виде отдельных изданий под теми же
заглавиями («The Decenial Census», «The Census of
Agriculture», «Census of Manufactures»).
4. Специальные правительственные публикации. Ста-
тистический ежегодник («Statistical Abstracts of the
U. S.», издается свыше 70 лет подряд). Собрание общих
статистических данных по разным отраслям. Это наи-
более удобный по своей компактности справочник. Он
61

дает в сжатом виде официальные сведения, составлен-
ные по данным переписей и текущей регистрации в отно-
шении территории, климата, населения (численность,
естественное и механическое движение), народного обра-
зования, промышленности, занятий (рабочая сила и за-
работная плата), транспорта и пассажирского движения,
связи, судоходства, внешней торговли, потребления, цен,
кредита и денежного обращения, страхования, финансов,
национального дохода, армии, флота и администрации.
В конце даются исторические обзорные таблицы по ос-
новным показателям и сводка данных по иностранным
государствам.
5. Ежегодник внешней торговли («Foreign Commerce
Yearbook of the U. S.»). Сводка данных по вывозу всех
товаров в натуральном и ценностном выражении. Тща-
тельно разработанные итоги внешней торговли; анализ
их следует вести с учетом особенностей, о которых ска-
зано дальше (глава V).
6. Внешняя торговля и навигация («Foreign Com-
merce and Navigation of the U. S.»). Данные о ввозе
и вывозе главных товаров по всем штатам и портам.
7. Справочник по продукции («Industrial Market Data
Handbook of the U. S.»). Данные об основных отраслях
обрабатывающей и добывающей промышленности по
штатам и графствам (число предприятий, заработная
плата, стоимость материалов, стоимость продукции).
8. Справочник по потреблению («Consumers Market
Data Handbook of the U. S.»). Данные по штатам и
графствам. Здесь приведены мало интересные огульные
показатели обеспеченности населения.
9. Местные финансы («Financial Statistics of State
and Local Government»). Данные по штатам, графствам
и городам. Доходы, расходы и задолженность.
10. Государственный бюджет («Budget of the U.S.»).
Отчет о расходах за два истекших фискальных года и
предположения на будущий фискальный год по мини-
стерствам и их управлениям (министерства у них назы-
ваются департаментами, а управления — бюро, фискаль-
ный год не совпадает с календарным).
11. Справочник по труду («Handbook of Labor Statis-
tics»). Данные о численности рабочих, заработной плате,
миграции рабочих и пр.
62

12. Текущий обзор экономики («Survey of Current
Business»). Ежемесячно публикуется Министерствам
торговли. Данные по промышленной продукции, доходу,
стоимости жизни, ценам, строительству, оптовой и роз-
ничной торговле, занятости, перевозкам. Эта данные
помещаются в специальнОхМ статистическом приложе-
нии. Следует иметь в виду, что данные этого приложе-
ния основываются главным образом на материалах,
представляемых монополиями и прочими ассоциациями.
Из 405 источников, служащих для составления справоч-
ника, только 175 приходятся на государственные орга-
ны. Об этом сообщал тот же Райе — представитель
США на XXIV сессии Международного статистического
института.
13. Конъюнктурные итоги («Market Research Sour-
ces»). Публикуется раз в два года Министерством тор-
говли. Излагает итоги всякого рода исследований вну-
треннего рынка. Для справочных целей интереса не пред-
ставляет.
14. Обзор по труду («Monthly Labor Review»). Пу-
бликуется ежемесячно Бюро статистики труда. Данные
по численности рабочих, безработице, заработной плате,
ценам, законодательству по труду.
15. Сельскохозяйственная статистика («Agricultural
Statistics»). Ежегодно публикуется Министерством сель-
ского хозяйства. Содержит данные по разным отраслям
сельскохозяйственного производства по США и другим
государствам.
16. Ежегодник горного дела («Mineral Yearbook»).
Довольно подробные данные о добывающей промышлен-
ности США и другим государствам.
17. Статистика доходов («Statistics of Income»). Пу-
бликуется ежегодно Министерством финансов. Содер-
жит данные о разных источниках дохода по географи-
ческим районам.
18. Бюллетень Федерального резервного управления
(«Federal Reserve Bulletin»). Публикуется ежемесячно.
Содержит данные по кредиту и денежному обращению
для США и других государств, помещает всевозможные
индексы.
Помимо этих основных официальных изданий, име-
ются еще и другие, выпускаемые разными управлениями
«

министерств. Некоторые из них, выходящие в последние
годы, представляют известный интерес, как источник сведе-
ний. К числу их относятся: Ежегодный отчет министра фи-
нансов («Annual report of the Secretary of the Treasu-
ry»), Платежный баланс («Balance of International
Payments of the U. S».), Статистика денежного обраще-
ния и кредита («Banking and Monetary Statistics», непе-
риодическое издание), Ежегодник торговли («Commerce
Yearbook»), Ежегодник внешней торговли («Foreign
Commerce Yearbook»), Справочник по экономической
статистике («Handbook of Basic Economic Statistics»),
Ежегодник продовольственной и сельскохозяйственной
статистики («Yearbook of Food and Agricultural Statis-
tics») .
В 1950 г. третьим изданием вышел в Чикаго ука-
затель, составленный Пичем и Краузе «Basic Data
of the American Economy». Но он далеко не полон и не
включает таких материалов из наиболее употребитель-
ных источников, как «Survey of Current Business»,
«Federal Reserve Bulletin» и Экономические отчеты
президента.
В этом справочнике источники указаны по разделам*
1. Национальный доход, 2. Население и рабочая сила
(включая заработную плату), 3. Естественные ресурсы,
4. Деньги и банки, 5. Внешняя торговля и финансы,
6. Государственный бюджет, 7. Цены, 8. Промышлен-
ность, 9. Сельское хозяйство.
Здесь любопытна группировка разделов и последова-
тельность в перечне отраслей (деньги и конъюнктура
предшествуют промышленности). Предполагалось, что
этот справочник будет выходить расширенным изданием
каждые два года.
Дополнительно к указанным изданиям можно при-
влекать специальные статистические сборники по отдель-
ным отраслям (сталь, уголь, нефть и пр.). Во всех слу-
чаях следует помнить особенности буржуазной статисти-
ки в области статистического наблюдения и критически
подходить к каждой опубликованной цифре. Во всяком
случае искажений будет меньше, если советский иссле-
дователь будет сам обрабатывать первичный опублико-
ванный материал, а не доверять обработке авторов ста-
тей в экономических журналах. Лучше иметь дело Q од-
64

ними искажениями (наблюдение, группировка), чем
с наслоением искажений (средние, перегруппировки, вы-
равнивание). Во многих случаях даже прикидки движе-
ния цен (особенно розничных, для расчета уровня ре-
альной заработной цлаты) могут оказаться достовернее,
чем «индексы, рассчитанные разными институтами.
Следует предостеречь от пользования всякого рода
литературными источниками, издаваемыми непосредст-
венно монополиями. В этих изданиях факты зачастую ис-
кажаются. Например, двухмесячный журнал «Автомобиль-
ные факты» (1938, № 6) приводит сравнительное распре-
деление доходов населения США и доходов рабочих
автомобильной промышленности. Распределение дохо-
дов населения совершенно не похоже на данные пра-
вительственных источников и, повидимому, просто вы-
думано автором, а заработки рабочих, очевидно, раз-
дуты для рекламы.
Характерный образчик попыток путем мнимой кри-
тики официальной статистики оправдать ее порочность
и фальшь представляет статья «Цели и опасности ста-
тистики», помещенная в одном английском банковском
журнале1.
В этой статье высказывается ряд критических заме-
чаний по адресу английской официальной статистики, в
частности по поводу исчисления ею индекса стоимости
жизни, преуменьшающего рост дороговизны, а следова-
тельно, и падение реальной заработной платы. Под ви-
дом «критики», однако, делается попытка оправдать
неправильные показатели официальной статистики.
В статье утверждается, что динамика заработной платы
и изменения в уровне жизни трудящихся вообще не мо-
гут быть -статистически отражены, что само падение
уровня жизни трудящихся является якобы отражением
роста «вынужденных сбережений» вследствие «невозмож-
ности достать на рынке те предметы, которые можно было
достать до войны».
В некоторых случаях критический обзор служит вве-
дением к сборнику статистических данных. Составители
указывают на недостатки методологии, на недостаточ-
1 «Midland Bank Review», VIII, 1947; см. Л. Цирлин и
А. Петров. Буржуазная статистика скрывает правду. Госполит-
издат, 1953.
55

ную репрезентативность и пр. и тут же приводят табли-
цы и обзоры, где доброкачественные, по их мнению, дан-
ные нельзя отделить от сомнительных данных. Так посту-
пали, в частности, авторы статистических публикаций
бывшей Лиги Наций, так же поступают авторы и из Орга-
низации Объединенных Наций 1.
Следует также иметь в виду, что официальные публи-
кации часто расходятся даже в итоговых показателях,
особенно там (а таких случаев в американской статисти-
ке большинство), где итоги получены путем исчисления
(«оценки» — estimate).
Вот сравнение данных двух правительственных источ-
ников:
Число наемных рабочих в сельском хозяйстве США
(в тыс.)
Разница объясняется тем, что Бюро цензов считает
(в соответствии с приведенной выше частью бланка пе-
реписи — см. стр. 35) рабочими только лиц старше 14 лет.
Кроме того, если рабочий занят еще чем-нибудь, он мо-
жет попасть в другую категорию. Вообще же в обоих
источниках имеются искажения, так как здесь взято
среднегодовое число. Между тем в сельском хозяйстве
зимой они могут быть и не заняты, а летом их окажется
больше.
1 Например, «Annuaire Statistique du Travail», 1938; «Yearbook
of Labour Statistics», 1940; «Economic Survey of Europe in 1953».
Женева, 1954. To же за 1954 г.
56

Хаотичность буржуазной статистики приводит к тому,
что данные разных ведомств и разных источников ока-
зываются часто несопоставимыми и противоречивыми.
На это указывают не только обзоры отдельных авто-
ров *, но и официальные отчеты2.
В статье «Критический анализ данных о занятости в
сельском хозяйстве»8 Джонсон сравнивает официаль-
ные данные двух правительственных организаций —
Бюро сельскохозяйственной экономии Министерства зем-
леделия и Бюро цензов.
Занятые в сельском хозяйстве (в тыс.)
По отдельным месяцам разность достигает
6,5 млн. чел.
«Откуда такие расхождения?» — спрашивает автор.
«Повидимому, никто в точности не знает» (apparently no
one really knows). Одна из причин заключается в том,
что Бюро сельскохозяйственной экономии принимает в
качестве единицы наблюдения ферму, а Бюро цензов —
семью (точнее: отдельное домашнее хозяйство — house-
hold).
Вторая причина заключается в том, что Бюро сель-
скохозяйственной экономии включает в занятые и факти-
1 Например, О. М о г g e n s t е г п. On the Accuracy of Economic
Observations, Принцетон, 1950.
2 «Government Statistics. A report of the Committee on Govern-
ment Statistics and Informations Services». 1937.
3 «Journal of the American Statistical Association», 1951, июнь.
67

чески работающих подростков, Бюро же цензов считает
только работоспособных (старше 14 лет). Третья причи-
на заключается в том, что Бюро сельскохозяйственной
экономии считает всех занятых в сельском хозяйстве, не-
зависимо от их других промыслов, Бюро же цензов счи-
тает занятых только в сельском хозяйстве, притом не
менее 15 часов в неделю (для неоплачиваемых работ-
ников).
Имеются и другие отличия.
Пов'идимому, Бюро сельскохозяйственной экономии
преувеличивает число занятых в сельском хозяйстве,
а Бюро цензов преуменьшает, а насколько — неизвестно.
Данные цензовой статистики все же являются наибо-
лее достоверными из всех американских публикаций.
Однако при пользовании ими не следует забывать то,
что их исходным материалом являются показания пред-
принимателей. О связанных с этим искажениях мы уже
выше говорили. Кроме того, следует иметь в виду следу-
ющее.
Циклический характер движения экономики США по
данным цензов трудно определить из-за того, что аме-
риканская статистика, разделяя всю промышленность на
добывающую, обрабатывающую и электрическую, прово-
дит цензы раздельно: в добывающей промышленности
через 2 года, в обрабатывающей — через 10 лет и в
электрической — через 5 лет. Публикуются же данные
полностью спустя 2—4 года. Далее несопоставимость
ценз в во многом связана с неопределенностью понятия
единицы наблюдения. Так, в цензе 1947 г. предприятием
считался завод или фабрика, в некоторых же случаях
вся компания, которой принадлежат несколько предпри-
ятий. Вопрос решался по усмотрению отдельных пред-
принимателей. Несопоставимы и данные о стоимости про-
дукции, так как она исчислена в текущих ценах. Кроме
того, цензы с 1947 г. вместо произведенной продукции
дают продукцию проданную.
Излюбленный цензами показатель «стоимость, добав-
ленная обработкой», включает амортизацию, поэтому она
не совпадает с величиной чистой продукции. Размеры же
амортизации остаются неизвестными. Этим показателем
можно пользоваться только для определения доли мате-
риалов в различных производствах.
68

Бесспорную познавательную ценность представляют
данные о выпуске промышленной продукции в натуре.
Но этих показателей мало, и, кроме того, они зависят от
организационной структуры промышленности. Все же
для сопоставлений с нашими данными такие показатели
могут быть использованы.
Само собой разумеется, всякого рода экономические
расчеты на основе опубликованного статистического мате-
риала имеют смысл и значение только при условии, что
они подчинены определенным руководящим идеям.
«Лишь после того, как выяснена сущность этих форм и
их отличительные особенности,— имеет смысл иллюстри-
ровать развитие той или другой формы посредством об-
работанных надлежащим образом статистических дан-
ных» 1.
Легко видеть существенный водораздел между пер-
вичной статистической обработкой материала и экономи-
ческим анализом готовых цифр.
Экономист-статистик имеет дело с сырыми фактами,
он их собирает, классифицирует, подвергает своей специ-
фической обработке и потом делает выводы. Экономист
же, не работающий над первичной отчетностью, получает
сведенные данные в более или менее обработанном виде.
Творческая работа статистика заключается не только в
анализе сводного материала (каждый статистик должен
быть прежде всего экономистом), но и в изысканиях в об-
ласти обработки сырого материала. Творческая работа
экономиста, не располагающего первичными данными, со-
стоит в обобщениях и в конкретизации теоретических по-
строений, т. е. в раскрытии содержания готовых сведенных
и обобщенных статистических данных. Конечно, статистик
в своей работе тоже опирается на определенные теорети-
ческие посылки, которые даются политической экономией,
однако советскому экономисту-марксисту приходится
нередко иметь дело с полуфабрикатом, изготовленным
буржуазным статистиком.
Во всех случаях ясно, что советскому экономисту
нужно быть максимально вооруженным по части зна-
ния статистических величин и умения оперировать с ни-
ми наиболее разумными способами.
1 В И. Л е н и н. Соч., т. 3, стр. 398.
59

Конкретные статистические расчеты, которые мы при-
нимаем для изучения советской экономики, конечно, рез-
ко отличны от методов изучения капиталистического хо-
зяйства. В. И. Ленин указывал, что даже в условиях од-
ной и той же формации — в условиях капитализма, мы
должны видоизменять приемы и методы изучения в за-
висимости от содержания и форм процессов, наблюда-
емых в капиталистическом хозяйстве, «для того, чтобы
понять, оценить, статистически выразить» процесс под-
чинения капиталу всех видов земледелия, «необхо-
димо уметь видоизменять постановку вопроса и приемы
исследования применительно к различиям формы про-
цесса» 1.
Нечего говорить о том, что, изучая разные обществен-
ные формации, мы должны применять разные методы. От-
личие методов изучения советской экономической действи-
тельности от методов изучения капиталистической эконо-
мики связано с тем, что плановое хозяйство породило со-
вершенно новые статистические приемы и методы обобще-
ния (единый учет, отчетность, балансовый метод, свой ме-
тод индексов и др.)- Эти новые области практической ста-
тистики недоступны капиталистическим странам.
Наша статистика, статистика планового хозяйства, ба-
зируется на научно обработанных фактах, взятых во всей
их совокупности. И в организационном, и в программном, и
в методическом отношении она отлична от буржуазной ста-
тистики.
Поэтому анализ данных буржуазной статистики дол-
жен покоиться на совершенно иных приемах, чем анализ
данных нашей советской статистики.
Наша статистика опирается на прочный фундамент ста-
тистического наблюдения посредством отчетности и перио-
дических переписей; она дает исчерпывающую и совер-
шенно объективную характеристику всех сторон расши-
ренного социалистического воспроизводства на строго на-
учной основе.
Эти коренные и принципиальные преимущества стано-
вятся особенно очевидными, когда речь идет об отдельных
отраслях буржуазной статистики, которые мы стремимся
критически использовать для целей сопоставления с дан-
ными нашей советской статистики. Ясно, что методы по-
* В. И. Ленин. Соч., т. 22, стр. 46—47.
60

следующей обработки и анализа материала советской ста-
тистики резко отличны от приемов обработки данных бур-
жуазной статистики. Наша статистика уделяет внимание
преимущественно вопросам выполнения плана, и такой
анализ, разумеется, ничего общего не имеет с анализом
фактов, представленных официальной буржуазной ста-
тистикой.
Там, как известно, реальная действительность часто
отражается в кривом зеркале; задача заключается в том,
чтобы приводимые там данные интерпретировать по-марк-
систски, на основе серьезного критического изучения
«кухни», где эти данные изготовляются.
Опорой и образцом для нас могут служить работы
классиков марксизма-ленинизма. Особенную ценность
представляют материалы, опубликованные в XXXIII
Ленинском сборнике. Эти материалы касаются заметок
на книгах, черновых набросков и выписок, которые
В. И. Ленин делал в связи с подготовкой работы «Раз-
витие капитализма в России». Таких книг с пометками
Ленина собрано свыше 100. Опубликованные в сборнике
данные вводят нас в лабораторию ленинского научно-
го творчества, они показывают нам, как Ленин тщатель-
но изучает и проверяет фактический материал, как он
его перерабатывает, заново группирует и делает очевид-
ными научные выводы там, где они в первоначальном
виде скрыты. Эти выводы относятся к конкретным фор-
мам развития капиталистических отношений в городе и
деревне, они наглядно и неопровержимо показывают на-
личие растущих противоречий капиталистического строя
в тогдашней России. Работая над материалами старой
русской фабричной статистики, В. И. Ленин сразу убе-
дился в недоброкачественности и недостаточности этих
данных. Эта статистика находилась в хаотическом состо-
янии: в одних губерниях в число фабрик включались
мелкие кустарные мастерские, в других пропускали
крупные предприятия. Путаница усиливалась и тем, что
учет этот вели разные ведомства, данные были пестрые
и противоречивые, число рабочих преуменьшалось, рабо-
тающие на дому часто не учитывались; различные про-
граммы, различные методы собирания материала и раз-
ный объем обследования делали материалы мало срав-
нимыми.
61

В. И. Ленин проделал огромную работу по проверке
и научной обработке данных фабричной статистики и в
результате этой обработки получил неопровержимые на-
учные выводы, сделав ряд обобщений, характеризующих
формы и стадии развития капитализма в русской про-
мышленности.
Естественно, что мы должны самым широким обра-
зон воспользоваться этими классическими образцами эко-
номических расчетов, тем более что во многих случаях
В. И. Ленину приходилось иметь дело с явно недобро-
качественным статистическим материалом, требующим
огромной работы по критической проверке таблиц. В этой
ленинской лаборатории мы можем научиться, как надо
работать на узкой фактической базе, на недостаточ-
ных статистических данных, на недоброкачественных пуб-
ликациях и на тенденциозно истолкованных таблицах.

ГЛАВА ВТОРАЯ
РАБОТА КЛАССИКОВ МАРКСИЗМА-ЛЕНИНИЗМА
НАД БУРЖУАЗНЫМИ ИСТОЧНИКАМИ
Анализ таблиц и экономические выводы
1
Статистическая таблица служит двум целям. Во-пер-
вых, она призвана иллюстрировать те или иные положе-
ния экономической теории, т. е. подтверждать их факта-
ми, взятыми из экономической действительности, и, во-вто-
рых, она должна служить источником для новых теорети-
ческих выводов и обобщений. В соответствии с этим и
анализ таблиц должен заключаться в том, чтобы уметь
находить в них факты, подтверждающие или отрицающие
те или иные положения, а также факты, нуждающиеся
в новых обобщениях и в новом теоретическом освеще-
нии. В общем можно сказать, что анализ таблицы за-
ключается в том, чтобы осмыслить, экономически истол-
ковать и обобщить представленные в ней факты.
Отсюда вытекают и задачи экономиста в его анали-
тической работе.
Анализ таблицы заключается не только в том, чтобы
на основании ее данных установить просто наличие фак-
та. Нет, аналитическая таблица должна подсказать и
место этого факта в системе наших общих представле-
ний. Она должна дать место обобщениям, т. е. дать повод
для определенных политико-экономических заключений.
В. И. Ленину нужны были статистические факты как
опора для выводов, способствующих творческому разви-
тию марксизма. Поэтому статистические факты служи-
ли у него подтверждением неопровержимых теоретиче-
ских обобщений и несокрушимых политических выводов.
Обработать и привести в систему факты, относящиеся к
какому-нибудь процессу, означало, по Ленину, «понять,
оценить, статистически выразить этот процесс...»1.
1 В. И. Ленин. Соч., т. 22, стр. 46—47.
63

Когда В. И. Ленин анализирует данные о мелкой про-
мышленности Пермского края, он пользуется ими для
заключений, имеющих отношение к вопросу о капита-
листическом развитии России. Устанавливая какой-ли-
бо факт, он тотчас связывает его со своими общими
представлениями об экономическом развитии России и
пользуется этим фактом, как оружием против идеоло-
гических противников.
В настоящей главе мы последовательно рассмотрим,
как классики марксизма-ленинизма анализировали фак-
тический материал, иллюстрируя, с одной стороны, по-
ложения политической экономии и, с другой стороны,
делая из этих фактов новые обобщения и новые выводы
для политической экономии и практической политики.
Блестящий образец анализа таблицы мы находим
у Маркса на стр. 440 I тома «Капитала» (изд. 1953 г.).
Маркс приводит следующую таблицу (приводим ее в
виде, более привычном для современного читателя, в
тексте все данные расположены подряд).
Весь экономический смысл приведенной таблицы сра-
зу делается ясным из следующего толкования. «Итак,—
говорит Маркс,—с 1861 по 1868 г. исчезло 338 хлоп-
чатобумажных фабрик, т. е. машины, которые сделались
производительнее и крупнее, сосредоточились в руках
меньшего числа капиталистов. Число паровых ткацких
64

станков уменьшилось на 20 663; но продукт их в то же
время увеличился, так что усовершенствованный ткац-
кий станок дает теперь больше, чем старый. Наконец,
число веретен возросло на 1 612 547, между тем как чис-
ло занятых рабочих уменьшилось на 50 505. Следова-
тельно, та «временная» нищета, которою хлопковый кри-
зис подавлял рабочих, была усилена и закреплена быст-
рым и безостановочным усовершенствованием машин»1.
У Маркса можно найти многочисленные случаи ана-
лиза таблиц, особенно в последних главах I тома
«Капитала». Мастерской анализ движения цен дан в
«Теориях прибавочной стоимости» (т. II, глава о земель-
ной ренте: «Движение цен на хлеб с 1641 по 1859 г.»).
Полагая, что цена на хлеб является лучшим баро-
метром движения земельной ренты, Маркс приводит ряд
цен на пшеницу. В пределах каждого десятилетия
Маркс называет годы наибольших и наименьших цен,
которые мы здесь не приводим. Далее он берет средние
цены по каждому периоду отдельно:
Средние цены за к партер пшеницы
1641-1649 18,75
1650—1699 13,71
1700—1749 11,11
1750-1799 14,06
1800-1849 21,59
1850—1859 16,55
(перевод в рубли по курсу 1 щилл.= 31 коп. серебром,
квартер = 23,5 ведра).
Анализ этих данных приводит Маркса к важным вы-
водам. Прежде всего Маркс указывает, что на средние
цены могут существенно влиять неурожайные годы и го-
ды падения ценности денег. Таковы цены в 1801—1802
и 1811—1812 гг. (неурожаи), 1817—1818 гг. —падение
ценности денег. Поэтому, чтобы судить о цене производ-
ства, надо такие годы исключить из рассмотрения. Тогда
будет ясно, что повышение цены связано с необходимо-
стью прибегать к обработке все более неплодородных зе-
мель. Конец периода дает самые высокие цены. Однако
«если,— говорит Маркс,— вычесть дифференциальные из-
держки на оплату последовательно прилагавшегося для
1 К. Маркс. Капитал, т. I, 1952, стр. 440.
65

превращения необработанной земли в обработанную ка-
питала, входящего как особая статья в течение опре-
деленного периода в издержки производства, то цены
1819—1859 гг. могут быть ниже, чем все прежние» 1.
Анализируя данные из книги Даримона «О реформе
банков» (1856), Маркс приводит следующие показате-
ли 2. Приводим в сокращенном виде в млн. франков
с округлениями:
Металлический
запас банка
Учтенные
банком оумаги
12/1V 432,0 332,9
10'V 420,9 310,7
14'VI 407,8 310,4
12/VII 314,6 381,7
9/VJII 388,8 458,7
13/1X 288,6 431,4
Первая колонка здесь представляет кассовую налич-
ность, вторая — обеспечение. Сопоставляя их, Маркс
приходит к заключению, что связи между этими показа-
телями нет. «Соус, пригодный для гусака,— говорит
он,— годится и для гусыни. Истины, вытекающие из по-
следовательного сопоставления каждого из шести ме-
сяцев, обладают той же претензией на достоверность,
как и истины, вытекающие из сопоставления обоих
конечных пунктов, сделанного Даримоном. А что по-
казывает сравнение? Истины, которые друг друга унич-
тожают. Дважды наблюдался рост портфеля при паде-
нии металлического запаса, но при этом падение по-
следнего не достигало размеров роста первого (апрель —
май и июнь — июль). Дважды — падение металличес-
кого запаса, сопровождаемое падением портфеля, но при
этом падение последнего не покрывало падения первого
(май — июнь и август — сентябрь), наконец, однажды —
увеличение металлического запаса и увеличение порт-
феля, но при этом первое не покрывает второго. Паде-
ние на одной стороне, увеличение на другой; увеличение
на обеих сторонах, падение на обеих сторонах, т. е. все, что
угодно, но только не постоянная закономерность, только
не обратная пропорциональность; нет даже взаимодей-
ствия, ибо падение портфеля не может быть причиной
1 К. Маркс. Капитал, т. II, ч. I, 1936, стр. 220—221.
2 См. «Архив Маркса и Энгельса», т. IV, 1935, стр. 9 и след.
66

падения металлического запаса, а увеличение портфеля —
причиной увеличения металлического запаса... Между уве-
личением на одной стороне и уменьшением на другой нет
никакой причинной связи. Статистическая иллюстрация
не дает ответа, а, наоборот, возбуждает целый ряд пере-
крещивающихся вопросов, вместо одной загадки — целая
уйма» 1. Ошибка Даримона заключается в том, что он
ищет связь между двумя признаками, каждый из которых
является следствием третьих причин. «Загадки, продол-
жает Маркс, действительно исчезли бы, если бы только
Даримон присоединил к своим рубрикам металлического
запаса и портфеля (учтенных бумаг) рубрики банкнотного
обращения и вкладов». Колебания в кассовой наличности
были бы тогда вполне объяснены, но в этом случае вы-
воды не совпали бы с позицией автора книги, который
своей таблицей хотел доказать, что по мере того как
банку предъявлялись векселя с целью получения налич-
ности, портфель векселей пополнялся, а металлическая
наличность убывала. По этому поводу Маркс далее
пишет: «Мы остановились на этом факте для того, чтобы
выяснить на данном примере, какую ценность представ-
ляют статистические и положительные иллюстрации
прудонистов. Экономические факты, вместо того чтобы
подтверждать их теории, лишь показывают неумение
прудонистов владеть фактами...» 2.
Маркс сам охотно идет по пути эмпирической про-
верки своих теоретических построений, хотя в его время
состояние статистики не позволяло ему много сделать
в этом направлении. Косвенные расчеты ему приходили
на помощь.
Замечательный пример косвенного расчета мы нахо-
дим у Маркса в I томе «Капитала» в главе 23: «Всеоб-
щий закон капиталистического накопления» 8.
Маркс приводит следующую таблицу, которую мы
располагаем в виде, более привычном для современного
читателя (у Маркса все графы расположены горизон-
тально) .
1 Корреляционные расчеты здесь сильно помогли бы делу, но
во времена Маркса о них не имели понятия.
2 < Архив Маркса и Энгельса», т. IV, стр. 13.
3 См. К. Маркс. Капитал, т. I, 1953, стр. 716.
67

Далее Маркс рассуждает следующим образом. По-
скольку за предшествующее десятилетие дифференциа-
ция привела к разорению и вытеснению из земледелия
преимущественно низших слоев арендаторов, т. е. арен-
дующих менее 15 акров, то и в дальнейшем процесс
будет идти в том же направлении. «Они должны исчез-
нуть прежде всего. Это дает 307 058 «избыточных» фер-
меров и, полагая на семью по низкому среднему расчету
4 человека, в общей сложности 1 228 232 человека. При
невероятном предположении, что по завершении земель-
ной революции XU из них будет снова поглощена, все же
оказывается, что 921 174 лицам приходится эмигриро-
вать. Категории 4,5 и 6, свыше 15 и не более 100 акров,
как давным-давно известно в Англии, для капиталисти-
ческого зернового хозяйства слишком мелки, для овце-
водства же — совсем ничтожные величины. Следователь-
но, при предыдущем предположении эмигрировать при-
дется еще 788 761 х человеку, что дает в сумме 1 709 532
человека» 2.
Арифметически весь расчет Маркса расшифровы-
вается по данным приведенной таблицы следующим
образом:
1) 48 653 + 82 037 + 176 368 = 307 058
2) 307 058x4 = 1228 232
3) 1 228 232 — (1/4х 1 228 232) = 921174
4) 136 578 + 71 961 + 54 247 = 262 786
5) 262 786x4 = 1051144
6) 1 051144 — (1/4x1 051144) = 788 358
7) 921174 + 788 358 = 1 709 532
1 В тексте всех изданий ошибочно напечатано 788 761.— /7. М.
2 К. Маркс. Капитал, т. I, 1953, стр. 716.
68

В другом месте (гл. XIII), желая показать «непроиз-
водительное употребление все увеличивающейся части
рабочего класса», Маркс делает следующий расчет. По
переписи 1861 г. все население Англии и Уэльса состав-
ляло 20 066 224 человека. «Если вычесть из этого числа
всех неспособных к труду по дряхлости или молодости,
всех «непроизводительных» — женщин, подростков и де-
тей, затем «идеологические» сословия, как правитель-
ство, попы, юристы, войско и т. д., потом всех, у кого
исключительное занятие составляет потребление чужого
труда в форме земельной ренты, процентов и т. д., на-
конец пауперов, бродяг, преступников и т. д., то круглым
счетом останется 8 миллионов лиц обоего пола и раз-
личнейших возрастов, включая и всех капиталистов, так
или иначе функционирующих в производстве, торговле,
финансах и т. д. Из этих 8 миллионов приходится:
Сельскохозяйственных рабочих, включая пастухов и
живущих у фермеров батраков и батрачек .... 1098261 чел.
Всех лиц, занятых на хлопчатобумажных и др. текс-
тильных предприятиях 642 607 п
Занятых в угольных копях и рудниках 565 835 „
На всех металлургических заводах и металлических
мануфактурах 396 998 „
Класс прислуги 1 208 648 „
Если мы сложим всех занятых иа текстильных
фабриках с персоналом угольных копей и металлических
рудников, то мы получим 1 208 442; если же число пер-
вых мы сложим с персоналом всех металлургических
заводов и мануфактур, то получим в итоге 1 039 605 —
в обоих случаях меньше числа современных домашних
рабов» *.
Желая наглядно показать, как выросла производи-
тельность паровой машины за пятилетие 1850—1855,
Маркс делает чрезвычайно простой и наглядный расчет
(стр. 421): «В 1850 г. на фабриках Соединенного коро-
левства применялось 134 217 номинальных лошадиных
сил, приводивших в движение 25 638 716 веретен и
301 445 ткацких станков. В 1856 г. число веретен
и ткацких станков составляло соответственно 33 503 580
и 369 205. Если бы требуемая лошадиная сила осталась
1 К. Маркс. Капитал, т. I, 1953, стр. 451—452.
69

такая, как в 1850 г., то в 1856 г. было бы необходимо
175 000 лошадиных сил. Но по официальным данным
число их составляло всего 161 435, т. е. слишком на
10 000 лошадиных сил меньше, чем сколько потребова-
лось бы на основе расчетов 1850 г.» *.
В данном случае, очевидно, произведен расчет при
помощи простой пропорции. Если взять только веретена:
33 503 580 : 25 638 716 = 1,307
134217x1,307 = 175 422
Если взять ткацкие станки, то результат получается
несколько иной, но тоже вполне подтверждающий выдви-
нутый тезис:
369 205:301445 = 1,225
134 217x1,225 = 164 416
Смелый косвенный расчет сделал Маркс в «Нищете
философии» для установления технического строения
капитала Англии. Он взял численность населения в 1770
и 1840 гг. и сопоставил с ней развитие техники. В книге
«Статистические группировки» (М., 1951) Н. Грачев
переставил эти данные Маркса и привел их в виде
следующей таблицы:
1770 г. 1840 г.
1. Численность всего населения — млн 15 30
2. Производительная часть населения — млн. (V) . 3 6
3. Производительная сила технических усовершен-
ствований (техника в пересчете на рабочих — С) 12 650
4. Общая сумма производительных сил (С + V) . . 15 656
5. Отношение производительных сил к численности
населения 1:1 21:1
6. Отношение производительности технических усо-
вершенствований к производительности ручного
труда (С: V) ....4:1 108 : 1
«Производительность рабочего дня в английском обще-
стве,— пишет Маркс,— увеличилась, следовательно, в те-
чение семидесяти лет на 2700 процентов, т. е. в 1840 г.
было произведено в 272 раз больше, чем в 1770 г.
Г-н Прудон должен был бы спросить: почему английский
1 К. Маркс. Капитал, т. I, 1953, стр. 421.
2 108:4 = 27.
70

рабочий 1840 г. не сделался в 27 раз богаче рабочего
1770 г.?». Отвечая на этот вопрос, Маркс указывает:
«...чтобы достигнуть такого развития производительных
сил и получить такой излишек продуктов, необходимо
было существование классов, из которых одни нажи-
ваются, другие же гибнут от нищеты» К
В другом месте, сравнивая промышленное развитие
Англии и Франции, Маркс делает следующий расчет.
Число лиц, занятых в английской промышленности, в
1850 г. составляло 596 082. В среднем на одного человека
приходилось 43 веретена (очевидно, по выборочным дан-
ным). Перемножая, он получает 25 631526 веретен.
Во Франции же их 4 945 150. «Далее,— пишет Маркс,—
применяемая на фабриках в Англии паровая сила =
= 108 113 л. с; в отношении к числу занятых лиц это
составляет около 57г лиц на одну паровую л. с; соотно-
шение во Франции, основанное на этом же исчислении,
дало бы паровую силу = 128 409 л. с; между тем как вся
паровая сила была во Франции в 1852 г. = лишь
75 518 л. с.»2.
Маркс прибегал и к перегруппировке. Так, он проде-
лал перегруппировку данных П. П. Семенова из «Сбор-
ника материалов для изучения сельской поземельной
общины»3. Маркс подсчитал дворы: «недостаточные»,
«бедные», «неимущие» и установил, что они составляют
40% крестьянских хозяйств. По поводу этого итога он
замечает: «Хорош результат общинного владения зем-
лей».
Маркс прибегал к перегруппировке и других русских
материалов4. Для установления средней заработной пла-
ты рабочих США Энгельс прибегает к косвенному расчету
по данным 10-го американского ценза. Взяв сумму вы-
плаченной в стране заработной платы, он вычитает из
нее жалование конторщиков, управителей и пр. Остав-
шуюся сумму Энгельс делит на число рабочих и полу-
чает 243 доллара в год. При этом он замечает: «...более
высокая заработная плата мужчин уравновесится в
1 К. Маркс. Нищета философии, 1941, сто. 85—86.
2 «Архив Маркса и Энгельса», т. II (VII), М., 1933,
стр. 253, 255.
в См. «Архив Маркса и Энгельса», т. XII. М., 1952, стр. 128.
4 Об этом см. обстоятельную статью Л. Кашкаревой в «Вестнике
статистики», 1953, № 1, стр. 79 и след.
71

среднем выводе с более низкими заработками девушек и
мальчиков» *.
Анализируя данные буржуазной статистики о зара-
ботной плате рабочих в Ланкашире, Маркс указывает,
что приводимое там повышение заработной платы являет-
ся мнимым, так как вместо труда главы семьи на фабри-
ку идут («под колеса джагернаутовой колесницы капи-
тала») его жена и дети. Добавочный труд, извлекаемый
из семьи и рабочего оказывается поэтому большим, чем
повышение общей суммы заработной платы2.
Маркс превосходно оперировал статистическим мате-
риалом для объяснения складывающихся тенденций, про-
тиворечащих на первый взгляд общим закономерностям.
Когда Маркс столкнулся с тем фактом, что количе-
ство преступлений за десять лет сократилось в Ирлан-
дии в полтора раза, в то время как в Англии преступ-
ность росла быстрее, чем население, он тотчас привлек
для разъяснения дополнительный материал об эмиграции.
Этим новым материалом Маркс доказал, что падение
числа преступлений связано со спросом на ирландские
рабочие руки 3 за границей.
2
В многочисленных экономических работах В. И. Л е-
н и н а мы встречаем замечательные образцы анализа
данных буржуазной статистики. Для нас, советских эко-
номистов, очень важно методично проследить за всеми
этапами его работы в этой области. Ленин стремился
взять из статистических таблиц то, что они могли
ему дать для подтверждения определенных политико-
экономических идей. Строгая целеустремленность, высо-
кая идейность исследовательской работы — характерные
черты ленинской методики анализа таблиц. Изучая его
расчеты, мы изучаем не только технику обработки издан-
ного статистического материала, но и учимся тому, как
надо подчинять прием расчетов определенным теоретиче-
ски обоснованным посылкам.
1 Письмо Н. Даниельсону 15/Х 1888 г. (К. Маркс и Ф. Эн-
гельс. Соч., т. XXVIII, стр. 58).
2 См. К. Маркс и Ф. Энгельс. Соч., т. XIII, ч. I, стр. 140.
3 См. там же, т. XI, ч. 2, стр. 244—248.
72

Приводя подробную большую земскую таблицу кре-
стьянских промыслов Московской губернии («Развитие
капитализма в России», в приложении), Ленин прежде
всего придает ей более обозримый вид, сгруппировав 33
вида промысла в четыре категории. Тогда таблица прини-
мает вид, который он и приводит в своей книге К
Для наглядности, помимо этой таблицы, Ленин приво-
дит также составленный им график и приступает к ана-
лизу. Не будем приводить весь этот тщательный разбор.
Вот выводы, которые делает В. И. Ленин:
а) роль наемного труда повышается параллельно с
расширением размеров заведений;
б) среди мелких промышленников идет растущее при-
менение наемного труда параллельно с увеличением чис-
ла семейных рабочих;
в) высший разряд концентрирует громадную массу
наемных рабочих, несмотря на то, что он наилучше обес-
печен семейными рабочими. Отсюда — «семейная коопе-
рация» является основанием капиталистической коопе-
рации;
г) с увеличением размеров заведений повышается про-
изводительность труда;
д) громадную роль играют сравнительно крупные ка-
питалистические заведения не только в крупных крестьян-
ских промыслах, но и в мелких.
Общий вывод из всего изложенного: «Резюмируя те
выводы, которые вытекают из разобранных нами данных,
мы должны сказать, что экономический строй мелких
крестьянских промыслов представляет из себя типичный
мелкобуржуазный строй...» 2.
Этот мастерский анализ может служить основным ме-
тодическим пособием по части анализа статистических
данных.
Аналогичные приемы анализа таблиц можно найти
в «Развитии капитализма в России» и там, где речь идет
о концентрации производства в промышленности8.
Более поздняя работа В. И. Ленина «Империализм,
как высшая стадия капитализма» также наполнена
цифровыми выкладками и статистическими таблицами,
1 См. В. И. Л е н и н. Соч., т. 3, стр. 299.
2 В. И. Л е н и н. Соч., т. 3, стр. 307.
3 См. там же, стр. 446.
73

которые В. И. Ленин изучил с исключительной тщатель-
ностью.
О том, как умел Ленин читать таблицы, свидетельст-
вует, например, одна таблица, приведенная им в главе
«Раздел мира между великими державами». Буржуазный
профессор Супан в своей книге «Территориальное разви-
тие европейских колоний» опубликовал таблицу, подводя-
щую краткий итог этого развития в конце XIX в. Табли-
цу Супана Ленин целиком приводит в своей работе «Им-
периализм, как высшая стадия капитализма» *.
Процент земельной площади, принадлежащей европейским
колониальным державам
(С. Штаты в том числе):
По поводу этих данных Ленин прежде всего указы-
вает: «...в Азии и в Америке незанятых земель, т. е. не
принадлежащих никакому государству, нет...»2.
«Мир впервые оказался уже поделенным, так что
дальше предстоят лишь переделы, т. е. переход от одного
«владельца» к другому, а не от бесхозяйности к «хозяи-
ну»» 3. Причем переделы эти, отмечал Ленин, при капита-
лизме возможны только силой, путем «колониальных за-
хватов» при обострении в чрезвычайной степени борьбы
«за территориальный раздел мира». Каждый теперь, во-
очию убедился в этом замечательном предвидении
В. И. Ленина.
Непревзойденным образцом анализа статистической
таблицы могут служить также пояснения В. И. Ленина
к составленной им таблице, посвященной вопросу о
1 См. В. И. Ленин. Соч., т. 22, стр. 241.
2 Там же.
* Там же, стр. 242.
74

вытеснении мелкого производства крупным в земледелии
США1.
Вся глава построена на анализе одной этой таблицы,
раскрывающей одновременно и ряд важнейших фактов,
связанных с развитием капитализма, и важнейшие вопро-
сы методологического характера (группировки).
В. И. Ленин берет обычно таблицу и обращает внима-
ние прежде всего на главный вывод, сопоставляя крайние
строки2. К деталям он возвращается позднее. Вот при-
мер: В. И. Ленин приводит таблицу, где дается распре-
деление торгово-промышленных предприятий по числу
рабочих и где указано, сколько в каждой группе рабочих
и двигателей. «Присмотритесь к этой картине капитализ-
ма в промышленности,— говорит он.— Одиночек — мел-
ких буржуа очень «много»: полтора миллиона. А их
доля в производстве? Десятая часть рабочих и ноль ма-
шин, как паровых, так и электрических!!
А крупных капиталистов? Одна сотая всех предприя-
тий, а у них почти 2/s (39%) всех рабочих и больше трех
четвертей (75—77%) всего числа машин!»3.
В. И. Ленин делает главный вывод из таблицы, со-
держащей много граф и строк. Мало того, он придает
таблице более схематичный вид с тем, чтобы этот вывод
сам бросался в глаза 4.
В другом случае В. И. Ленин приводит большую таб-
лицу «Раздел мира «великими» рабовладельческими
державами» и опять выдвигает в первую очередь глав-
ный вывод из таблицы: «С 1876 по 1914 г. шесть
«великих» держав награбили 25 миллионов кв. кило-
метров, т. е. пространство в 272 раза больше всей Евро-
пы! Шесть держав порабощают свыше полумиллиарда
(523 миллиона) населения в колониях. На каждые 4 жи-
теля «великих» держав приходится по 5 жителей в «их»
колониях» 5.
Экономический анализ во многих случаях не связан с
чтением большой таблицы, где даны многие и разнооб-
разные цифры и группировки. Он часто начинается прямо
1 См. В. И. Ленин. Соч., т. 22, стр. 65—72
2 См. там же, т. 3, стр. 122.
* Там же, т. 19, стр 391
4 См. там же.
5 Там же, т. 21, стр. 274—275.
75

с констатации факта, требующего немедленного объяс-
нения.
Примером непосредственного заключения может слу-
жить следующее место, которое приводит Ленинский
сборник XXXIII К
В земском издании «Сборник статистических сведе-
ний по Саратовской губернии» (1892) сказано:
«В 1536 семьях, живущих на» стороне, 4940 душ обоего
пола. На среднюю семью ушедших приходится 3,13 д.;
между тем средняя семья наличного населения равна
5,36 душ...».
В. И. Ленин подчеркивает это место и пишет на по-
лях: «это указывает на то, что уходят несостоятельные».
Такое заключение основано на том общеизвестном факте,
что размер крестьянской семьи связан с зажиточностью
Сжатость, целеустремленность, глубина и полнота
охвата — черты, характеризующие приемы экономическо-
го анализа таблиц у В. И. Ленина. Вот блестящий
образец.
Взяв исходные данные, В. И. Ленин делает следую-
щие выводы из них:
«Общим правилом за все года является повышение
процента заведений с стачками по мере увеличения раз-
меров заведений. При этом для 1905 года характерно,
во-1-х, то, что повторных стачек тем больше, чем крупнее
заведение, а во-2-х, что по сравнению десятилетия 1895—
1904 гг. с 1905 годом увеличение процента тем стреми-
1 «Ленинский сборник» XXXIII, стр. 519.
76

тельнее, чем мельче заведения. Это ясно указывает на
особенную быстроту втягивания новичков, привлечения
никогда еще не участвовавших в стачках слоев. Быстро
вовлеченные в движение ц эпоху максимального подъема,
эти новички оказываются наименее устойчивыми: падение
процента заведений с стачками с 1906 по 1907 год всего
сильнее в мелких заведениях, всего слабее в крупных.
Авангард дольше всех, настойчивее всех работает над
приостановкой отступления» 1.
В. И. Ленин требовал применения в статистике строго
научных и точных политико-экономических понятий и
терминов. Он много раз отмечал, что в экономической
литературе и экономической статистике нередко господ-
ствует путаница терминологии. В связи с этим Ленин
требовал от экономистов и статистиков при анализе об-
щественных явлений пользоваться научными терминами
и понятиями, установленными политической экономией.
Исследователи, указывает Ленин, должны употреблять
«точные политико-экономические термины вместо подкла-
дывания произвольного смысла под термины разговор-
ные» 2.
В. И. Ленин резко критикует, например, народников,
как догматиков, стремившихся втиснуть новые явления
в старые «привычные» понятия, которые в новых усло-
виях имеют уже другой смысл и содержание.
Особенно резко В. И. Ленин критикует бессмысленное
употребление «ходячих», «обыденных» терминов и опре-
делений, имеющих место в американской статистике. При
этом они настолько там получили широкое хождение, что,
по выражению В. И. Ленина, «дальше некуда идти в из-
вращении основных понятий экономической науки!»3.
Особого внимания заслуживают расчеты В. И. Ленина,
связанные с интерпретацией законов политической эко-
номии.
Основной экономический закон капитализма — закон
прибавочной стоимости. В силу этого закона прибавочная
стоимость есть стоимость, создаваемая трудом рабочего
сверх стоимости его рабочей силы. Она присваивается
1 В. И. Ленин. Соч., т. 16, стр. 381—382.
2 Там же, т. 2, стр. 335.
3 Там же, т. 22, стр. 17.

капиталистом. В. И. Ленин дает конкретную характери-
стику условий присвоения прибавочной стоимости и тем
самым дает ясное представление о фактическом прояв-
лении закона.
В статье В. Е. Варзара «Обрабатывающая фабрично-
заводская промышленность империи к началу 1909 г.»,
напечатанной в «Вестнике финансов, промышленности и
торговли» (1911), приведены итоги обследования, произ-
веденного под руководством этого известного статистика.
В. И. Ленин берет оттуда итоговые данные и нескольки-
ми смелыми расчетами делает из них блестящие и исклю-
чительно доходчивые выводы. Эти расчеты он публикует
в «Правде» 21 августа 1912 г. в работе «Заработки ра-
бочих и прибыль капиталистов в России» 1. Число рабо-
чих в промышленности было указано 2,25 млн. чел. Сум-
ма их заработных плат составила 557,7 млн. руб. в год.
Разделив эту сумму на число рабочих, получаем 246 руб.,
т. е. в среднем 20 руб. 50 коп. в месяц. Имея в виду, что
на эту заработную плату надо содержать семью,
В. И. Ленин называет ее нищенской. Далее идет расчет
прибыли капиталистов. Общая сумма продукции состав-
ляет округленно 4 651 млн. руб. Все расходы капитали-
стов — 4 082 млн. руб. Отсюда прибыль капиталистов
(разность) равна 568,7 млн. руб. Каждый рабочий, следо-
вательно, приносит капиталисту в среднем 252 руб. в год
(568,7:2,25). Отсюда получается, что рабочий создает
ценностей на 498 руб. (246 + 252), а получает только
1 См. В. И. Л е н и н. Соч., т. 18, стр. 232—233.
78

246 руб. Следовательно, большую половину рабочего вре-
мени он работает на капиталиста.
Такая конкретная интерпретация закона, формулиро-
ванного политической экономией, не является простой его
иллюстрацией. Конкретное знание действительности
требуется для того, чтобы могла быть выработана
программа действий, соответствующая данным истори-
ческим условиям. Поэтому не случайно эти расчеты
были опубликованы В. И. Лениным в боевом органе
партии.
Обработка первоначальных данных
Мы привели пример анализа, основанного на таких
цифровых данных, которые непосредственно указаны в
таблице. Это и есть чтение таблиц — случай наиболее
простой и наиболее распространенный.
Однако встречается много случаев, когда анализ воз-
можен только после предварительной специальной обра-
ботки таблицы.
Ленинская мысль о том, что для экономических выво-
дов лучше оперировать небольшим числом групп «с ясно
определенными признаками» вместо многих групп, где
признаки-характеристики могут распыляться,— эта мысль
во многих случаях может служить руководящим указа-
нием к первоначальному анализу таблиц. Кроме того,
могут быть также случаи, когда в целях сопоставления
данных одних публикаций с другими приходится прибе-
гать к приему перегруппировки материала, приему, кото-
рый иногда называют вторичной группировкой.
79

Этот метод позволил В. И. Ленину свести воедино дан-
ные о разложении крестьянства по большинству губерний
Европейской России.
В Ленинском сборнике XXXIII содержатся данные по
трем уездам Полтавской губернии К На основании этих
данных (см. табл. стр. 78) можно последовательно просле-
дить за расчетами, проделанными В. И. Лениным. Эти
расчеты дали ему возможность сделать очень важные
социально-экономические и политические выводы.
Из первоначальной таблицы, которую мы привели
выше, В. И. Ленин берет три признака — интервал груп-
пы, численность хозяйств в группе и средний посев на
1 двор. Приводим эти три графы, четвертая графа (весь
посев в группе) исчислена В. И. Лениным.
Проследим за каждым шагом в расчете В. И. Ленина.
1) В. И. Ленин определяет средний посев на 1 двор в
каждой группе, условно принимая за среднюю величину
посева центральное значение каждого интервала. Так,
0+1 л -
для второй группы получаем: —^— = 0,5, для третьей
—2~ =1,5 и т. д., за исключением последней группы,
1 «Ленинский сборник» XXXIII, стр. 146—147.
80

где неизвестна максимальная граница интервала, в связи
с чем расчет пришлось вести окольным путем;
2) имея данные о средней величине посева на 1 двор
и число хозяйств в группе, В. И. Ленин определяет коли-
чество посева в каждой группе 1 497 X 0,5 = 749 дес.
6 501X1,5 = 9751 и т.д. (за исключением последней
группы);
3) находит количество посева по восьми группам, т. е.
2 по 8 группам = 356 326 дес;
4) определяет количество посева в последней группе;
в этих целях из всего количества посева вычитается ко-
личество посева восьми сеющих групп 362 298 —
356 326 = 5972 дес;
5) находит средний размер посева в последней группе
путем деления количества посева этой группы на число
хозяйств: 5972 дес.: 105 дворов = 56,8 дес на 1 двор.
В целях облегчения дальнейших расчетов, а также по-
лучения наглядной картины расслоения крестьянства
В. И. Ленин укрупняет группы: первые три группы хо-
зяйств он объединяет в одну — имеющих до 2 дес посе-
ва, и последние 4 группы объединяет тоже в одну груп-
пу — имеющих 9 и более дес посева. Далее В. И. Ленин
рассчитывает процент дворов, количество земли и про-
цент посева в каждой группе и получает следующую
таблицу:
Чтобы иметь возможность получить сопоставимые дан-
ные по всем губерниям и уездам Европейской России,
В. И. Ленин произвел вторичную группировку крестьян-
ских хозяйств, выделив везде три социальные группы
81

крестьянских хозяйств: низшую (бедные), среднюю и
высшую (богатые). Низшую группу В. И. Ленин состав-
лял из 50% крестьянских дворов, высшую — из 20%
крестьянских дворов и рассчитал удельный вес этих групп
в общем количестве посева.
Порядок расчета:
1) первые две группы составляют в процентах
По посеву По числу дворов
27,3 2,9
+ 13,5 7,0
40,8 9,9
2) Чтобы получить 50% дворов низшей группы, необ-
ходимо прибавить 50 — 40,8 = 9,2 % из следующей
группы.
3) Рассчитываем долю, которую составляют 9,2% дво-
ров по отношению ко всем дворам третьей группы:
9 2
^т = 0,27, такую же долю (0,27) необходимо выде-
лить от посева. Получаем: 32,3 X 0,27 = 8,7%.
Следовательно, посев 50% бедняцких хозяйств состав-
ляет: 2,9 + 7,0 + 8,7 = 18,6.
4) Аналогично производится расчет посевной плоюди
20% хозяйств высшей группы.
Две высшие группы вместе составляют:
По посеву По числу дворов
23,1 10,3
+34,7 14,7
57,8 25,0
Необходимо 25 — 20 = 5 % хозяйств высшей группы
перевести в среднюю группу. Рассчитываем долю дворов
j^y = О»34 и Долю посева 23,1 X 0,34 = 7,8% посева.
Всего посева в высшей группе:
34,7 + (23,1 — 7,8) = 34,7 + 15,3 = 50%."»
Окончательно имеем:
у 50% низших групп крестьянских хозяйств менее 19%
посева,
у 20% высших групп —50% посева.
«Очевидно, что, дробя таким образом группы,— пишет
В. И. Ленин,— мы ни на йоту не изменяем действитель-
82

них отношений между высшими и низшими слоями кре-
стьянства... только таким путем достигается сравнимость
данных о разложении крестьянства в самых различных
местностях с самыми различными условиями» 1.
Таким образом, здесь В. И. Ленин не только точно
излагает приемы своих расчетов, но, кроме того, дает им
и методологическое обоснование. Вместе с тем он не упу-
скает из виду известное допущение, которое лежит в ос-
нове расчета. Это допущение заключается в том, что
посевная площадь выделяемых хозяйств признается про-
порциональной численности хозяйств. По этому поводу
В. И. Ленин говорит: «Подобный прием допускает не-
большую ошибку, вследствие которой разложение пред-
ставляется более слабым, чем оно есть на самом деле.
Именно: к высшей группе прибавляются средние, а не
высшие представители следующей группы; к низшей
группе прибавляются средние, а не низшие представи-
тели следующей группы. Ясно, что эта ошибка тем боль-
ше, чем крупнее группа, чем меньше число групп» 2.
Из этого небольшого замечания видно, какое глубо-
кое представление о так называемых скошенных рядах
распределения было у В. И. Ленина еще задолго до того,
как теория статистики разобрала в деталях этот вопрос.
В конце IX главы «Развития капитализма в России»
В. И. Ленин приводит составленные им таблицы и диа-
грамму (вкладка), посвященные сводному обзору ре-
зультатов перегруппировки обширного материала зем-
ской статистики. Таблицы составлены по ленинскому ме-
тоду перегруппировки, о котором мы уже говорили; они
с предельной убедительностью доказывают наличие в
России глубокого капиталистического расслоения кресть-
янства. Здесь большое значение имеет пояснение В. И. Ле-
нина: «Просим читателя не забывать, что теперь мы
имеем дело не с абсолютными цифрами, а лишь с отно-
шениями между высшим и низшим слоем крестьянства» 3.
По 14 признакам В. И. Ленин вычисляет для каждой
группы хозяйств отношения к итогу по уезду и затем
определяет по изложенному выше приему перегруппировки,
1 В. И. Ленин. Соч., т. 3, стр. 100—101.
2 Там же, стр. 100, сноска.
3 Там же, стр. 101, сноска.
83

какая доля (земли; посева, скота и т. д.) приходится
на долю 20% дворов из высших групп и 50% дворов из
низших групп. В последующем анализе этих таблиц
В. И. Ленин разбирает каждый признак расслоения от-
дельно. Это первая часть его анализа. Вторая часть, о
которой нужно сказать отдельно, посвящена анализу ко-
леблемости признаков по территориям.
Этот анализ сделан на основе пространствен-
ного индекса. В. И. Ленин не прибегает к такому
термину, но сам расчет, несомненно, является индексом:
из отношений по отдельным уездам В. И. Ленин исчис-
ляет среднее отношение и сопоставляет отклонение уезд-
ных показателей от этой средней (на графике средняя
обозначена у него красной линией). «На диаграмме яв-
ственно выделяются в этом отношении два рода местно-
стей: в Таврической, Самарской, Саратовской и Пермской
губерниях разложение земледельческого крестьянства
оказывается заметно сильнее, чем в Орловской, Воронеж-
ской, Нижегородской губерниях» К В. И. Ленин тут же
поясняет, почему наблюдается это различие, и подчерки-
вает необходимость видоизменять методы изучения раз-
ложения в зависимости от местных условий, дополняя
данные о разложении земледельческого крестьянства дан-
ными о разложении промыслового крестьянства в тех
малоземельных местностях, где развиты промыслы. Тем
самым В. И. Ленин здесь еще раз подчеркивает обуслов-
ленность статистических методов спецификой материала,
подлежащего анализу.
Разбирая ленинские приемы статистических расчетов,
нельзя отвлекаться от экономического содержания тех
выводов, которые в соответствующих случаях делались
В. И. Лениным на основе разбора фактических данных.
Если эти выводы опустить, то глубоко научные работы
В. И. Ленина предстали бы в узко техническом свете.
Из приведенного примера можно видеть, что В. И. Ле-
нин не строит каких-либо поспешных выводов из таблиц,
опубликованных в земских сборниках. Он подвергает их
основательной обработке и выводы строит фундаменталь-
ные и исключительно доходчивые до читателя: неболь-
шое количество округленных, лишенных подробностей
1 В. И. Ленин. Соч., т. 3, стр. 111.
84

чисел — результат кропотливой и вдумчивой обработки
громоздкой таблицы.
В статье «Господа буржуа о «трудовом» земледе-
лии» ! В. И. Ленин прибегает к перегруппировке, кото-
рая помогает ему разбить наголову измышления Косин-
ского, отрицающего пролетаризацию деревни и не пони-
мающего процессы вытеснения «пищевых» хозяйств.
В этой работе В. И. Ленин опять повторяет прием, кото-
рый он применял 16 лет до того (в «Развитии капитализ-
ма в России»).
Чрезвычайно интересную перегруппировку делает
В. И. Ленин также по данным «Военно-статистического
сборника» 2. В этом сборнике имеются данные о числен-
ности населения России по сословиям. Ленин объединяет
дворян и духовенство в одну группу и обозначает ее а,
военные сословия обозначает (3, объединяет далее потом-
ственных почетных граждан, личных почетных граждан
и купцов, обозначая эту группу у. Получив таким обра-
зом группы непроизводительного тунеядческого населе-
ния, В. И. Ленин подсчитывает, сколько приходится дво-
рян и попов, купцов и крестьян на 1000 жителей.
Для работы «Новые данные о законах развития капи-
тализма в земледелии» В. И. Ленин изучал американ-
скую перепись 1910 г., которая представляет собой «на-
гляднейший образец того, как великолепный по богат-
ству и полноте материал обесценен, испорчен рутиной
и научным невежеством тех, кто его обрабатывал» *\
Поэтому В. И. Ленин обращается к переписи 1900 г.,
которая дала «образец применения не одного, а трех раз-
личных приемов группировки... к богатейшему материа-
лу... Правда, и здесь ни одна из группировок не прове-
дена полностью относительно всех существенных призна-
ков типа и величины хозяйства» 4. В. И. Ленин сопостав-
ляет в одной таблице группировки по трем признакам
и получает замечательную картину капиталистического
земледелия в США 5. Эта таблица — результат тщатель-
ной переработки данных американских цензов, результат
1 См. В. И. Ленин. Соч., т. 19, стр. 330.
2 См. «Ленинский сборник» XXXIII, стр. 396—397.
3 В. И. Л е н и н. Соч., т. 22, стр. 48.
4 Там же, стр. 49.
* См. там же, стр. 67.
85

огромной работы, которую проделал В. И. Ленин над
первоначальными статистическими данными. Опублико-
ванные материалы американской переписи содержали
отдельные группировки ферм по трем признакам: 1) по
площади земли, 2) по валовому доходу, 3) по главному
источнику дохода.
В. И. Ленин перерабатывает заново данные ценза,
записывая результаты в тетради «Американская аграр-
ная статистика».
Американский источник разделял фермы по площади
земли на 10 дробных групп. Эти дробные группы
В. И. Ленин объединяет в четыре группы: до 20 акров,
все до 100 акров, от 100 до 175 акров, 175 и более
акров 1.
Сводка в крупные группы2
(по акрам)
Из собственной новой сводки В. И. Ленин переносит
необходимые данные в таблицу «Сопоставление трех
группировок». При изучении результатов группировки
В. И. Ленин привлекает еще средние величины расходов
на наемный труд, удобрения, стоимости всего скота, ору-
дий и машин (на 1 акр земли) по группам ферм, и уста-
навливает наличие как будто клубка противоречий:
«Общие данные о группах хозяйств по количеству земли
показывают, что «мелкие» хозяйства некапиталистичны.
крупные — капиталистичны. И те же данные свидетель-
ствуют, что, чем «мельче» хозяйство, тем выше не только
1 См. «Ленинский сборник» XIX, стр. 411.
8 Данные приведены в процентах к итогу.
86

интенсивность его, но и сумма расходов на наемный труд
по расчету на единицу земельной площади!» 1.
Для разъяснения дела В. И. Ленин обращается к дру-
гой группировке — по стоимости продуктов хозяйства за
вычетом тех, которые идут на корм скоту (по валовому
доходу). «Взятые в отдельности, такого рода данные...
менее точны, чем данные о количестве земли или скота
и т. п. Но взятые в целом, по отношению к нескольким
миллионам хозяйств и особенно применяемые для опре-
деления взаимоотношений между разными группами хо-
зяйств во всей стране, эти данные, несомненно, не могут
считаться менее пригодными, чем остальные»2. Для изу-
чения размеров производства, особенно торгового произ-
водства, для учета влияния капитализма на эволюцию
земледелия группировка хозяйств по величине денежной
стоимости продуктов делает большой шаг вперед.
В. И. Ленин говорит далее: «Применение рациональных,
приспособленных к техническим особенностям земледе-
лия, приемов исследования, в том числе применение
группировок по величине производства, по сумме денеж-
ной стоимости продуктов, по частоте и размеру употреб-
ления наемного труда, должно будет возрастать, проби-
вая себе дорогу через густую сеть буржуазных и мелко-
буржуазных предрассудков и стремлений прикрасить
буржуазную действительность» 3.
1 В. И. Ленин. Соч., т. 22, стр. 52.
2 Там же.
8 Там же, стр. 54,
ЯГ

Необходимые материалы для второй группировки
Ленин черпает из сводной таблицы тетради «Американ-
ская аграрная статистика»1 (стр. 87).
Оставляя в стороне бездоходные фермы, Ленин полу-
чает однородную картину с группировкой тех же самых
данных по количеству земли. Ясно, что о размерах хозяй-
ства количество земли не дает никакого представления,
если земля не обрабатывается «...если между отдельными
хозяйствами имеются в значительном числе случаев и
существенные различия в приемах обработки земли, в
интенсивности земледелия, в системе полеводства, в раз-
мерах удобрения, в применении машин, в характере ско-
товодства и т. д.»2. Единственно правильный вывод может
быть получен при сравнении разных хозяйств по величи-
не стоимости продуктов. Это сравнение гласит, что
«с увеличением размеров хозяйства увеличивается ин-
тенсивность земледелия»3. Поэтому В. И. Ленин разде-
ляет фермы по стоимости продуктов на четыре группы4.
* В долларах. — П. М.
Фермы с доходом более 1000 долл. В. И. Ленин при-
знает капиталистическими,— у них высок расход на зара-
1 «Ленинский сборник» XIX, стр. 408—409, сокращено; в процен-
тах к итогу.
2 «Ленинский сборник» XIX, стр. 55—56.
3 Там же, стр. 52.
4 Там же, стр. 407, сокращено; в процентах к итогу.
88

ботную плату: 158—786 долл. на ферму, тогда как
в некапиталистических фермах этот расход ничтожен:
до 18 долл. на ферму.
Ленинская группировка (по величине стоимости про-
дуктов фермы) соединила вместе хозяйства, сходные по
признаку одинакового размера производства «независимо
от количества земли...» !. Наоборот, группировка по пло-
щади земли соединяла вместе хозяйства с различными
размерами производства, с различным применением се-
мейного и наемного труда: «От этого получается в корне
неправильная, совершенно извращающая действитель-
ное положение дела,— но очень нравящаяся буржуа-
зии — картина притупления классовых противоречий в
капитализме. От этого получается не менее фальшивое
и не менее нравящееся буржуазии прикрашивание поло-
оюения мелких земледельцев, получается апологетика ка-
питализма» 2.
На поставленный В. И. Лениным вопрос: должна ли
вести интенсификация земледелия к уменьшению количе-
ства земли в хозяйстве, помогает ответить третья груп-
пировка — по главному источнику дохода. Американская
статистика разделяла фермы на 14 мелких категорий:
I. Сено и хлеба, как главные источники дохода: 2. Сме-
шанные: 3. Скотоводство: 4. Хлопок: 5. Овощи: 6. Фрук-
ты; 7. Молочные продукты; 8. Табак; 9. Рис; 10. Сахар;
II. Цветы; 12. Тепличные продукты; 13. Таро(вино);
14. Кофе.
Последние семь категорий составляют немногим боль-
ше 2% общего числа ферм, и В. И. Ленин исключает их.
Остальные группы Ленин представил тремя главными,
типичными для капиталистического земледелия группами
и из нескольких таблиц переписи составил полную ха-
рактеристику каждой группы8 (см. стр. 90).
Каждая, составленная В. И. Лениным, группа отли-
чается рядом типичных черт:
1 группа — слабокапиталистические фермы, получаю-
щие основной доход от скотоводства и хлопководства, со
средним расходом на наемный труд 0,43 долл. на 1 акр
земли и с наименее интенсивным земледелием.
1 В. И. Ленин. Соч., т. 22, стр. 57.
2 Там ж€, стр. 58.
я См. там же, стр. 61,
89

* В акрах.— П. М.
2 группа — средние фермы с источником дохода от
сена и хлеба, а также со «смешанным» источником дохо-
да от различных продуктов земледелия отличаются имен-
но средней степенью развития капиталистического харак-
тера хозяйства с расходом на наемный труд, близким
к среднему по Соединенным Штатам 0,43 долл. на 1 акр
земли.
3 группа — высококапиталистические фермы с источ-
ником дохода от овощей, фруктов и молочных продуктов.
Эти фермы, наиболее мелкие по величине обрабатывае-
мой земли, наиболее капиталистичиы, так как отличают-
ся наивысшим расходом на наемный труд, в 2—3 раза
выше среднего, и самые интенсивные.
Сопоставление группировок по трем признакам рас-
крыло основную тенденцию капиталистического земле-
делия — вытеснение мелкого производства крупным, при-
чем «это вытеснение идет также в следующей форме:
мелкое производство вытесняется крупным путем вы-
теснения более «крупных» по площади земли, но менее
производительных, менее интенсивных и менее капитали-
стических ферм более «мелкими» по площади земли, но
90

более производительными, более интенсивными и более
капиталистическими фермами» 1.
Самого серьезного изучения требует перегруппировка
официального материала, которую применяет В. И. Ле-
нин для характеристики распределения земельной собст-
венности до революции. Из публикации Центрального
статистического комитета «Статистика землевладения
1905 года» В. И. Ленин берет исходные данные2.
Миллионов
десятин
A) земли в частной собственности . . 101,7
Б) надельной земли 138,8
B) земли казенной, церковной и учре-
ждений 154,7
Всего земли в Европейской России . 395,2
Но в казенных землях показаны неудобные земли
крайнего севера (тундры, леса и пр.), не имеющие сель-
скохозяйственного значения. Если их исключить, величи-
на казенных земель снизится до 39,5 млн. дес, а итог по
Европейской России составит 280 млн. дес.
Далее, из показанных 138,8 млн. дес. надельной земли
распределено было, согласно источнику, только
136,9 млн. дес. В. И. Ленин показывает, как распреде-
ляется земельная собственность по категориям владения
в той части, где имеются данные с распределением. По-
казав средний размер землепользования в разных груп-
пах (до 5 дес, от 5 до 8, 8—15, 15—30 и свыше 30 дес).
В. И. Ленин приходит к выводу, что «свыше четырех пя-
тых общего числа дворов стоят, при данной высоте кре-
стьянской земледельческой техники, на границе полуго-
лодного существования» 3. Далее, В. И. Ленин дает груп-
пировку и для личной поземельной собственности. Из по-
лученных сопоставлений вытекает, что у «десяти
миллионов крестьянских дворов 73 млн. дес. земли.
У двадцати восьми тысяч благородных и чумазых ленд-
лордов — 62 млн. десятин»4. Соединяя вместе частное
1 В. И.Ленин. Соч., т. 22, стр. 65.
2 См. В. И. Ленин, Соч., т. 13, стр. 198.
8 Там же, стр. 201.
4 Там же, стр. 202.
91

pi надельное землевладение и группируя землевладения
по площади в четырех группах (до 15 дес, от 15 до 20,
20—500, свыше 500 дес. на владение), В. И. Ленин дает
свою знаменитую таблицу классового распределения
земли в России К
Эта яркая и убедительная картина резкого расслоения
земельной собственности с очевидностью доказывала,
в чем заключается ближайшая цель борьбы за землю —
уничтожение крепостнического землевладения и переход
земли к крестьянам.
В. И. Ленин признает некоторую схематичность рас-
чета, но при этом замечает: «И заранее можно сказать
с полной уверенностью, что частичные исправления цифр,
частичные передвижения пределов той или иной группы
не могут изменить сколько-нибудь существенно общей
картины»2.
Классический пример перегруппировки не количест-
венных, а качественных групп дает В. И. Ленин на осно-
ве данных переписи населения 1897 г. Этот расчет
1 См. в. и. л енин, Соч., т. 13, стр. 204,
2 Там же, стр. 203.
92

В. И. Ленина заслуживает самого внимательного изу-
чения.
Пользуясь совершенно невразумительной официаль-
ной группировкой, В. И. Ленин дал свою всем известную
классовую группировку населения. В таблице XXI пере-
пись представила итоги в виде группы таблиц, содержа-
щей 65 мелких групп. В. И. Ленин объединил эти группы
в 9 групп.
Чтобы яснее представить весь ход ленинского расчета,
выписываем из первоисточника все названия групп
(и их сокращения) в том порядке, в каком их объеди-
нил В. И. Ленин (буквенные обозначения — группы
В. И. Ленина) К
а) Чиновники и войско
1. Администрация, суд и полиция
2. Общественная (земск., город.) и сословная служба
4. Вооруженные силы
б) Духовенство и свободные профессии
3. Частная юридическая деятельность
5. Богослужение православного исповедания
6. Богослужение других христ. исповеданий
7. Богослужение нехристианских исповеданий
8. Должностные лица при церквах, молельнях, мечетях, синагогах,
кладбищах и т. п., прислуга и сторожа при них
9. Учебная и воспитательная деятельность
10. Наука, литература и искусство
11. Врачебная и санитарная деятельность
12. Служба при благотворительных учреждениях
в) Рантье и пенсионеры
14. Живущие доходом с капитала и недвижимого имущества или
на средства, получаемые от родителей и родственников
15. Живущие на счет казенных и общественных учреждений и на
средства частных лиц
г) Лишенные свободы, проститутки, неопредел.,
н е и з в.
16. Лишенные свободы и отбывающие наказание
63. Лица неопределенных профессий
1 «Общий свод по Империи результатов разработки данных пер-
вой всеобщей переписи населения, произведенной 28/1—1897 г.», т. II.
СПб., 1905, стр. 296.
93

64. Проституция
65. Неизвестные занятия
д) Торговля
46. Кредитные и общественные коммерческие учреждения
47. Торговое посредничество
48. Торговля вообще
49. Торговля живым скотом
50. Торговля зерновыми продуктами
51. Торговля остальными продуктами сельского хозяйства
52. Торговля строительными материалами и топливом
53. Торговля предметами домашнего обихода
54. Торговля разного рода металл, товарами, машинами и оружием
55. Торговля тканями и предметами одежды
56. Торговля кожами, мехами и проч.
57. Торговля предметами роскоши, науки, искусства, культа и т. д.
58. Торговля остальными предметами
59. Торговля разносная и развозная
60. Трактиры, гостиницы, меблированные комнаты, клубы
61. Торговля питейная
62. Заведения, касающиеся чистоты и гигиены тела
е) Пути сообщения и сношений
41. Водные сообщения
42. Железные дороги
43. Извозный промысел
44. Остальные сухопутные сообщения и средства передвижения
45. Почта, телеграф и телефон
ж) Частная служба, прислуга, поденщики
13. Деятельность и служба частная. Прислуга, поденщики
з) Сельское хозяйство
17. Сельское хозяйство
18. Пчеловодство и шелководство
19. Животноводство
20. Лесоводство и лесные промыслы
21. Рыболовство и охота
и) Промышленность
22. Добыча руд и копи
23. Выплавка металлов
24. Обработка животных продуктов
25. Обработка дерева
26. Обработка волокнистых веществ
27. Обработка металлов
28. Обработка минеральных веществ (керамические производства)
29. Производства химические и производства, связанные с ними
30. Винокурение, пиво- и медоварение
31. Производство прочих напитков и бродильных веществ
94

32. Обработка растительных, животных и питательных продуктов
33. Табак и изделия из него
34. Полиграфические производства
35. Производство инстр. физических, оптических, хирургических, му-
зыкальных, часов, игрушек и пр.
36. Ювелирное дело, живопись, производство предметов культа, рос-
коши и т. д.
37. Изготовление одежды
38. Работы по устройству, ремонту и содержанию жилищ и строи-
тельства вообще
39. Производство экипажей и постройка деревянных судов
40. Участие в производствах, не вошедших в предыдущие группы
или неопред.
Таким образом, все 65 видав занятий, указанных
в источнике, оказались объединенными в 9 группах. Об-
щая численность населения в каждой группе в таблице
источника не показана, отдельно даны «самостоятельные»
(отдельно мужчины и женщины) и члены семей (тоже
отдельно мужчины и женщины). Для составления своей
таблицы В. И. Ленин не только суммировал строки, но
и одновременно подбивал итоги по графам. Приводим
для ясности часть таблицы первоисточника и весь ленин-
ский расчет первой группы.
XXI. Распределение населения по группам занятий
96

В результате объединения мелких групп В. И. Ленин
получает следующую таблицу (в млн.), опубликован-
ную им во втором издании «Развития капитализма в
России» 1.
В. И. Ленин не останавливается на этой группировке.
С точки зрения общественного разделения труда
В. И. Ленин считает, что население должно быть разбито
на три больших подразделения: 1) сельскохозяйственное
население, 2) торгово-промышленное и 3) непроизводи-
тельное, т. е. население, не участвующее в хозяйственной
деятельности.
1 В. И. Л е н и н. Соч., т. 3, стр. 438.
96

Все группы, кроме одной (ж), могут быть прямо и
целиком отнесены к одному из подразделений. Что ка-
сается группы (ж) частная служба, прислуга, поденщики,
то о ней В. И. Ленин говорит так: «Эту группу надо рас-
пределить приблизительно между торгово-промышлен-
ным и сельскохозяйственным населением. Мы отнесли
к первому ту часть этой группы, которая показана жи-
вущей в городах (2,5 млн.), а ко второму — живущих
в уездах (3,3 млн.). Тогда мы получим следующую кар-
тину распределения всего населения России:
Сельскохозяйственное население России 97,0 млн.
Торгово-промышленное 21,7 „
Непроизводительное 6,9 „
Всего- . . . 125,6млн.»1
Но и на этом В. И. Ленин не останавливается.
Ранее, в главе, посвященной вопросам разложения
крестьянства, В. И. Ленин доказал, что пролетарские и
полупролетарские слои в деревне составляют 50%, се-
редняки 30%, а зажиточные хозяйства 20%. Распреде-
ляя сельскохозяйственное население (97 млн.) пропор-
ционально этим величинам, он получает: «около 48,5 мил-
лионов пролетарского и полупролетарского населения;
около 29,1 миллионов беднейших мелких хозяев и их се-
мей и около 19,4 миллионов населения в зажиточных
мелких хозяйствах» 2.
Далее В. И. Ленин подразделяет торгово-промышлен-
ное и непроизводительное население. Из непроизводи-
тельного населения он берет рантье (группа 14 источни-
ка), часть буржуазной интеллигенции, чиновников и т. п.
около 1,5 млн. С другой стороны, он берет из того же
непроизводительного населения нижних чинов армии,
прислугу, люмпенов. Всего около 2 млн., приближаю-
щихся к пролетарскому и полупролетарскому населению,
и около 1,9 млн., приближающихся к беднейшим мелким
хозяевам.
Поскольку перепись 1897 г. не давала подразделения
торгово-промышленного населения на группы по положе-
1 В. И. Ленин. Соч., т. 3, стр. 439.
2 Там же, стр. 440.
97

нию в производстве, В. И. Ленин прибегнул здесь к очень
интересному и важному в методологическом отношении
приему косвенного расчета.
По переписи 15 декабря 1890 г. в Петербурге 1 было
известно соотношение между численностью хозяев, адми-
нистрации и рабочими. Взяв это соотношение, В. И. Ле-
нин применил его к данным переписи 1897 г., отнеся 7%
торгово-промышленного населения к крупной буржуазии,
10% к зажиточной мелкой буржуазии, 22% к беднейшим
мелким хозяйствам и 61% к пролетариату. Следователь-
но, к крупной буржуазии отходит 1,5 млн., к зажиточ-
ным — 2,2 млн., к мелким производителям — 4,8 млн. и к
пролетарским и полупролетарским слоям—13,2 млн.
Соединяя вместе подразделенное таким образом сель-
скохозяйственное и торгово-промышленное население,
В. И. Ленин получает окончательно «такое приблизитель-
ное распределение по классовому положению» 2.
Приведенный анализ первоначальной сырой и бессо-
держательной на первый взгляд таблицы, в которой бы-
ли представлены данные переписи 1897 г., является об-
разцом глубокого и тщательною экономического анали-
за. Здесь не только сочетаются находчивость с ясной
теоретической позицией. Здесь чрезвычайно выпукло вы-
ступает ленинское отношение к статистическим фактам,
как к важнейшему источнику познания, и его трудолюби-
вая обработка исходного материала.
Как осторожный и вдумчивый исследователь,
В. И. Ленин замечает по поводу своих расчетов: «подоб-
ные деления и не претендуют, конечно, на безусловную
1 «С.-Петербург по переписи 1890 г.». СПб., 1893.
2 В. И. Л е н и н. Соч., т. 3, стр. 441—442.
98

статистическую точность» 1. Но всякие уточнения могут
привести только к увеличению числа беднейших групп
и понижению численности зажиточных.
Статистический расчет делается для того, чтобы полу-
чить определенное подтверждение теоретического и поли-
тического вывода; идейная направленность
расчета — непременное условие, без которого расчет пре-
вращается в игру. Прибегая к косвенным расчетам,
В. И. Ленин никогда не упускал из виду, что экономиче-
ские выводы, основанные на исчислениях, должны помо-
гать революционной борьбе. Блестящий пример можно
найти у В. И. Ленина в его статье «Стачечная борьба и
заработная плата», опубликованной 9 августа 1912 г.
«Рабочие потеряли на стачках 1905 года, по официаль-
ной статистике, 1772 млн. руб. от недополучения заработ-
ка в забастовочные дни...
А от повышения заработной платы после 1905-го года
рабочие выиграли за пять лет (1906—1910) в среднем
по 32 рубля на одного рабочего, т. е. всего, считая
1,8 миллионов рабочих, по 57,6 миллионов рублей в год
или 286 миллионов рублей за целое пятилетие» 2.
Аналогичный расчет В. И. Ленин делает в статье
«Язык цифр» 3.
В некоторых случаях простое сопоставление двух ве-
личин — роста заработной платы и роста цен дает воз-
можность В. И. Ленину сделать немедленный вывод.
Буржуазные социал-политики, опираясь на данные офи-
циальной статистики, утверждали, что заработная плата
в Германии за 30 лет перед первой мировой войной под-
нялась на 25%. В. И. Ленин тут же приводит данные о
стоимости жизни, которая возросла на 40%. Отсюда вы-
вод: рабочий нищает абсолютно4.
Пример косвенного расчета находим у В. И. Ленина
также во втором параграфе главы III «Развитие капита-
лизма в России». На основании сборника «Влияние уро-
жаев и хлебных цен на некоторые стороны русского на-
родного хозяйства» (т. I. СПб., 1897) В. И. Ленин соста-
вил сводку распространения в России барщинно-отрабо-
1 В. И. Л е н и н. Соч., т. 3, стр. 443.
2 В. И. Ленин. Соч., т. 18, стр. 235.
8 См. там же, т. 19, стр. 321.
4 См. там же, т. 18, стр. 405.
99

точной системы хозяйства, с одной стороны, и вольно-на-
емной (капиталистической)—с другой. Взяв с округле-
нием из сборника процент имений, где работали наемные
рабочие (39%), В. И. Ленин разделил пополам процент
имений, где хозяйство ведут «из доли и смешанно», пола-
гая, что половину этих имений можно отнести к тем, где
применяют вольнонаемный труд (15%). Отсюда процент
капиталистических хозяйств составляет 39 + 15 = 54% *.
В другом месте, анализируя «Сводный статистический
сборник хозяйственных сведений по земским подворным
переписям» (т. I, Крестьянское хозяйство. Составил и из-
дал Н. Благовещенский. М., 1893 г.), В. И. Ленин прибе-
гает к косвенному расчету. Сборник дает общую числен-
ность дворов 2 983 733, в том числе и по некоторым уез-
дам, которые В. И. Ленин должен был исключить, так как
по ним не было сведений о распределении хозяйств по
скоту. Исключая такие уезды, В. И. Ленин получил
2 486 915 дворов. Чтобы определить численность населе-
ния в них, В. И. Ленин делает следующий расчет:
Численность всего населения (включая и изъятые
уезды) составляет, как указано в сборнике, 17 996 317.
Разделив это число на 2 983 733, В. И. Ленин получает в
среднем на 1 двор 6,03 души. Умножая эту величину на
2 486 915, В. И. Ленин устанавливает численность насе-
ления нужных ему уездов: 14 995 897 человек.
Обрабатывая сборник «Указатель фабрик и заводов
Европейской России» (1881), составленный известным
русским статистиком Орловым, В. И. Ленин косвенным
путем определяет стоимость продукции кирпичного про-
изводства в Орловской губ. По ряду заводов отсутство-
вали сведения о стоимости продукции. Взяв сведения по
6 заводам, В. PL Ленин определил стоимость ста тысяч
кирпичей (675 руб.). Зная число кирпичей, выпущенных
всеми заводами, В. И. Ленин определил их общую стои-
мость (675 руб. X 61 т = 41,2 тыс. руб.) 2.
Для характеристики отхожих промыслов и передви-
жения населения из деревни в город В. И. Ленин вос-
пользовался данными государственного бюджета на
1 См. «Ленинский сборник» XXXIII, стр. 45 и 95.
2 «Ленинский сборник» XXXIII, стр. 459. На работы Орлова
опирался также Г. В. Плеханов.
100

1866 г., выделив доход от паспортов (1,5 млн. руб.). Эти
данные он взял из «Статистического временника Россий-
ской империи» 1. Для той же цели Ленин привлекает и
данные о видах на жительство («Статистический ежегод-
ник Московского губернского земства, вып. VI, Виды на
жительство». М., 1886) и приводит их в «Развитии капи-
тализма в России»2.
Мы далеко не исчерпали здесь косвенных расчетов,
к которым прибегал В. И. Ленин. Ими заполнен «Ленин-
ский сборник» XXXIII3.
Исключительный по находчивости и остроумию в раз-
решении вопроса прием предложен В. И. Лениным при
определении численности наемных рабочих в сельском
хозяйстве США 4.
«Как велико число наемных рабочих в сельском хо-
зяйстве Америки?» — спрашивает В. И. Ленин. На этот
вопрос американская статистика (для 1900 г.) прямого
ответа не дает. «Поищем,— говорит Ленин,— приблизи-
тельного ответа»5.
Число женщин — наемных работниц определяется в
220 тыс. в 1900 г. и 338 тыс. в 1910 г. (увеличение на
53%). Число мужчин — наемных рабочих в 1910 г. было
2 299 тыс. «Если допустить,— говорит В. И. Ленин,— что
в 1900 году был такой же процент сельских наемных рабо-
чих в общем числе сельских рабочих, как в 1910 году, то
число мужчин наемных рабочих в 1900 году определится
в 1 798 165 чел. Тогда мы получим такую картину» 6:
1 «Ленинский сборник» XXXIII, стр. 483.
2 См. В. И. Ленин. Соч., т. 3, стр. 500—509.
8 См. также В. И. Ленин. Соч., т. 3, стр. 435, где дан расчет
численности железнодорожных рабочих, стр. 448 — расчет роста
производительности труда, стр. 458 — сколько рабочих должно нахо-
диться вне города; т. 20, стр. 155—156 — расчет движения реальной
заработной платы, т. 22, стр. 84 — расчет земельной ренты и др.
4 См. В. И. Л е н и н. Соч., т. 22, стр. 22—24.
6 Там же, стр. 22
6 Округленно.— П. М.
101

«То есть процент увеличения числа наемных рабочих
более чем впятеро больше (27% против 5%) по сравне-
нию с процентом увеличения числа фермеров» К Вслед
за этим расчетом В. И. Ленин предлагает и другой:
«...приблизительный ответ могут дать цифры о величине
расходов на наем рабочих» 2 в земледелии, причем за тот
же период времени здесь имеется рост на 82%. Если
предположить, что пропорция между ростом этих расхо-
дов и ростом численности рабочих такая же, что и в про-
мышленности, то получается:
70 : 40 = 82 : х.
«Судя по этим данным,— заключает В. И. Ленин,—
можно предположить, что увеличению расходов на наем
рабочих в земледелии на 82% соответствует увеличение
числа наемных рабочих приблизительно на 48%»3. Объ-
ясняя, почему получается такое большое расхождение
между первым и вторым вариантом расчета, Ленин гово-
рит, что «в первом случае считались только профессио-
нальные наемные рабочие, а во втором — всякий случай
употребления наемной рабочей силы»4. «Во всяком слу-
чае, оба расчета показывают нам с несомненностью рост
капитализма в земледелии Соед. Штатов, рост употреб-
ления наемного труда, обгоняющий рост сельского насе-
ления и числа фермеров» 5.
Блестящий образец анализа таблицы на основе кос-
венных данных находим у В. И. Ленина в работе «Роль
сословий и классов в освободительном движении» б.
В еженедельной юридической газете «Право» в
1913 г. были опубликованы следующие, воспроизведенные
£'. И. Лениным данные:
На 100 привлеченных к обвинению за государственные
преступления:
Эпохи Дворян Мешан и крестьян Духовенства Купечества
1827—1846 76 23 ? ?
1884—1890 30,6 46,6 6,4 12,1
1901 1903 10,7 80,9 1,6 4,1
1905—1908 9,1 87,7 ? ?
1 В. И. Ленин. Соч., т. 22, стр. 23.
2 Там же.
• Там же, стр. 23—24.
4 Там же, стр. 24.
6 Там же.
6 См. там же, т. 19, стр. 294.
702

Распределение осужденных по сословиям, т. е. по
формальному признаку, казалось бы, ничего не может
дать для анализа. Но В. И. Ленин из этих, ничего на пер-
вый взгляд не говорящих данных делает важные полити-
ческие выводы. Он видит в этих данных быструю демо-
кратизацию освободительного движения и изменение его
классового состава. Яркая картина вырисовывается из
толкования этих цифр. Вот первая крепостная эпоха, ког-
да преобладает дворянство. «Это — эпоха от декабристов
до Герцена. Крепостная Россия забита и неподвижна.
Протестует ничтожное меньшинство дворян, бессильных
без поддержки народа. Но лучшие люди из дворян по-
могли разбудить народ.
Эпоха разночинца или буржуазно-либеральная (1884—
1890) —дворяне уже составляют меньшую часть среди
участников освободительного движения. Но, если приба-
вить к ним духовенство и купечество, то получаем 49%,
т. е. почти половину. Движение еще наполовину остает-
ся движением привилегированных классов: дворян и вер-
хов буржуазии. Отсюда — бессилие движения, несмотря
на героизм одиночек.
Третья (1901—1903) и четвертая (1905—1908) эпо-
хи — эпохи крестьянской и пролетарской демократии.
Роль дворянства совсем малая. Мещане и крестьяне да-
ют 8/ю перед революцией и 9/ю во время революции.
Проснулись массы. Отсюда два итога: 1) возможность
добиваться кое-чего серьезного и 2) ненависть либералов
к движению (появление контрреволюционного либера-
лизма)» К
Здесь каждая ленинская фраза стреляет. Короткими
сильными мазками В. И. Ленин рисует яркую картину
всего общественного движения в России. Сухие цифры
источника начинают гореть яркими красками, немые чис-
ла начинают говорить, они наполняются плотью и
кровью, открывается широкая историческая перспектива.
В чем секрет этого необыкновенного мастерства?
В силе идеи, в идейном подходе к статистическим дан-
ным, в умении подчинить эти данные руководящей силе
теоретической мысли, в умении вдохнуть идейное содер-
жание в сухие колонны статистической таблицы.
1 В. И. Л е и и н. Соч., т. 19, стр. 294—295.
103

Примеры ленинских косвенных расчетов, которые мы
привели, показывают, как можно получить нужные выво-
ды на основе неполного и несовершенного исходного ма-
териала. Эти примеры учат нас не останавливаться перед
трудностями, создаваемыми неполноценным материалом
буржуазной статистики, а искать обходные пути там,
где нет прямого пути для решения вопроса.
Критическая оценка источника
Особое внимание классики марксизма-ленинизма уде-
ляют сопоставимости. Экономический анализ тре-
бует внимательного подхода к решению вопроса о сопо-
ставимости данных.
Самое элементарное требование здесь заключается в
том, чтобы сравниваемые показатели относились к одно-
му и тому же моменту времени. В статье «О нефтяном го-
лоде» В. И. Ленин говорит: «Сравнивать так сравни-
вать. Нельзя играть в цифры. Надо брать об Америке
данные за то oice время, за которое приведены были
данные и о России. Неужели не очевидно, что это —
самое основное, самое элементарное, самое азбучное
условие всякого добросовестного употребления стати-
стики?!» !.
В. И. Ленин указывал, что не следует забывать «ос-
новного правила сравнения: чтобы сравниваемые явле-
ния были однородны» 2.
Характеризуя уровень промышленного развития Анг-
лии и Франции, Маркс отмечает, что число фабрик в той
и другой стране нельзя сопоставлять, так как во «Фран-
ции к фабрикам причисляются предприятия, которые в
Англии совершенно не фигурируют в этой категории» 3.
В. И. Ленин подробно останавливается на вопросе о
сопоставимости данных в статье «К вопросу о нашей
фабрично-заводской статистике». На основании следую-
щих данных народники делали вывод об отсутствии в
России условий для развития капитализма:
1 В. И. Ленин. Соч., т. 19, стр. 15. См. также т. 4, стр. 12—23,
26; т. 19, стр. 183; т. 20, стр. 524.
2 В. И. Ленин. Соч., т. 1, стр. 22.
3 «Архив Маркса и Энгельса», т. II (VII), стр. 251.
104

Год
Число
промышленных
заведений
1879 27 986
1890 21124
1894/95 14 578
В. И. Ленин указывает, что здесь сопоставляется не-
однородный материал, так как наряду с крупными пред-
приятиями сюда входят ветряные мельницы, смолокурни
(где 1—3 рабочих), которые по отдельным годам и гу-
берням то регистрировались, то не регистрировались.
Выделяя промышленные заведения с 16 и более рабочи-
ми, В. И. Ленин привел эти данные в сопоставимый вид:
Год
Число
фабрик
н заводов
1879 4 551
1890 6 013
1894/95 6659
Отсюда стало совершенно очевидно развитие капита-
лизма в промышленности России.
Особое значение классики марксизма-ленинизма уде-
ляли вопросу о критическом подходе к средним величи-
нам.
В. И. Ленин писал: «Соединение крупных и мелких
заведений вместе дает совершенно фиктивные «средние»
цифры, не дающие никакого понятия о действительности,
затушевывающие кардинальные различия, изображаю-
щие однородным нечто совершенно разнородное, разно-
составное» К Анализируя земско-статистические данные о
крестьянских бюджетах, В. И. Ленин пишет: «...сравни-
мость достижима единственно при разделении «кресть-
янства» на группы, тогда как общие и огульные «средние»
имеют совершенно фиктивное значение...» 2.
Пример неправильного расчета относительных вели-
чин (выбор неправильной базы для сопоставления) при-
веден у В. И. Ленина в «Развитии капитализма в
России».
Исчисления Даниельсона и Каблукова («Лекции по
экономике сельского хозяйства». М., 1897) квалифициро-
1 В. И. Ленин. Соч., т. 2, стр. 382.
2 Там же, т. 3, стр. 120.
105

вались В. И. Лениным, как кульминационный пункт зло-
употребления статистикой: «...поистине феноменальный,
прием: берется отношение числа фабрично-заводских ра-
бочих ко всему населению (!) и на основании получен-
ной цифры (около 1%) разглагольствуется о том, как
ничтожна эта «горсть» рабочих!» К На всех этих вопро-
сах мы в дальнейшем остановимся подробнее.
В. И. Ленин показывает, что во всех случаях надо
тщательно следить за доброкачественностью каждого
приема сравнения. Законно ли оно? Не фигурируют ли
здесь огульные средние? Не распространяется ли груп-
повая средняя на всю массу? Не распространяется ли
локальная средняя на всю территорию?
В статье «Кустарная перепись 1894/95 года в Перм-
ской губернии и общие вопросы «кустарной» промыш-
ленности» В. И. Ленин ставит задачу доказать закон-
ность распространения выводов, полученных по одной
губернии, на все наши кустарные промыслы вообще2.
Следует обращать внимание также и на объем того
материала, на котором покоятся показатели: достаточен
ли объем, чтобы обеспечить типичность характеристик.
Рассматривая материалы по подмосковному крестьян-
скому хозяйству, В. И. Ленин указывает, что один из
районов охватывает более двух тысяч хозяйств и что
«Число это достаточно велико для изучения типичных
отношений...»3.
Классики марксизма-ленинизма не только дают не-
превзойденные образцы научных обобщений: сила аб-
страктно-теоретической мысли сочетается у них с кропот-
ливой критической работой над эмпирическим материа-
лом. Они не гнушаются черновой обработки статистиче-
ских источников.
Привычкой к работе на большом статистическом ма-
териале отличались и Маркс и Энгельс. Маркс никогда
не чуждался массового сырого фактического материала.
В письме к Кугельману (6 марта 1868 г.) он сообщает,
что, будучи болен, он не мог писать, «но проглотил
огромную массу статистического и другого «матери-
ала»» 4.
* В. И. Ленин. Соч., т. 3, стр. 436.
2 См. там же, т. 2, стр. 332. См. также т. 12, стр. 76—77.
3 Там же, т. 20, стр. 114. См. т. 3, стр. 129.
4 К. Маркс и Ф. Энгельс. Соч., т. XXV, стр. 516.
106

Энгельс неоднократно указывал, что материалы рус-
ской земской статистики не попали в III том «Капитала»
(в главу о ренте) только потому, что он написан был в
1864—1866 годах, т. е. значительно раньше, чем Маркс
начал заниматься и русским языком и русскими статисти-
ческими изданиями 1.
При чтении работы русского статистика Ю. Э. Янсона
«Опыт исследования о крестьянских наделах и платежах»
(СПб., 1877) Маркс проверил шаг за шагом все расчеты,
проверил самые вычисления, сделал перегруппировку
данных, чтобы уяснить содержание материала. В одном
случае, усомнившись в правильности янсоновских дан-
ных, он пишет сбоку «ob correct?» 2.
Ревниво относился к тщательности вычислений
Н. Г. Чернышевский. По поводу одного вычислительного
недоразумения в примечаниях к Миллю он писал родным
из Сибири (21 апреля 1877 г.): «Этот курьез в моих уче-
ных трудах открыл не сам я, а один из моих знакомых,
имевший терпение проверить все мои рассуждения по
таблицам логарифмов. Он был очень огорчен таким моим
недосмотром»3.
Примеры тщательного отбора источников и их крити-
ческой сравнительной оценки находим в неоднократно
уже упомянутых работах В. И. Ленина.
Работая над материалами о кустарной промышлен-
ности старой России, В. И. Ленин постоянно сопоставлял
различные источники. Так, сборник Аиненского «Доклад
о павловских кустарях» он сопоставляет с «Указателем
фабрик и заводов», посвящая этим сопоставлениям от-
дельную тетрадь 4. С тем же «Указателем» и с «Ежегод-
ником Министерства финансов» В. И. Ленин сопостав-
ляет данные сборника «Промыслы Владимирской губер-
нии» 5. Данные «Военно-статистического сборника» о про-
странстве и населении отдельных губерний и уездов
В. И. Ленин сопоставляет, с целью проверки их, с дан-
ными «Статистического временника» 6.
1 См. письма Энгельса Ник —ону 3/VI—1885, 19/11—1887,
5/III—1895.
2 См. «Архив Маркса и Энгельса», кн. IV, 1929, стр. 416.
3 «Чернышевский в Сибири», вып. II, СПб., 1913, стр. 141.
4 «Ленинский сборник» XXXIII, стр. 318.
5 См. там же, стр. 350.
6 См. там же, стр. 390.
107

Данные переписи населения 28 января 1897 г. при-
влекли особое внимание В. И. Ленина. О них он упоми-
нает в ряде параграфов «Развития капитализма в Рос-
сии» и, особенно, как мы уже отметили, в добавлении ко
второму изданию книги. Из пометок на страницах 1 и 2
выпусков итогов переписи, бывших в руках В. И. Ленина 19
видно, как В. И. Ленин вносит ряд исправлений в данные
сборника, подсчитывает число городов в Европейской
России, а на чистых листах сборника делает группировку
городов по числу жителей:
Более 200 тыс. жителей 5
100—200 9
50-100 30
25-50 45
10-25 154
5-10 161
3—5 103
1—3 94
До 1 9
?? 610
Знаками вопроса Ленин показывает неполноту мате-
риала, т. е. что группировка его охватывает не все города,
число которых он определил «приблизительно 900».
Работая над статистическим сборником «Санитарное
исследование фабрик и заводов Смоленской губернии»,
В. И. Ленин подсчитывает, сколько рабочих дней учтено
на том или ином предприятии. На основании правил внут-
реннего распорядка маслобойного завода бр. Хохловых
В. И. Ленин подсчитывает перечисленные там праздники
и определяет число нерабочих дней (праздники и воскрес-
ные дни):
33 + 52 (? очевидно) = 852.
В изданном отчете Московского общества заводчиков
и фабрикантов (1913) В. И. Ленин отмечает ряд ошибок,
исправляет их и приводит в своей статье «Стачки метал-
листов в 1912 году» исправленные им данные3.
1 «Ленинский сборник» XXXIII, стр. 530.
2 Там же, стр. 472.
3 См. В. И. Ленин. Соч., т. 19, стр. 278. См. также стр. 105.
108

В другом случае В. И. Ленин находит ошибку в вычис-
лении средней, причем ошибку не арифметическую, а ме-
тодологическую (простая средняя вместо взвешенной) и
тут же ее отмечает !.
Анализируя таблицу о сапожном промысле в земском
сборнике «Обзор Пермской губернии», В. И. Ленин взял
под сомнение итог, показывающий число «семейств, имею-
щих промысел»2. Этот итог указан был в сборнике —
1316 семей.
Не доверяя авторам сборника, В. И. Ленин произво-
дит проверку маловероятного итога. Он выписывает в
свою тетрадь исходные данные о распределении мастер-
ских по чистой доходности, сам подсчитывает количество
семей и на полях отмечает результат: «S = 1315, а не
1316»3. Однако этот подсчет тоже не удовлетворил
В. И. Ленина. Он вновь обращается к таблице источника
о распределении мастерских по числу наемных рабочих
и производит па полях новый подсчет:
Без наемных рабочих 982 мастерских
С 1 наемным рабочим 154 „ 154
С 2 . 93 186
, 3 , , 38 114
. 4 „ 23 92
. 5 „ , 5 25
, 6 , . 4 24
. 7 . , 1 7
9 3 27
[ 10 и более „" 3 " 40:3 = 13,3
1306 £ = 669
669 — 629 = 40
Повторно подсчитав все число мастерских, В. И. Ленин
получил уже 1306. Рядом с вычислениями он ставит «??»
и отмечает «2 дает 1306, а не 1316 заведений»4. Таким
образом, ленинская обработка одного и того же статисти-
ческого сборника установила три разных итога — пример,
доказывающий необходимость внимательного и осторож-
ного подхода к изданным статистическим материалам.
Тщательный подбор материала и его проверку можно
1 См. В. И. Л е н и н. Соч., т. 3, стр. 388.
2 «Ленинский сборник» XXXIII, стр. 234.
3 Там же, стр. 237.
4 Там же.
109

видеть во всех экономических работах В. И. Ленина.
В земских статистических сборниках В. И. Ленин «сам
подсчитывает число семейных и наемных рабочих, делает
такие же подсчеты по уездам, внимательно изучает и от-
мечает особенности техники и организации производства
в разных промыслах, сравнивает отдельные цифры по дру-
гим таблицам той же книги или по другим источникам,
суммирует число заведений по промыслам и уездам; там
же, где даны сведения общие по промыслу или уезду и
волости в целом, Ленин определяет сумму производства
на каждое заведение» *.
В. И. Ленин не останавливается перед большими пере-
счетами первоначальных данных, если этими данными он
мог подтвердить какой-либо научный тезис.
Приведем некоторые примеры из уже цитированного
сборника материалов.
Распределение заведений по числу наемных рабочих
(всех рабочих 143 чел.):
С 1 наемным рабочим ... 9
, 2 . . ... 5
п 3 , „ ... 4
. 4 . , ... 2
. 5 . . ... 1
. 7 . . ... 1
, 10 и более „ ... 5
На основе этих данных путем расчета В. И. Ленин
делает следующее заключение: «В 7 заведениях 104 наем-
ных рабочих (15 рабочих на заведение)»2.
Как получен этот результат? Чтобы установить сколько рабо-
чих имеется в каждой группе заведений, В. И. Ленин перемно-
жает число рабочих в одном заведении каждой группы на число
заведений:
1x9=9
2 х 5 = 10
3 X 4 = 12
4x2= 8
5x1=5
7x1=7
51
1 «Ленинский сборник» XXXIII, стр. 303, примечание редакции.
2 Там же, стр. 252.
ПО

Для последнего Так называемого открытого интервала («10
и более») число рабочих устанавливается путем вычитания получен-
ной суммы из общей численности рабочих:
143 — 51 = 92
Таким образом, в трех наивысших группах заведений — с 5 и
более наемными рабочими — оказывается 92 + 7 + 5 = 104 наемных
рабочих. Таких заведений имеется 7 (с 5 рабочими 1, с 7 рабочими
1 и с 10 и более рабочими 5), следовательно, на одно заведение
104
здесь падает в среднем-у- — 15 рабочих.
При помощи этого простого приема В. И. Ленин получает воз-
можность установить тот важный факт, что около трети всех про-
мышленных заведений приближаются по своим размерам к тому, что
мы называем цензовыми предприятиями. Из первоначальных таблиц
земского сборника этого не видно.
Работая над источником «Обзор Пермского края. Очерк состоя-
ния кустарной промышленности в Пермской губернии» (Пермь,
1896), В. И. Ленин произвел следующий расчет:
Источник давал общую численность наемных рабочих 4 904. Кро-
ме того, в источнике была дана следующая группировка (приводим
в сокращенном виде).
Без наемных рабочих 6567 семейств, занимающихся
кустарным промыслом
С 1 наемным рабочим ... 1 537
.2 „ . ... 457
.3 , „ ... 213
. 4 „ . ... 88
„5 . . ... 44
. 6 , . ... 19
. 7 , . . . 6
„8 . . ... 10
, 9 „ . . . 6
„ 10 и более „ ... 44
Итого ... 8991
Для определения численности наемных рабочих у отдельных
групп и для определения среднего размера капиталистических пред-
приятий В. И. Ленин делает следующее. Оставляя в стороне те за-
ведения, где нет наемных рабочих, он принимает первую группу
1537 за число наемных рабочих в этой группе (поскольку в каждом
из этих предприятий по одному рабочему), для второй группы он
считает 914 человек рабочих (457 заведений по 2 чел. в каждом), для
третьей группы 639 (213 X 3) и т. д. Дойдя до группы «с 9-ю ра-
бочими», он получает сумму 3 952. Вычитая эту сумму из указан-
ной в источнике численности всех рабочих (4 904), он получает чис-
ленность рабочих в последней группе («с 10 и более рабочими») —
952 человека. Далее, взяв группу предприятий с 5 и более рабочи-
ми, В. И. Ленин определяет численность рабочих у нее в 1 242 чело-
века. Из группировки можно видеть, что число заведений с 5 и
111

более рабочими составляет 85. Отсюда — среднее число рабочих
на 1 предприятие составляет 14,6 чел.
Для наиболее крупных капиталистических предприятий с 10
и более рабочими среднее число рабочих составляет 21,6 чел.
Весь ход расчета приведен в «Ленинском сборнике» \ Воспроиз-
водим его в том виде, в каком он там напечатан:
Прежде чем приступить к экономическому анализу и
прежде чем оценивать содержание источника по суще-
ству, требуется установить, нет ли в таблице явных или
скрытых искажений, связанных с особенностями учета,
или ошибок наблюдения, носящих случайный характер.
Такой беглый внешний и логический контроль таблицы
обычно не бывает связан с арифметической проверкой.
Однако в некоторых случаях искажения всплывают при
дополнительных исчислениях средних и относительных
величин.
Тщательность проверки материалов источника, крити-
ческий и всесторонний анализ исходных данных — харак-
терные для работы В. И. Ленина черты. Они особенно
наглядно показаны в той части «Ленинского сборника»
XXXIII, где речь идет о работе над «Указателем фабрик
и заводов Европейской России». В. И. Ленин сопоставляет
эти данные с другими источниками, исправляет ошибки,
делает арифметические проверки и конкретные вставки,
подсчитывает итоговые данные по губерниям для каждого
производства. Подсчеты свои он неоднократно проверяет,
записывая итог карандашом, затем чернилами, а в отдель-
ных случаях после проверки отмечает «верно» или «оче-
видно опечатка» и тут же дает исправление2. В некото-
рых случаях В. И. Ленин отмечает на источнике и проис-
1 «Ленинский сборник» XXXIII, стр. 227.
2 Там же, стр. 231.
112

хождение ошибки. Так, обнаружив ошибку в сборнике
«Ежегодник Министерства финансов» (1869), В. И. Ленин
указывает: «Ошибка в итоге сделана здесь, очевидно, по-
тому, что цифры, относящиеся к Закавказскому краю и
Сибири, сочтены дважды» *. В других случаях он исклю-
чает сам повторения2. Изучая протоколы Костромской
оценочной комиссии, В. И. Ленин интересуется формами
учета и методами оценки фабрик и заводов, принятыми в
практике Костромской губернской земской управы3. При
подборе материала для характеристики капиталистиче-
ской мануфактуры в России В. И. Ленин записал в тет-
радь некоторые данные о положении кустарей Павлов*
ского района 4. По данным Анненского, у купцов Кондра-
товых работало 1000 человек, остальные 1500 рабочих
Муромского уезда работали «в остальных мелких мастер-
ских». Но по официальному источнику — «Указателю» за
1890 г. для Муромского уезда даны следующие сведения:
Если у Кондратовых действительно до 1000 рабочих,
то ясно, что официальные данные значительно преумень-
шены. Очевидно, что число рабочих почти вчетверо боль-
ше того числа, которое имеется в «Указателе». В другом
месте, в конспекте статьи Гушке по аграрному вопросу
В. И. Ленин проверяет расчет средней цены головы круп-
ного рогатого скота. На полях конспекта написано, «не-
верно. Надо делить 2892: 11,04 и т. д.»5 (первое число
здесь стоимость скота мелких хозяйств, второе число —
1 «Ленинский сборник» XXXIII, стр. 444.
2 См. там же, стр. 442.
8 См. там же, стр. 540.
4 См. там же, стр. 318—319.
6 «Ленинский сборник» XXXI, стр. 195.
113

количество голов у них в переводе на крупный). Извест-
ный народник проф. Н. А. Карышев пытался доказать
наличие сокращения числа фабрик в России, следователь-
но, отсутствие симптомов развития капитализма. Н. Кары-
шев строил свои заключения по данным только одного ста-
тистического сборника — «Перечня фабрик и заводов»
Министерства финансов (СПб., 1897).
Но пореформенная фабрично-заводская статистика не
давала точного определения понятия «фабрика». В стати-
стических изданиях к числу фабрик относились даже мел-
кие заведения. В. И. Ленин рекомендует брать при срав-
нении «одни только заведения с 15 и более рабочими, так
как только этого рода заведения «Перечень» регистриро-
вал вполне и без всяких ограничений по всем губерниям и
по всем производствам» К
Сам В. И. Ленин отделил производства «с более или
менее достоверными данными от производств с абсолютно
недостоверными данными, чтобы выделить заведения, на-
столько крупные, что об них возможно получить удовле-
творительные данные, от заведений, настолько мелких, что
об них невозможно получить удовлетворительных дан-
ных» 2. Сопоставление В. И. Лениным материалов двух
источников дало следующие результаты:
Данные, которые привел В. И. Ленин3, неоспоримо по-
казали непрерывное возрастание фабрик с 16 и более ра-
бочими за 15 лет (1879—1894) с 4,5 тыс. до 6,4 тыс., т. е.
на 40%. Наличие развития капитализма в России было
1 В. И. Ленин. Соч., т. 4, стр. 12.
2 Там же, стр. 5.
3 См. там же, стр. 12.
114

В. И. Лениным подтверждено и на этом статистическом
материале. Расчеты Н. Карышева были опровергнуты.
Отсутствие общеустановленных правил для выделения
фабрик и заводов из разных крупных, мелких и карлико-
вых заведений по обработке сельскохозяйственных про-
дуктов приводило к тому, что число фабрик и заводов
за разные годы и по разным губерниям делало чудовищ-
ные скачки. В. И. Ленин сравнивал сведения нескольких
статистических сборников о числе заводов мукомольного
производства *.
По поводу этих сопоставлений В. И. Ленин замечает:
«Из числа 5 041 мельницы, считанных в 1892 г.
(«Свод»), было 803 паровые, 2 907 водяных, 1 323 ветря-
ных и 8 конных! Одни губернии считали только паровые
мельницы, другие — и водяные (в числе от 1 до 425),
третьи (меньшинство) — и ветрянки (от 1 до 530) и кон-
ные. Можно себе представить, какое значение имеет
такая статистика и выводы, основанные на доверчивом
употреблении ее данных!» 2.
Чтобы получить действительно реальные данные о
росте крупной машинной индустрии, В. И. Ленин предло-
жил установить для понятия «фабрики» определенный
признак, именно, наличие парового двигателя — характер-
ного спутника крупной машинной индустрии. Выбирая
из различных статистических сборников мельницы только
с паровым двигателем, В. И. Ленин получил истинную
картину развития мукомольного производства России3.
1 См. В. И. Л е н и н. Соч., т. 3, стр. 419.
2 Там же.
3 См. там же, стр. 420.
115

В знаменитых «Тетрадях по империализму» помещена
таблица «Железные дороги всего мира в 1890 и 1913 гг.»
«Европа в среднем 302,5 тыс. марок 1 км
Внеевропейские ж. д. 160,6 » » »
212,1 в среднем для всего мира, т. е. около 131 мд марок
{{S = 131 мд марок}} (212,1x617,3 тыс.).
212,1 х 200 тыс.= 40 000 миллионов»1.
Для этой таблицы В. И. Ленин привлек следующие
источники, которые он сопоставил после основательной
проверки:
1) «Статистический ежегодник Германского государ-
ства»,
2) «Интернациональные обзоры»,
3) «Архив железнодорожного дела» и
4) Энциклопедический словарь Брокгауза.
Извлекая оттуда необходимый материал, В. И. Ленин
получил полные данные о стоимости железных дорог мира.
В. И. Ленин далее сопоставил полученные данные о желез-
ных дорогах с данными о добыче угля из «Статистиче-
ского ежегодника Германского государства» за 1915 г.2.
Добыча угля (млн. т)
Германия Франция Россия В. Британия С. Штаты
1892 92,5 26,1 6,9 184,7 162,7
1912 255,7 39,2(1911) 31,0 264,6 450,2(1911)
Выплавка чугуна (млн. т)
1892 4,9 2,0 1,1 6,8 9,3
1912 17,6 4,9 4,2 9,0 30,2
1 «Ленинский сборник» XXVIII, стр. 196—197.
2 Там же, стр. 197.
116

Сравнение цифр подтвердило мысль Ленина о том, что
пропорциональность «между развитием производства же-
леза и угля, с одной стороны,— и постройкой железных
дорог, с другой (монополия-колонии), бьет в глаза».1.
Чтобы сделать таблицу более убедительной и доход-
чивой, В. И. Ленин стремился придать ей более компакт-
ный вид. Перерабатывая данные буржуазной статистики,
В. И. Ленин придает результатам своих расчетов сжатую,
вполне обозримую и легко читаемую форму. Вот пример.
У В. И. Ленина есть таблица, доказывающая, что
«уменьшение доли собственников и увеличение доли арен-
даторов означает, в общем и целом, разорение и вытес-
нение мелких земледельцев...»2.
Процент ферм, имевших
Прежде чем составить таблицу, В. И. Ленин подвергает
тщательному анализу данные двух таблиц ценза о числе
ферм с домашним скотом и лошадьми, а затем записыва-
ет их в тетрадь: «Американская аграрная статистика»3.
Процент ферм со скотом В. И. Ленин определяет,
привлекая еще данные табл. 1 ценза — о числе ферм по
видам владений: например, процент хозяйств арендаторов
равен за 1910 г. 1431
2354х100==60'7°/°-
1 «Ленинский сборник» XXVIII, стр. 197.
2 В. И. Л е н и н. Соч., т. 22, стр. 74.
8 «Ленинский сборник» XIX, стр. 418—419.
117

Числитель 1431—количество ферм с лошадьми, зна-
менатель — число ферм арендаторов.
Результат своих расчетов В. И. Ленин оформляет
в тетради !.
* Т. е. расчет В. И. Ленина.
Статистические выкладки завершаются выводом:
«Ухудшение положения арендаторов идет сильнее, чем
ухудшение положения собственников»2.
В других случаях В. И. Ленин дополняет таблицу ука-
заниями, способствующими усвоению материала таблицы.
Железные дороги
(тыс. км)
1 «Ленинский сборник» XIX, стр. 418—419
2 В. И. Ленин. Соч., т. 22, стр. 74.
118

В работе «Империализм, как высшая стадия капита-
лизма» В. И. Ленин подчеркивает быстроту роста желез-
ных дорог вычислением разности1 (см. стр. 118).
Анализ таблицы Ленин завершает выводом: «Двести
тысяч километров новых железных дорог в колониях и в
других странах Азии и Америки, это значит свыше 40 мил-
лиардов марок нового помещения капитала.. »2.
В этой работе, как и в других, В. И. Ленин прибегает
к статистическим расчетам как к звеньям в цепи доказа-
тельств определенных политико-экономических положений.
Что значит, в частности, 40 млрд. марок нового помещения
капитала в железные дороги в колониях? Это означает осо-
бенно быстрый рост капитализма в колониях и заокеанских
странах. Появилась новая империалистическая держава —
Япония, борьба между империалистами обостряется:
Англия расширяет «свою» железнодорожную сеть быстрее,
чем Германия, между тем Германия расширяет свою же-
лезнодорожную промышленность быстрее, чем Англия или
Франция и Россия. «Спрашивается, на почве капитализма
какое могло быть иное средство, кроме войны, для устра-
нения несоответствия между развитием производительных
сил и накоплением капитала, с одной стороны,— разделом
колоний и «сфер влияния» для финансового капитала,
с другой?» 3.
Конечно, дело не в том, как компактнее составить таб-
лицу, сделать расчеты, наглядно выставить ведущие фак-
ты. Дело в этих важных выводах, вытекающих из расчетов
и фактов. Изучая ленинскую статистическую лабораторию,
мы ни на секунду не должны забывать о цементе идей,
скрепляющем всю ленинскую работу.
Перед нами вся творческая работа В. И. Ленина в об-
ласти анализа статистических данных, в области изучения
экономической действительности. Этот острый анализ
всегда был проникнут глубокой партийностью, классовым
подходом и сознанием конечной политической цели такого
анализа.
Вот его первая работа — «Новые хозяйственные дви-
жения в крестьянской жизни» (1893), где В. И. Ленин ана-
лизирует данные земской статистики и приходит к заклю-
1 См. В. И. Ленин. Соч., т. 22, стр. 261.
2 Там же.
3 Там же, стр. 262.
1X9

чению о наличии объективных показателей новых хозяй-
ственных явлений. Уже здесь он ясно формулирует основ-
ную черту марксистской статистической науки — подчине-
ние методов количественного анализа качественному ана-
лизу. Вот одна из последних его работ, написанная трид-
цать лет спустя,— «Страничка из дневника» (1923). Здесь
он анализирует грамотность по данным переписи 1920 г.
Этот анализ позволяет ему делать выводы о необходимости
ряда мероприятий. Всюду в ленинских экономических ра-
ботах видна подчиненная роль статистических расчетов.
Статистические факты х для В. И. Ленина прежде всего
объективные свидетели, подтверждающие правильность
теоретических положений. Далее, в деле экономических
оценок конкретных ситуаций статистические факты —
опора для обнаружения новых тенденций, которые нужно
теоретически осмыслить, обобщить и сформулировать,
руководствуясь марксистской теорией. Наконец, статисти-
ческие факты призваны дать конкретный ответ на вопрос,
возникающий в связи с анализом других фактов.
Правильно ли намечена тенденция, каково направление
движения, какова сила движения и его глубина, какие
сопутствующие явления обнаруживаются при развитии
основного явления, каковы перспективы? На все эти вопро-
сы призваны дать ответ статистические факты.
Как завершение анализа выступают практические вы-
воды: если ситуация такова, если тенденция установлена,
если все конкретные обстоятельства известны, политиче-
ские мероприятия партии должны заключаться в том-то
и в том-то. В отрыве от экономической теории (основы)
статистический анализ превращается в пустую цифровую
игру. В отрыве от политики (цель) он превращается в
мыльный пузырь. Но для того, чтобы конкретные факты
служили железной опорой для выводов, они должны
быть сводными данными, «которые не могут быть опро-
вергнуты» 2, т. е. должны быть статистическими фактами,
а не отдельными примерами. Иначе говоря, для их уста-
новления надо брать «непременно совокупность данных»,
1 Термин, к которому прибегает В. И. Ленин, см. т. 22, стр. 13.
На важность этого термина обратил внимание академик В. С. Нем-
чинов в «Известиях АН. Отделение экономики и права», 1949»
№ 5; стр. 339.
2 В. И. Л е н и н. Соч., т. 22, стр. 178,
120

потому что «при громадной сложности явлений обще-
ственной жизни можно всегда подыскать любое количе-
ство примеров или отдельных данных в подтверждение
любого положения» !.
Как находить эти устойчивые и прочные статистические
факты в тех случаях, когда материал скуден и выводы
неизбежно получаются «очень общие, приблизительные,
валовые...»2,— об этом речь шла в настоящей главе.
Из приведенных в настоящей главе материалов можно
видеть, что классики марксизма-ленинизма являются не-
превзойденными мастерами в деле экономического ана-
лиза статистических фактов. Статистика в их руках служит
им не только для обоснования определенных положений
политической экономии, она во многих случаях служит и
опорой и источником новых теоретических обобщений
явлений действительной жизни. В полной мере можно ска-
зать, что классики марксизма-ленинизма подняли социаль-
но-экономическую статистику на высокую ступень, как
метод эмпирического познания на основе общих теорети-
ческих положений, и возвели тем самым ее в ранг обще-
ственной науки первостепенной важности.
Примеры из классической литературы учат нас много-
му. Они показывают, что в области статистических изыска-
ний, связанных с капиталистическим хозяйством, познание
истины дается не без малого труда. Они показывают нам
ряд средств для отыскания истины, для исправления и по-
полнения неточных или неправильных данных.
1 В. И. Ленин. Соч., т. 22, стр. 178.
2 Там же, т. 3, стр. 113. Ценные материалы, относящиеся к во-
просам, изложенным в настоящей главе, содержатся в кандидат-
ской диссертации Н. И. Волынчик и в докторской диссертации
Т, И. Козлова, посвященных статистике в работах В. И. Ленина,

ГЛАВА ТРЕТЬЯ
КРИТИЧЕСКИЙ РАЗБОР ДАННЫХ БУРЖУАЗНОЙ
СТАТИСТИКИ
(общая часть)
Критическая оценка источника
Анализируя данные буржуазной статистики, следует
помнить, что непременным условием правильного истолко-
вания этих данных является отчетливая и ясная марксист-
ско-ленинская теоретическая позиция. Однако, несмотря
на ясность теоретических позиций, возможность непра-
вильного толкования статистических данных не исключе-
на. Здесь могут быть ошибки двух видов: либо берут для
сравнения или сопоставления не тот или не весь тот мате-
риал, который годится для сравнения, либо в цифрах
читают не то, о чем они говорят. Чтобы устранить или по
крайней мере свести к минимуму возможность таких воль-
ных или невольных ошибок, нужна, во-первых, строгая
оценка каждой подлежащей толкованию цифры и, во-вто-
рых, нужна постоянная проверка выводов не только поло-
женными в их основу цифровыми данными, но и при
помощи других параллельных расчетов и сопоставлений.
Поэтому, когда мы прибегаем к статистическим данным
буржуазной статистики, следует, как мы уже говорили,
отдавать предпочтение первичным таблицам, а не обрабо-
танным уже другими лицами вторичным данным. Основ-
ные таблицы, если они доступны экономисту, дают наилуч-
шую возможность проверить правильность статистического
материала. Но экономист должен быть знаком не только
с публикуемой таблицей, но и с пояснительными тек-
стами, в которых говорится о происхождении и качестве
материала, о плане и условиях его собирания и разработ-
ки, об особенностях отдельных показателей, способах их
исчисления и т. д.
Как правило, экономист пользуется цифровыми дан-
ными все же «из вторых рук», поэтому строго критический
122

подход к ним и тщательная логическая проверка их —
совершенно обязательная предварительная стадия эко-
номического анализа. Нередко, кроме того, приходится до-
вольствоваться вообще заведомо несовершенным, а ино-
гда и фальсифицированным материалом буржуазной ста-
тистики.
Здесь экономист должен проявить и сообразитель-
ность и творческую инициативу, уметь выбирать наилуч-
шие приемы для извлечения из несовершенного материа-
ла всего, что он может дать, и уметь обходными путями
достичь выводов, которые нельзя сделать непосредствен-
но из имеющихся данных. Здесь много зависит, прежде
всего от кругозора, здесь часто нужна находчивость, сооб-
разительность и умение ориентироваться в материале.
Прежде всего экономист не должен скрывать несовер-
шенство и неполноту материала, на котором он строит
выводы. Наоборот, он должен отметить это в своей работе
и, что еще важнее, должен сам учесть недостатки мате-
риала.
Недостатки исходного материала — повод для особой
осторожности в выводах.
Эти недостатки и пробелы серьезный экономист должен
преимущественно толковать в невыгодную для себя сторо-
ну, не давая повода к упрекам, уводящим от существа
дела.
Вообще искусство экономического анализа статистиче-
ских данных заключается в умении взять из каждой ста-
тистической величины все, что она может дать, не меньше,
но и не больше.
Само собой разумеется, что критической оценке источ-
ника фактических данных должен предшествовать тща-
тельный его выбор. К одной и той же теме может относить-
ся большое количество источников, среди которых следует
отобрать наиболее авторитетные, надежные, достоверные
и по возможности первоначальные. Как правило, «литера-
тура второго отражения» всегда менее надежна, чем пер-
воисточник, хотя из-за своей доступности она обычно нахо-
дит предпочтение. Тщательный выбор источника заклю-
чается не только в том, чтобы остановиться на какой-
нибудь определенной работе. Иногда разные издания од-
ной и той же работы могут оказать влияние на результаты
исследования. Так, например, французское издание
123

известных «Очерков нашего пореформенного хозяйства»
Николая — она значительно полнее русского издания *,
так же как и английское издание одной из первых мар-
ксистских работ — «Экономическое положение русской
деревни» И. Гурвича (1892 г., переиздано в 1947 г. без
учета этого).
Если происхождение фактических данных нельзя уста-
новить, иначе говоря, если не указан их источник, то впол-
не законно сомневаться в их доброкачественности.
При оценке опубликованных данных очень важно
прежде всего устанавливать их происхождение и точный
смысл. Часто экономист сталкивается с мнимыми противо-
речиями. При этом может оказаться так, что такие проти-
воречия происходят в силу разных способов собирания пер-
вичного материала. Поэтому «противоречащие» друг дру-
гу числа на самом деле оказываются верными, но каждая
по-своему.
Вывоз из страны (на вывозимый товар нет пошлины)
обычно преуменьшен. Так, по данным русской статистики,
в 1907 г. Россия вывезла в Германию 140 млн. пудов лес-
ных товаров, а по немецкой статистике этот вывоз дости-
гал 215 млн. пудов, т. е. превышал показания русской
таможенной отчетности на 50%. В свое время крупный
русский статистик В. И. Покровский в своей работе
«К вопросу об устойчивости активного баланса русской
внешней торговли» указывал, что стоимость нашего
вывоза вообще преуменьшалась. Так, вывоз из России,
по русским данным, в 1894 г. составил 569 млн. руб.,
а по иностранным — 891 млн. руб.
1 Nicolas — on. Histoire du developpement economique de
la Russie depuis l'affranchissement des serfs, traduit du russe par Gg.
Этот перевод вышел поздно — в феврале 1902 г. Вместе с тем Ни-
колай— он не мог в этом издании реагировать на критику
В. И. Ленина, так как работа им была сдана в издательство в 1898 г.
(издавалась в течение 4 лет).
По сравнению с русским изданием здесь имеются две новые
главы: глава XIX, где рассматриваются потребительские бюджеты
по группам и приводятся данные о движении численности рабочих
в России, и глава XXVIII, где сравнивается экономическое разви-
тие России и США и доказывается народнический тезис о том, что
капитализм не создает, а разрушает внутренний рынок. Кроме того,
в переводном варианте приводится много цитат из работ Маркса и
Энгельса, в частности, те, где говорится об аграрной (антифеодаль-
ной) революции.
124

Вот другой, старый, но типичный пример расхождения
статистических итогов, связанного с разными способами
собирания и обработки первичных данных (1900 г.):
В первой строчке разница достигает 100 млн. золотых
франков. Однако и та и другая публикация «правильна»,
только способы учета в обоих случаях разные: одна страна
не покажет, например, свой временный экспорт (для до-
делки, окраски и пр.) как вывоз, так как предполагается,
что товар вернется, а другая страна покажет его как ввоз
к себе (или наоборот). И, что еще важнее, одна страна
оценит товар по ценам на месте покупки, а другая этот
же товар — по месту прибытия (включив при этом стои-
мость фрахта и страхования).
Это было 50 лет назад. Каждый источник был по свое-
му прав и прямых подтасовок там не было. Обратимся к
современным публикациям по внешней торговле.
Нарушение элементарного требования сопоставимости
данных динамического ряда можно видеть из следующего
примера, приводимого «Вестником статистики» *.
Статистическое управление Западной Германии выпу-
стило «Статистический ежегодник за 1952 г.» по образцу
ранее выпускавшихся Имперским статистическим управ-
лением ежегодников (последний за 1941/42 г.). В ежегод-
нике за 1952 г. в разделе «Международные обозрения»
приведены две таблицы по международной торговле,
составленные с нарушением элементарных требований
статистической методологии, способные ввести в заблуж-
дение читателя и явно приукрашивающие современное
положение внешней торговли капиталистических стран.
Западногерманские статистики применили следующий
1 «Вестник статистики», 1953, № 1.
125

прием. На стр. 60 помещена таблица о мировой торговле
за 1900, 1905, 1910—1913, 1921—1938 и 1947—1950 гг.
Приведены абсолютные величины оборота мировой тор-
говли, а также так называемые индексы ценности и
индексы цен с базой 1936 г. При этом абсолютные данные
по 1938 г. включительно даны в млрд. рейхсмарок и пол-
ностью заимствованы из ежегодника за 1941/42 г. В пос-
леднем все данные были приведены, исходя из тогдашнего
официального курса марки, т. е. 2,49 марки за 1 совре-
менный американский доллар. Данные за послевоенные
1947—1950 гг. составители нового ежегодника взяли, по
их объяснению, из статистических публикаций ООН, где
они приведены в американских долларах, и перевели в
западногерманские марки, считая уже 4,2 марки за
1 доллар. В результате подобного приема послевоенные
данные оказались несопоставимыми с довоенными. Так
как данные за 1947—1950 гг. выражены в марках по более
низкому курсу, чем до войны, то эти данные оказались
соответственно завышенными. Чтобы сделать их сопоста-
вимыми с довоенными, надо было бы послевоенные итоги
уменьшить, помножив их на 0,59 (отношение 2,49:4,20).
Этого западногерманские статистики при исчислении
индексов ценности и индексов цен не сделали. В резуль-
тате индексы оказались резко преувеличенными. Так, по
данным ООН, ценность мирового оборота за последние
годы выше данных 1936 г. приблизительно в два с поло-
виной раза, а по ежегоднику получается повышение в че-
тыре с половиной раза. По данным ООН, мировые цены
за последние годы выше довоенных в два с небольшим
раза, а по расчетам составителей ежегодника они оказы-
ваются выше почти в три с половиной раза.
Характерной особенностью русской дореволюционной
статистики урожаев является то, что она собиралась раз-
личными ведомствами и, кроме того, земствами. В свое
время Д. Н. Иванцев 1 сделал доклад Московскому агро-
номическому съезду, где сравнивал три источника: дан-
ные Центрального статистического комитета, Министер-
ства земледелия и земские. По его вычислениям отклоне-
1 Д. Иванцев. К критике русской урожайной статистики
(«Записки РГО», т. XIV, 1915, стр. 138). Автор широко применяет
коэффициент корреляции, как меру совпадения показаний разных
источников.
126

ния вторых от первых выражаются в следующих величи-
нах (в отношении крестьянских земель):
Процент
отклонений
Число
уездов
О 4
1—5 8
6—10 15
11—15 14
16—20 13
21-25 7
26—30 2
Свыше 30 И
Не меньшие отклонения дает и земская статистика:
«Если бы этот громадный процент отклонения,— пишет
Иванцев,— был постоянен, то, внося поправку, еще мыс-
лимо было бы наметить искомые величины. Беда в том,
что в отдельные годы он порывисто колеблется вверх
и вниз» К
Анализируя такие данные, экономист должен прежде
всего выяснить причины расхождения, тогда он может
пользоваться этими относительно правильными числами,
исправляя их, в случае нужды, дальнейшими разумными
расчетами на основе экономических соображений. В рав-
ной мере бывает неправ тот экономист, который слепо
принимает к сведению любые статистические данные, и
тот, кто, увидев неувязку, все на круг признает не заслу-
живающим доверия. При выборе источника следует, по-
вторяем, отдавать предпочтение тому, где первоначальные
статистические данные подверглись меньшей переработке
Так, лучше брать всегда цельные, не разгруппирован-
ные динамические ряды, так как периодизация (т. е. ис-
числение средней для периода) может давать существен-
ные искажения сложившейся тенденции. Буржуазные ста-
тистики здесь могут препарировать ряды так, что вместо
падения получится подъем или наоборот, смотря по тому,
как это будет лучше выглядеть.
Вот пример:
По десятилетиям урожайность пшеницы в США дает
следующий ряд (перевод бушелей с акра в центнеры с га
по коэффициенту 1,4865).
1 Там же, стр. 139.
127

Годы ц era
1900—1909 9,68
1910—1919 9,50
1920—1929 9,41
1930—1939 8,94
т. е. урожайность характеризуется сокращением.
Между тем при группировке по пятилетиям для перио-
да до первой мировой войны получается:
1900—1904 9,24
1905—1909 10,35
1910—1914 9,77
При другой периодизации:
1902—1906 9,78
1907—1911 9,43
1912—1916 9,98
Особые трудности возникают обычно при построении
экономических рядов за длительный период времени.
Здесь часто попадаются расчеты, совершенно неправиль-
ные в силу того, что они основаны на несопоставимых
данных.
Так, в официальном издании Центрального статисти-
ческого комитета Министерства внутренних дел 1 дается
движение численности населения за столетие. При этом
прирост по данным ревизий 1812 и 1815 гг. разложен на
три года (с 1812 до 1815 г.). Между тем прирост образо-
вался главным образом вследствие присоединения к Рос-
сии Царства Польского в 1815 г.
Однако механически выполнять требование, чтобы при
исторических сопоставлениях бралась одна и та же терри-
тория, тоже не всегда возможно. Бывают случаи, когда
сравниваться должны и не одинаковые территории. Возь-
мем прирост населения в России в XVIII—XIX вв. При
Петре I население России считалось 13 млн. В пределах
той же территории к девяностым годам XIX в. было
69 млн. (включая Сибирь), т. е. произошло увеличение в
пять с лишним раз, в то время как за тот же период вре-
мени население Англии увеличилось в 4,4 раза, Франции
1 «Статистический ежегодник России», 1915.
128

в 3,5 раза, даже если не вычитать их земельных приобре-
тений. Но исключать население территорий, присоединен-
ных к России со времени Екатерины II (к концу 80-х го-
дов население этих территорий составляло 44 млн.), будет
не вполне правильно, так как присоединившиеся области
были сильно заселены русскими поселенцами и до при-
соединения. Фактически (насколько — трудно сказать)
прирост населения был больше чем в пять с лишним раз.
Приводим наглядный пример несопоставимости дан-
ных в связи с территориальными изменениями 1.
Выплавка стали в Германии
в меняющихся границах
Годы Тыс. т
1913 18 484
1929 16 064
1934 11886
1935 16 446
1936 19158
1937 19 816
1938 23 208
В 1913 г. здесь участвует выплавка Люксембурга
(1336 тыс. т), Эльзас-Лотарингии (2289 тыс. т), Восточ-
ной Силезии (1010 тыс. т), Саарской области (2080 тыс. т).
Всех этих районов в 1929 г. не было. Увеличение же в
1935 г. связано с присоединением Саарской области.
В вышедшей в 1939 г. «Истории СССР» 2 сказано, что
в 1791 г. наблюдался пассивный торговый баланс. Между
тем и в 1790, и в 1791, и в 1792 гг. баланс был активным.
Недоразумение произошло вследствие того, что таможен-
ная статистика того времени включала в товарный импорт
ввоз драгоценных металлов (монеты и слитки). Паде-
ние же вексельного курса рубля в это время объясня-
лось не пассивностью торгового баланса, а инфляцией.
Авторы не учли несопоставимости данных таможенной
статистики.
Вопрос о сопоставимости тесно связан с термино-
логией. Не обозначаются ли одни и те же понятия раз-
1 Приведен в книге: Т. Р я б у ш к и н. Очерки по экономиче-
ской статистике. М., 1950, стр. 33.
2 «История СССР». М., 1939, стр. 711.
129

ными терминами? Не обозначаются ли разные понятия
одним и тем же термином? Эти вопросы неизбежно дол-
жны вставать там, где сопоставляются статистические дан-
ные разных стран, и там, где сопоставляются данные, от-
носящиеся к разным историческим периодам. При анализе
данных за длительный период времени особенно нужно
следить за тем, не произошло ли изменений в обозначении
прежде всего единиц наблюдения, например «завод»,
«фабрика», «промысел», «мануфактура», «ремесло», «ма-
стерство». В книге М. И. Туган-Барановского «Русская
фабрика в прошлом и настоящем» несомненно имеется пу-
таница в терминологии. «Единицей учета,— как установил
П. Любомиров,— «фабрикой» — оказалось предприятие,
когда оно находилось в одном каком-либо пункте, а также
и тогда, когда в виде нескольких заведений оно размеща-
лось и в разных пунктах, но в пределах одной губернии» К
Мы здесь не упоминаем о цензе для промышленных заве-
дений — вопросе, также имеющем решающее значение для
сопоставимости. Об этом подробно говорилось при изло-
жении ленинской методологии (см. главу II).
Общеизвестна путаница, связанная с определением
понятия профессии, занятия и промысла. Понятие «заня-
тие» до сих пор в буржуазной статистике не имеет точ-
ного, определенного значения и толкуется различно, хотя
этому посвящена огромная литература. И в старой рус-
ской статистике под занятием понимали или действитель-
ную работу в каком-либо промысле и подсчитывали лишь
тех, кто посвятил себя этому промыслу («кормильцы»),
или в смысле источника пропитания, когда подсчитывали
также и членов семьи, живущих за счет действительных
работников («доильцы»). При этом все занятия разнооб-
разны и изменчивы, а сводятся они в грубые категории, не
сопоставимые по разным странам. Русская официальная
статистика наметила в 1897 г. 389 занятий, распределен-
ных на 65 отдельных групп.
Путаница возникает и вследствие того, что одно и то
же лицо причастно к нескольким занятиям.
Во многих случаях ложный вывод вытекает не из
особенностей учета, на основании которого построен
1 П. Любомиров. Очерки по истории русской промышлен-
ности. М., 1947, стр. 53.
130

материал, служащий основанием расчетов, а из недоста-
точной продуманности этого материала.
Приведем пример, из которого легко видеть, каким
образом уточнение первичного учета может привести
к совершенно противоположным выводам.
По официальной статистике Индии территория и насе-
ление, а отсюда и плотность населения представляются в
следующем виде1:
Год
Территория,
тыс. миль
Население,
тыс чел.
Плотность
населения
1881 1383 253897 184
1891 1560 287 223 184
1901 1767 294 361 167
1911 1803 315156 175
1921 1805 318 942 177
По этим данным получается, что плотность населения
упала за сорок лет с 184 до 177 человек на 1 кв. милю.
Между тем показанный прирост населения за первую по-
ловину периода следует отнести не столько за счет реаль-
ного увеличения его, сколько за счет уточнения приемов
учета.
Если выделить особо это «увеличение» численности
населения, получается следующая картина (в млн.):
1 Приведено в книге: N а г a i п. Population of India. Л агор а,
1925; стр. 177, округленно.
131

Если исключить мнимый прирост численности населе-
ния, полученный вследствие уточнения методов учета, и
прибавить присоединенную территорию, получается сле-
дующий расчет:
Год
Население,
млн. чел.
Плотность
на 1 милю
1872 265,1 147
1881 268,1 149
1891 292,4 162
1901 296,5 164
1911 315,2 175
1921 318,9 177
Плотность населения обнаруживает в этом случае при-
рост за сорок лет с 149 до 177 чел. Вывод получился обрат-
ный тому, который был сделан первоначально.
Но особенно валено то, что за полвека население (как
и плотность) Индии увеличилось на 20%. Такой ничтож-
ный процент прироста связан с огромной смертностью в
условиях колониального режима.
В свое время (в 40-х годах прошлого века) А. Кетле
допустил характерную ошибку. Сопоставив белое и не-
вольничье население острова Св. Креста, принадлежащего
Дании, он пришел к выводу, что смертность белого насе-
ления больше смертности негритянского населения. Этот
факт долгое время не могли понять. Лишь путем рассмот-
рения источников, на которые опирался Кетле, удалось
обнаружить его ошибку. Она заключалась в следующем.
Кетле пользовался официальными списками негритянского
населения, составленными для фискальных целей. Но в
эти списки вносились только лица старше 1 года. Так как
смертность детей до года весьма значительна, становится
понятным, почему у белых смертность оказалась выше:
здесь учитывались все возрасты. Базы были несопоста-
вимы.
Число разводов в штате Невада в сотни раз больше,
чем в других местах США. Это объясняется особенностя-
ми законодательства этого штата, в силу которого ра-
сторгнуть брак здесь гораздо легче, чем в других штатах.
Громадное число разводов падает на приезжих, специаль-
но прибывающих сюда для этой цели.
Большая смертность на южном побережье Франции
объясняется наплывом чахоточных. Эти показатели резко
132

изменятся, если разводы в первом случае и смертность
во втором относить не к наличному, а к постоянному
населению.
Что кажется проще показателя «городское» и «сель-
ское» население. Между тем и здесь мы сталкиваемся
часто с неясностями и недоразумениями. По переписи
1897 г. городское население России составляло 17 млн.
человек, или 13,4%. Но сами авторы переписи признают,
что понятие «город» у них было суженное. В империи
насчитывалось 6376 поселений, в которых было от 2
до 41 тыс. жителей (в том числе Ижевский завод). Но
они не считались городами, и их население в 23,2 млн.*
было причислено к сельскому.
Вопрос о том, насколько увеличилось городское насе-
ление между переписью 1897 и 1917 гг., решить доволь-
но трудно. Во всяком случае данные, публикуемые в
«Статистических ежегодниках» Центрального статистиче-
ского комитета, для этих целей непригодны по той же са-
мой причине — неопределенности понятия «городское на-
селение». По этим данным городское население империи
составляло в 1911 г. 22,7 млн., т. е. прирост сравнитель-
но с 1897 г. составляет 35%. Насколько мало правдопо-
добны данные ежегодников, видно хотя бы из того, что в
1905 г. ежегодники определяли городское население в
18,4 млн., что составляет ежегодный прирост около 1%,
в то время как общий прирост населения по стране они
же считали 1,5%, а города и до 1897 г. росли вдвое
быстрее сел. Попытки улучшения учета городского насе-
ления после 1906 г. были, но и они мало к чему привели.
В изданиях «Города России» и «Водоснабжение в городах
России» приведены сведения о числе жителей в поселени-
ях, имеющих свыше 10 тыс. жителей, за 1904 и 1910 гг.
Как добывали данные губернские статистические комите-
ты, неизвестно, но и эти данные были раскритикованы2.
Многие несообразности бросаются в глаза. В Новочер-
касске показано в 1904 г. 31 354 жителя, а в 1897 г. их
1 «Первая всеобщая перепись населения Российской империи
1897 г. Под ред. Н. А. Тройницкого. Общий свод по империи резуль-
татов разработки данных первой всеобщей переписи населения,
произведенной 28 января 1897 года», т. I, СПб., 1905, стр. V; ошибки
исправлены.
2 См. В. Семенов. Город и деревня в Европейской России.
СПб., 1910.
133

было 51 963. В Сормове в 1904 г. показано 31 тыс., а в
1910 г. 15 тыс., в Казани 161,5 тыс. и 43,7 тыс.
Если из всех имеющихся разноречивых источников
взять наибольшую из встречающихся численностей город-
ского населения, то для 1910 г. получается приблизитель-
но 28 млн. Однако эта величина является несопоставимой
с данными 1897 г. Перепись 1897 г. не знала, как уже ука-
зывалось, понятия городского в собственном смысле насе-
ления. Ею подсчитывались не экономические, а админи-
стративные центры. Из-за этого в число городов не попали
многие города и, наоборот, попали обыкновенные села с
земледельческим населением. В. Семенов сделал само-
стоятельный пересчет «истинных» городов. Признаком
города он взял размеры торгово-промышленного обо-
рота, приходящегося в среднем на одного жителя. Вслед-
ствие этого ему пришлось выбросить 227 считавшихся
официально городами и включить 476 населенных пунк-
тов, бывших городами в экономическом смысле. В ре-
зультате такого пересчета он получил для разобранной
им части территории 16,3 млн. городских жителей, что на
11 % оказалось больше официальной численности. Рас-
пространив поправку на все городское население, он оп-
ределил городское население для 1897 г. в 19 млн. Таким
образом, весьма округленно можно полагать, что прирост
городского населения за 14 лет после переписи составил
приблизительно 50%, а перед первой мировой войной
численность городского населения составила кругло
30 млн., т. е. около 20% населения России.
В США понятие «сельское» население много раз изме-
нялось. Первоначально цензы считали сельским населени-
ем жителей за пределами поселений в 1000 человек и бо-
лее. С 1900 г. поселения в 2500 человек и более стали
считать городами и соответственно пересчитали резуль-
таты цензов 1900, 1890 и 1880 гг. В 1920 г. ввели понятие
«фермерское» население — все живущие на фермах. Но
многие живущие на фермах не занимаются сельским хо-
зяйством в собственном смысле. Поэтому в 1930 г. было
введено новое уточнение и соответственно были пересчи-
таны данные 1920 г. Помимо фермерского населения,
цензы теперь отдельно учитывают население сельских по-
селений, не занятое сельским хозяйством.
ш

Когда мы оперируем с какими-либо данными, важно
еще обращать внимание на время года, к которому они
относятся. Дело в том, что капиталистическому хозяйству
особенно свойственны сезонные колебания, которые свя-
заны в области производства с разрывом между време-
нем производства и рабочим временем, в области торгов-
ли — отчасти с сезонностью в производстве, отчасти с
сезонностью спроса. Так, размеры безработицы во всех
странах всегда окажутся меньшими осенью (строитель-
ство) и наибольшими зимой. Поэтому, оперируя с данны-
ми о числе безработных, необходимо устанавливать, к ка-
кому времени года они относятся.
При этом сезонность вовсе не является устойчивой.
Сезонная волна меняется. Так, индекс физического объема
продукции Англии, вычисленный по кварталам, показы-
вает, что в одни периоды индекс за первый квартал выше
последнего, в другие — наоборот. Наблюдается летнее
снижение производства по ряду производств, но весен-
ний подъем автомобильного производства (в связи с ве-
сенним спросом) и т. д.
Максимум сбыта в американских универсальных ма-
газинах падает на декабрь, но этот же месяц служит
минимумом для оптового сбыта и для железнодорожных
погрузок. Для строительных контрактов и банковских
приходов минимумом является февраль, а в обрабаты-
вающей промышленности он часто бывает максимумом.
Некоторые индексы «очищаются» от сезонных влия-
ний, другие нет. Поэтому важно устанавливать каждый
раз — как построен данный индекс в отношении элимини-
рования сезонных волн. С другой стороны, само «очище-
ние», будучи механической операцией, может привести к
искажениям, так как оно обязательно предполагает ти-
пичную, т. е. устойчивую, сезонность, а последняя часто,
как мы указывали, бывает изменчива.
Во многих случаях кажущаяся сезонность возникает из-за осо-
бых условий.
Вот пример:
Одним из показателей движения рождаемости некоторые считают
отношение числа детей живорожденных в браке к числу заключен-
ных браков. По Петербургу в 1909 г. * этот показатель составил 4,05.
1 «Предварительный свод статистических данных по С.-Петер-
бургу за 1909 г.». СПб., 1910.
135

Но, будучи взят по месяцам, этот показатель дает фантастическую и
непонятную на первый взгляд сезонность:
Январь .... 1,49
Февраль . . .22,40
Март 70,08
Апрель .... 1,78
Май ..... 2,91
Июнь 13,14
Июль . . . 33,99
Август . . . 7,15
Сентябрь . . 3,92
Октябрь . . . 3,93
Ноябрь . . . 4,00
Декабрь . . .43,93
Указанная здесь периодичность повторяется и по другим годам
с поразительной регулярностью. Чем объясняется эта «сезонность»?
Плохим показателем. Дело в том, что в числе живорожденных ника-
ких колебаний нет. Вопреки мнению Кетле («человек плодится во
всякое время года, но преимущественно в конце весны и в конце
осени, а менее всего летом и зимой»), помесячная рождаемость в
Петербурге круглый год почти одинаковая. В том же 1909 г. каж-
дый месяц в Петербурге было 3 тыс. рождений с ничтожной ампли-
тудой колебаний. Все заключается в изменчивости знаменателя: чис-
ло заключенных браков резко колеблется (от 47 в марте до 2440 в
январе). Эта колеблемость была связана с религиозными постами.
Главное и второстепенное
Подвергнув предварительной логической проверке
материал таблицы, можно далее приступить к ее ана-
лизу.
В отношении арифметической правильности итогов мы
исходим здесь из предположений, что с внешней (ариф-
метической) стороны таблица должна быть безукориз-
ненна.
Анализ таблицы заключается, во-первых, в непосред-
ственном чтении имеющихся в таблице чисел, во-вторых,
в обработке этих чисел для последующего изучения и,
в-третьих, в обобщениях, выводах и построении логиче-
ских ассоциаций, связанных с нашими политико-эконо-
мическими представлениями.
Рассмотрим сначала случаи, где анализ таблицы не
идет далее простого ее чтения.
Чтение таблицы заключается в перечислении чисел,
соответствующих определенным графам и строчкам при
их логическом сопоставлении.
Но перечислять числа следует не подряд, а в опреде-
ленной логической последовательности. Читая, мы одно-
временно сопоставляем числа, отмечаем в уме изменения,
отношения и связи между явлениями. Мы одновременно
136

делаем выводы о характере этих явлений, об их динами-
ке, о качественных и количественных переменах во време-
ни. Чтение и анализ происходят одновременно; при этом
чтение горизонтальных строк не должно сливаться с чте-
нием вертикальных граф. Это два направления анализа,
анализ в двух разрезах.
При анализе таблиц следует идти от общего к част-
ному, а не наоборот.
Начинать нужно с анализа итоговых граф, общих
данных, затем переходить к частным графам и числам.
Тогда частные подробности предстанут в свете общего
смысла рассматриваемого явления.
Следуя правилу «от общего к частному», нужно строго
придерживаться последовательности в чтении чисел,
углубляя анализ по мере продвижения. Особое значение
при этом приобретает выбор этой последовательности.
Задача заключается в том, чтобы правильно расста-
вить факты, выбрать основное, отодвинуть на второй
план второстепенное, показать в первую очередь главные
движущие силы и лишь во вторую очередь зависимые
факты. Давая очерк развития капитализма в России,
было бы неправильно начинать с характеристики госу-
дарственных финансов, хотя сами по себе факты и в этой
области очень характерны и могут добавить немаловаж-
ные штрихи в такой очерк.
Так, движение основных групп налогов Российской
империи за период с 1800 по 1914 г. эволюционировало в
следующем направлении. Важнейшей статьей доходной
части государственного бюджета были поступления сна-
чала от питейного дохода, а затем от винной монополии.
Подати, оброки и земельные налоги, которые в начале
XIX в. занимали первенствующее положение, с середины
70-х годов находились на стационарном уровне, если даже
к ним присоединить выкупные платежи. С 60-х годов
сильно растут таможенный и промысловый налоги. С са-
мого конца XIX в. начинает развиваться налог с доходов
от денежных капиталов, роль которых, впрочем, до конца
периода остается небольшой. Это все верно, интересно и
важно, но не с этого надо начинать.
Вот другой пример. Допустим, мы изучаем период
реакции после революции 1905—1907 гг. Берем, скажем,
данные о доходах церквей, потреблении водки и пр.
137

и далее начинаем строить рассуждения по поводу этих
данных. Вообще говоря, эти показатели характерны, но
их роль должна быть вспомогательной. Место их второ-
степенное по сравнению с данными о спаде обществен-
ного движения, об административных действиях цар-
ского правительства, о политических судах, о безра-
ботице и т. д.
Для характеристики той же эпохи и последующего
нового революционного подъема В. И. Ленин приводит
не частности, а главнейшие показатели ].
Или вот еще пример. Мы желаем показать низкий
жизненный уровень дореволюционного крестьянства.
Вместо того чтобы привести массовый статистический
материал по земским бюджетам, который в изобилии на-
печатан в земских статистических сборниках, мы берем
частное свидетельство, например, вроде следующего.
В «Вестнике русской конницы» (1910) полковник Багра-
тион сообщает, что из 360 опрошенных им новобранцев
114 чел. в первый раз ели мясо только после поступления
на военную службу. Конечно, факт характерный, яркий и
убедительный. Но это частность, к которой следует обра-
щаться, как к иллюстрации, а доказывать надо не иллю-
страциями, а основными (общими) показателями. Опи-
раясь на приведенный факт, нельзя делать заключений,
имеющих значение исторических выводов. Такие факты
могут только помочь сделать выводы, т. е. помогают дока-
зательству и служат дополнительным материалом для
обобщений.
Допустим, мы изучаем классовую структуру и аг-
рарные отношения в США в эпоху до гражданской
войны.
Прежде всего мы отделим Север от рабовладельческо-
го Юга и будем рассматривать их порознь. Затем мы уста-
новим, что далеко не все белое население Юга жило за
счет рабского труда негров. Из числа 9 млн. белых только
0,5 млн. были рабовладельцами. Но из этих 0,5 млн. чело-
век большинство владело 2—4 рабами, а около 10 тыс.,
владевших более чем 100 рабами каждый, и были круп-
ными аграриями, настоящими хозяевами страны. Желая,
далее, более подробно исследовать состав рабовладельцев,
1 См. В. И. Ленин. Соч., т. 19, стр. 485.
138

привлекаем данные об их распределении по числу рабов
в 1850 г.1
С 1 рабом ... 68 820
2—5 105 683
6—10 .... 80765
11—20 .... 54595
51—100 .... 6196
101—200 .... 1 479
201—300 .... 187
301—500 .... 56
501—1000 .... 9
1001 и более . . 2
Но в этой группировке взято только 317 тыс. рабовла-
дельцев (у них 3200 тыс. негров), а всех их было, как мы
указывали, около 0,5 млн. Ясно, что абсолютные числен-
ности нам здесь поэтому не нужны (уже не говоря о
«точности» до 1 чел.).
Проанализировав состав рабовладельцев, мы, однако,
не сможем на основании его разнородности делать заклю-
чение о противоречивости интересов этих разных групп.
С точки зрения аграрных отношений ясно, что все рабо-
владельцы выступали единым фронтом, на что указывает
и вооруженная и политическая борьба Севера с Югом.
Таким образом, с точки зрения общих аналитических за-
дач, групповой анализ мало что дает, отвлекая нас от
основного пути. Вместо этого мы должны были бы обра-
титься к гораздо более важному вопросу о положении
белых фермеров нерабовладельцев и их взаимоотноше-
ниях с финансовым капиталом. Среди миллионов амери-
канцев — жителей того же Юга — было много мелких
фермеров, арендаторов, батраков и т. д. Выяснение их
позиции по отношению к крупному землевладению гораз-
до важнее и во всяком случае первоочереднее, чем тот
кропотливый анализ, к которому мы прибегли. Поэтому
вместо группировки по числу рабов следовало бы брать
группировку по землевладению.
Возьмем примеры, где экономический анализ сразу уво-
дит нас за пределы представленных данных и где толко-
вание фактов требует привлечения дополнительных све-
дений.
Общие статистические сборники по дофашистской
Германии дают товарность сельского хозяйства ниже, чем
в США. Обращаемся к данным об отраслевой структуре
1 А. В i m b a. The History of American Working Class. N. Y., 1934,
стр. 124.
139

сельского хозяйства. Может быть, именно различием в
направлении хозяйства следует объяснить эту разницу?
Но данные об отраслевой структуре ничего не объясняют:
доля растениеводства в общей стоимости сельскохозяй-
ственной продукции и в США и в Германии одинакова
(40%). Тогда мы сравниваем самые полевые культуры и
легко обнаруживаем, что существенное различие вносит
хлопок, который не производится в Германии. Но если
мы исключим хлопок (который, как известно, весь идет
на рынок), то все-таки разница в товарности остается
значительной. Очевидно, объяснения нужно искать в
другом.
Обращаемся к данным о размерах землевладения. По
сельскохозяйственной переписи 1930 г. в США было мел-
ких хозяйств с площадью участка:
до 4 га 5,7%
от 4 до 20 га ... . 31,7%
Всего ... 37,4%
В Германии же по переписи 1933 г. было хозяйств с
площадью участка:
от 0,5 до 5 га . . . . 53,2%
от 5 до 20 » . . . . 35,2%
Всего ... . 88,4%
Более низкая товарность сельского хозяйства Герма-
нии связана с большей долей мелких и мельчайших кре-
стьянских хозяйств, где, естественно, сильнее элементы
натурального хозяйства. Анализ при этом только начи-
нается. Возникает необходимость выяснения причин раз-
личия в размерах участков и т. д.
Анализируя таблицу, мы прежде всего стремимся объ-
яснить приведенные в ней факты с позиции сложившихся
у нас политико-экономических представлений. Заключе-
ние по поводу данных, помещенных в таблице, должно
укладываться в определенные законы, которые нам даны
политической экономией.
140

Приведем пример.
В книге Ю. Кучинского «История условий труда в
США» (1948) 1 приведена следующая таблица:
Темпы прироста производства и производи-
тельности в США (в процентах к уровню
за предыдущий период)
Вопрос: Почему темп роста производительности обго-
няет темп роста производства?
Ответ: Потому что, в отличие от XIX столетия, когда
увеличение производства прибавочной стоимости достига-
лось удлинением рабочего дня, в XX столетии увеличение
производства относительной прибавочной стоимости до-
стигалось путем роста производительности и интенсив-
ности труда.
Во многих случаях объяснение факта связано с догадками, кото-
рые не сразу придут в голову и которые нуждаются в последующей
проверке. Вот примеры.
Курс русского рубля в 80-х годах испытывал большие колеба-
ния на иностранных рынках, хотя рубль был относительно хорошо
обеспечен. По мановению чьей-то дирижерской палочки предложение
рубля на биржах уменьшалось, когда начиналась кампания хлебного
вывоза, рубль дорожал, уменьшалась выручка за хлеб в рублях, и
разница попадала в руки биржевых дельцов. Когда же начинались
закупки русских экспортеров за границей, предложение рублей на
бирже возрастало, рубль падал в цене, товары дорожали, миллионы
русской валюты оставались за границей. Оказывается, дворянская
знать и купцы, прожигая жизнь за границей, в сезон оставляли там
до 50 млн. руб., которые и попадали в руки биржевых дельцов.
Характерное объяснение получает особенность движения вкладов
в сберегательных кассах дореволюционной России (см. рис. 1). Кри-
вая вкладов показывает резкое падение к концу 1905 г. Ясно, что
1 Следует отметить, что в этой книге, содержащей богатый фак-
тический материал, автор не всегда достаточно критически подходит
к опубликованным в США статистическим данным, особенно в
той части, где речь идет о численности безработных.
141

здесь сказались революционные события, но более обстоятельны?
изыскания приведут к непосредственной причине — манифесту Со-
вета рабочих депутатов, где был призыв брать вклады из сберега-
тельных касс, чтобы лишать царское правительство этой финансовой
поддержки.
Значительно труднее объяснить сезонную волну в движении вкла-
дов (рис. 2), которая присутствует, между прочим, и в движении на-
ших советских вкладов, правда, в ничтожных размерах.
Рис. 1. Динамика остатков вкладов в сберега-
тельных кассах с 1897 по 1913 г.
Зачастую экономист делается жертвой поверхностного
анализа таблиц вследствие неумения отделить сущест-
венное от несущественного.
Так, если взять данные об урожайности по годам за
длительный период времени в России и данные о числе
пожаров за те же годы, можно сразу обнаружить тесней-
шую связь между обоими явлениями: в неурожайные
годы число пожаров увеличивалось. Нелепый вывод, ко-
торый напрашивается из такого сопоставления — это за-
висимость пожаров от урожайности. Однако достаточно
привлечь к рассмотрению данные о количестве осадков
по этим годам, чтобы сразу же установить, что и увели-
чение пожаров и неурожаи наблюдались в засушливые
142

годы и, следовательно, и то й другое явление связано
с третьим фактором.
Если взять старую больничную статистику, можно ви-
деть, что наибольший процент смерти от родов наблю-
Рис. 2. Сезонное колебание вкладов в сберегательных кассах
за 1908—1913 гг.
дался в тех случаях, когда сельское население обраща-
лось к врачу. Из такого сопоставления вытекает нелепый
вывод, что обращение к врачу повышает опасность смер-
ти от родов. Между тем в прежнее время рожали обычно
без врачебной помощи и к последней прибегали лишь в
случае трудных родов. Если принять в расчет несопоста-
вимость данных о родах без участия врача с данными
143

о родах при участии врача, указанного «вывода» не
получится.
Если сопоставлять данные о ценах на квартиру в доре-
волюционной России с размерами квартир, то окажется,
что связь здесь прямая: чем больше квартира, тем и цена
выше. Между тем, если принять в расчет число жильцов
на единицу площади, связь получится обратная: чем мень-
ше приходилось площади на жильца, тем выше была квар-
тирная плата. Из расчета на эту единицу площади самая
высокая плата была за «углы» и самая низкая — за
дворцы.
Допустим площадь роскошной квартиры 300 м2 жилой
площади. За нее богатый арендатор платил, скажем,
300 руб. в месяц, т. е. 1 руб. за 1 м. Предположим теперь,
что та же площадь рабочей казармы сдается под углы и
на ней живет 150 человек, каждый из которых платит
10 руб. в месяц. За метр получается 5 руб. Поэтому «до-
ходные» дома в капиталистическом мире — это казармы
для рабочих. Здесь полная аналогия с арендной платой за
землю1.
Эмпирически найденные путем механического сопо-
ставления связи иногда поражают своей неожиданностью
и подчас с трудом поддаются объяснению.
Например, в условиях русского рынка в старое время
было с несомненностью установлено, что цены на мясо
не стоят в соответствии с себестоимостью этого продукта,
а находятся в прямой зависимости от урожая кормовых
средств и, следовательно, в обратной зависимости от цен
на корма, т. е. от издержек производства! Это объясняет-
ся тем, что крестьянин увеличивал количество скота при
обилии кормовых запасов и их дешевизне и часто про-
давал свою скотину за бесценок в годы бескормицы.
Не менее характерна в этом отношении вскрытая рус-
ской земской статистикой обратная связь высоты зара-
ботной платы и цен на хлеб, объяснявшаяся тем, что в
неурожайные годы увеличивалось предложение рабочих
рук.
Известен также случай с английскими точильщиками
в Шеффильде. В середине прошлого столетия в литера-
туре было обращено внимание на сравнительно весьма
1 См. В. И. Лени н. Соч., т. 3, стр. 58.
144

малую величину их средней продолжительности жизни.
Вскрытие трупов умерших показало, что их легкие совер-
шенно забиты железной пылью, они черного цвета, а ткань
их похожа на гумиластик. Это наблюдалось у всех то-
чильщиков. Но многочисленные наблюдения показыва-
ли, что средняя продолжительность жизни связана весьма
устойчиво с характером изделий, которые вырабатывали
точильщики:
точильщики серпов 38 лет
» кос 35 »
» бритв 31 год и т. д.
Оказалось, что эта связь объясняется технологией про-
изводства. Некоторые операции не позволяют смачивать
точильный камень (влажный не годится, например, для
закругления спинки бритвы) и рабочий глотает больше
пыли.
Другие примеры:
В начале 1876 г. в Баку действовало не больше
30—40 буровых колодцев. Через три года, в 1880 г., их
оказалось 350. Так ли это? Да, так, объяснение этого
скачка следует искать в отмене акциза на нефть.
Возьмем дальше многолетние данные о производи-
тельности труда в нефтяной промышленности старой Рос-
сии. Вот эти данные:
Добыча бакинской нефти на одного рабочего
в год
Год Тыс. пуд. Год Тыс. пуд.
1902 29,2 1910 20,6
1903 25,5 1911 20,6
1904 25,2 1912 20,0
1905 14,4 1913 16,4
1906 17,2 1914 14,8
1907 14,0 1915 14,8
1908 17,6 1916 14,9
1909 21,5 1917 12,7
Производительность труда, как видим, за пятнадцать
лет явно снижалась. Почему *?
Русская нефтяная промышленность была целиком в
руках монополий. Перед империалистической войной
1 См. В. И. Ленин. Соч., т. 3, стр. 429; т. 5, стр. 75;
И. В. Сталин. Соч., т. 2, стр. 174—175.
145

1914—1918 гг. 86% акционерных капиталов русской неф-
тяной промышленности находилось в руках трех монопо-
лий, причем большая доля принадлежала иностранному
капиталу. Когда рынок захвачен монополиями и уста-
новлена монопольная цена, нефтепромышленники не за-
интересованы в техническом прогрессе, они хищнически
эксплуатируют наиболее богатые месторождения, в пер-
вую очередь источники, дающие дешевую фонтанную
нефть, которые в дальнейшем оказываются быстро исчер-
панными. Если бы не увеличение энерговооруженности
труда (в 1900 г. было 2,3 л. с. на 1 рабочего, а в 1911 г.—
4 л. с), падение производительности труда при хищниче-
ской эксплуатации было бы еще значительнее1.
Политика цен, иногда попросту отдельные правитель-
ственные мероприятия, о которых можно подчас только
догадываться,— вот причины, которые могут оказать
непосредственное конъюнктурное влияние на движение
экономических уровней.
Во время первой мировой войны (в 1916 г.) в России
наблюдалась непонятная на первый взгляд картина: по-
севы в ближайших к железной дороге районах сократи-
лись, а посевы в отдаленных от железной дороги районах
расширились. Расшифровать эту загадку можно только
при условии, если подвергнуть анализу систему установ-
ленных в то время твердых цен. Эти цены были перво-
начально установлены франкостанция, потом введены
надбавки на подвоз на расстояние свыше 20 верст (впо-
следствии твердые цены были введены франкоамбар).
Вот еще один довольно древний пример. В начале
прошлого столетия во Франции было 1320 тыс. крестьян-
ских домов с тремя отверстиями (дверь и два окна),
1817 — с двумя (дверь и окно), 346 тыс.— только с
дверью, без окон. Среди этих домов было много камен-
ных, принадлежавших зажиточным крестьянам. Чем объ-
ясняется такой тип построек? Объяснение, очевидно, надо
искать в налоге на двери и окна.
Из этих примеров можно видеть, что экономический
анализ связывается прежде всего с нашими общими эко-
1 Подробно об этом см. П. А. Хромо в. Экономическое раз-
витие России в XIX—XX веках. М„ 1950, а также С. М. Лисичкин.
Очерки по истории развития отечественной нефтяной промышленно-
сти, М., 1954.
146

номическими представлениями, и поэтому эмпирические
поиски здесь имеют чисто вспомогательное значение.
Именно суждения, опирающиеся на теоретические основы
экономической науки, и составляют содержание эконо-
мического анализа; фактическая же опора служит для
их конкретного выражения.
Политико-экономическое рассуждение приходит на
помощь и при самом беглом ознакомлении с данными
буржуазной статистики, в тех случаях, когда эти данные
навязывают нам непосредственное заключение, стоящее
в явном и кричащем противоречии с нашими общими пред-
ставлениями. По данным французской сельскохозяйствен-
ной переписи, опубликованным Международным сельско-
хозяйственным институтом \ получается, что средний раз-
мер испольного хозяйства больше, чем средний размер
фермерского хозяйства.
Число
хозяйств
П лошадь,
га
Собственники 2 729 27 674
Фермеры 728 13 878
Испольщики 199 4654
Очевидно, что при группировке официальная стати-
стика отнесла к «фермерам» не только капиталистические
фермы, но и парцеллярные хозяйства («голодная арен-
да») по тому формальному признаку, что они арендуют
землю за деньги. Иначе это противоречие объяснить нельзя.
Американский ценз 1939 г., в отличие от предыдущих
цензов, дает подробную группировку промышленных
предприятий по числу рабочих.
Приведем часть данных, относящихся к текстильной
промышленности.
Группы пред-
приятий по
числу рабочих
Продукция
нетто, тыс.
долл.
Число рабочих
Производи-
тельность
труда, долл.
1—5 6 202 1838 3 374
51—100 131179 70 452 1862
501—1000 348 611 218 542 1595
На первый взгляд такая таблица вызывает недоуме-
ние: производительность труда в мелких предприятиях
1 «Bulletin de 1'Ir.stitut International d'Agriculture a Rome»,
1937, № 36.
147

оказывается вдвое выше, чем в крупных! Как получен
такой результат? Ответ напрашивается сам собой: цензы
не включили в число наемных рабочих надомников. По-
этому продукция отнесена на меньшее число рабочих, чем
их имеется в действительности.
Часты случаи, когда ряды статистических показате-
лей на первый взгляд показывают элементы развития,
а на самом деле эти показатели являются признаками
упадка.
Приведем примеры.
Вот данные о напряженности грузооборота в США !.
1937 г. 1947 г. 1949 г.
Длина ж.-д. сети (км). . 383 890 363 399 361315
Грузооборот (млрд. т-км) 529,7 960,5 772,5
Получается явно выраженная картина некоторого
роста грузонапряженности — признак, показывающий
улучшение работы железных дорог и более полную их
загрузку.
Что касается сокращения сети железных дорог, то оно
объясняется конкуренцией автотранспорта, вытесняющего
железнодорожные перевозки на близкие расстояния. Рост
же грузооборота объясняется в первую очередь ростом
военного производства и связанных с ним отраслей про-
мышленности и соответственным ростом перевозок. Но
вместе с тем существенную роль при этом играет и уве-
личение числа встречных и кружных перевозок, которые
диктуются монополиями и конкуренцией железнодорож-
ных кампаний. Владельцу груза, быть может, гораздо
выгоднее перевезти товар из пункта А непосредственно в
пункт Б, но он зависит от монополии, контролирующей
направление кружным путем, через пункт С, причем
железные дороги зачастую перевозят груз по кружным
путям, лишь бы вести по линиям своей дороги.
Когда перед второй мировой войной общая сумма за-
долженности фермерства сокращалась2, американские
1 «Экономика капиталистических стран после второй мировой
войны». М., 1953, стр. 101 и 103.
2 См., напр.: Н. Larcen. Distribution by lender groups of
farm-mortgage and real estate holdings. US Departement of Agricul-
ture, Bureau of Agricultural Economics, Вашингтон, 1945, или
«Yearbook of Agriculture», 1940, глава «Agriculture Credit».
148

экономисты провозглашали начало освобождения фер-
мерства от банковских пут. Но достаточно посмотреть на
движение числа ферм, чтобы сразу увидеть в этих данных
совсем другую картину: глобальная ипотечная задолжен-
ность сокращалась потому, что уменьшалось число ферм,
закладывающих участки в банке, а сокращалось оно по-
тому, что, будучи описываемы за долги, фермеры разоря-
лись. С 1935 по 1950 г. исчезло 1,5 млн. ферм. Таким
образом, сокращение общей суммы задолженности
говорит не о том, что кажется на первый взгляд, а об
обратном — об углублении зависимости американского
фермерства от финансового капитала.
После войны американские источники показывают
увеличение ипотечной задолженности 1:
1940 г. 6 586 млн. долл.
1946 г. 4 760 » »
1953 г. 7140 » »
Экономисты из Министерства земледелия США и здесь
говорят об оживлении в экономике сельского хозяйства.
Однако дело в том, что задолженность дается в текущих
ценах в условиях «медленной инфляции». В результате
данные являются преувеличенными.
Сокращается не только число ферм заложенных, со-
кращается число ферм вообще2:
Год
Число ферм,
тыс.
1935 6 812
1940 6097
1945 5 859
1950 5 379
Возьмите, наконец, движение мелких ферм. Парцель-
ные фермы (размером до 1,2 га) показывают следующее
движение8:
Год
Число ферм,
тыс.
1935 36
1940 36
1945 99
1 «Federal Reserve Bulletin», август 1953 г., стр. 831.
2 «Экономика капиталистических стран после второй мировой
войны», стр. 126.
8 Там же. См, также «Вопросы экономики», 1949, № 5, стр. 86.
149

Следует ли отсюда вывод о живучести мелкого хозяй-
ства при капитализме? Совсем не следует по той простой
причине, что эти парцельные хозяйства — вовсе не фер-
мы, т. е. не сельскохозяйственные предприятия. Это
усадьбы служащих или рабочей аристократии — обычная
форма укрепления тех слоев, которые служат опорой
предпринимателей. Настоящие фермы, т. е. хозяйства,
получающие основной доход от полеводства и других от-
раслей хозяйства, не только не проявляют живучести, но
в значительной массе обречены на гибель. Изредка про-
изводимые специальные исследования в отдельных шта-
тах целиком подтверждают этот непреложный факт. Да-
же в условиях благоприятной конъюнктуры половина мел-
ких ферм размером менее 20 га сводит бюджет с ог-
ромным дефицитом, треть — размером до 30 га — также
ежегодно оказываются безусловно обреченными на ра-
зорение.
Значительная часть остальных ферм влачит неустой-
чивое существование, находясь в состоянии постоянного
опасения, что их опишут за долги. По размерам земли
фермы распределяются следующим образом:
Размер
в акрах
Пропент
дефицитных
ферм
40 52,0
60 70,0
80 80,7
100 78,3
120 85,0
160 92,0
Разумеется, и эти данные1 приукрашивают действи-
тельность.
Вскрытие и устранение противоречий
Данные, помещенные в статистической таблице, эконо-
мист должен воспринимать критически по существу. Если
эти данные противоречат его привычным теоретическим
представлениям, экономист должен прежде всего вду-
маться в методологию, к которой прибегал составитель
таблицы, а лишь после всесторонней проверки таблицы
1 См. «Journal of the American Statistical Association», 1953, авг.
160

с этой стороны ставить вопрос о том, действительно ли
противоречат факты теории. Бывают случаи, когда ариф-
метически безупречные таблицы содержат в себе
бросающиеся в глаза противоречия, причины которых
можно вскрывать лишь тщательным расчетом. Приведем
ряд примеров из демографии — отрасли, особенно засо-
ренной огульными средними.
Возьмем опубликованные в журнале Американской
статистической ассоциации * следующие данные о возра-
сте рожениц.
Средний возраст матерей в США
Вторая и четвертая графы приведенной таблицы пока-
зывают, сколько в среднем лет проходит между рожде-
нием первого и второго ребенка, второго и третьего и т. д.
Здесь заметно характерное ускорение (сокращение про-
межутка времени между родами).
Для каждого порядка рождения (первый, второй
и т. д.) изменения за десятилетие незначительны, но для
рождаемости в целом разность в возрасте получается в
целый год.
1 «Journal of the American Statistical Association», 1940, декабрь,
стр. 600 (дополнено исчисленными разностями).
W

Это «омоложение» материнства в США нереально.
Здесь оказывает решительное влияние повышение удель-
ного веса первых и вторых родов в общем числе рожде-
ний. Рождаемость при этом резко упала: в 1921 г. первых
родов было менее 3% ко всему числу родов, в 1937 г.—
около 4%. Число же третьих, четвертых и далее родов
с 1920 по 1940 г. непрерывно падает, а число первых
и вторых родов после 1933 г. начало относительно
увеличиваться.
Общее падение рождаемости в США можно видеть
из следующих официальных данных 1.
Год
Число
родипшмх-
ся на 1000
жителей
Год
Число
родивших-
ся на 1000
жителей
Год
Число
родивших-
ся на 1000
жителей
Год
Число
родивших-
ся на 1000
жителей
1871—1875 37,0 1919 22,3 1927 20,6 1935 16,9
1896—1900 29,8 1920 23,7 1928 19,8 1936 16,8
1907 27,7 1921 24,2 1929 18,9 1937 17,1
1915 25,1 1922 22,3 1930 18,6 1938 17,6
1916 25,0 1923 22,2 1931 17,7 1939 17,3
1917 24,7 1924 22,4 1932 17,3 1940 17,9
1918 24,6 1925 21,5 1933 16,6 1941 18,8
1926 20,7 1934 17,2 1942 20,9
Причины уменьшения среднего возраста матерей оста-
ются неизвестными до тех пор, пока мы не обращаемся
к материалам, лежащим за пределами приведенной
в первом случае таблицы.
Отсюда важный вывод: если таблица обходит вопросы
о структуре изучаемого массового явления, то следует об-
ратиться к соответствующим данным об этой структуре,
посмотреть, подтверждают ли они конечные выводы, выте-
кающие из таблицы, если этих данных нет, то нет основа-
ний доверять и таблице.
Вскрыв противоречие в таблице, экономист должен пы-
таться представить данные в таком виде, чтобы было ясно,
вследствие чего противоречия появились и при каких об-
стоятельствах они исчезают.
Когда мы оперируем средними величинами в области
капиталистической экономики, мы должны прежде всего
непрестанно оглядываться на групповой состав той массы
явлений, для которых средняя выведена. Известные ука-
зания В. И. Ленина о бессмысленности огульного понятия
1 Публикуются в «Statistical Abstract» каждый год,
152

«средней аренды», где он оперировал с данным прошлого
столетия, в полной мере имеют значение и сейчас. Вот
примеры.
Англия 1
Группы по плошади
земли, акры
Арендная плата эа
акр, шилл.
1—5 62
5—20 51
100-150 31,5
500—750 21
Свыше 700 19
Германия, Потсдамский округ 1930 г.2
Группы, га
Арендная плата эа
гектар, марки
5—10 99,7
20—50 50,2
100—200 45,9
Когда мы сталкиваемся с данными о цене земли, то и
здесь нужно различать своего рода «оптовую» цену и «роз-
ничную» цену 8.
По тем же данным Роткегеля, покупная цена земли в
1930 г. составляла для Потсдамского округа и Восточной
Пруссии (марок за га).
Группы хозяйств по
площади земли, га
Потсдамский
округ
Восточная
Пруссия
2—5 3 355 2 970
5—20 2296 1988
20—100 1297 1414
100—500 1081 1061
Таким образом, при анализе данных буржуазной ста-
тистики прежде всего встает вопрос о степени огульности
средних. Второй вопрос, который должен быть под-
нят,— соответствуют ли средние объемным показателям.
Средние величины, оторванные от абсолютных данных,
из которых они выведены, могут ввести в заблуждение
и независимо от структурных особенностей.
1 «Аграрный вопрос и крестьянское движение», т. III, 1935, стр. 62.
2W. Rothkegel. Die Entwicklung der Kauf- und Pachtpreise
fur Landgiiter («Deutsche Agrarpol'tik in Rahmen der inneren und
ausseren Wirtschaftspolitik», вып. Ill, стр. 38).
3 На это в свое время обращал внимание К. Маркс (К. Маркс
иФ. Энгельс. Соч., т. XIX, ч. II, стр. 374—375).
Ш

Вот характерные цифры. За 20 лет перед крестьянской
реформой в России были открыты сберегательные кассы
(при сохранных казнах и при приказах общественного
призрения).
Средний размер вклада возрос за первое же десятиле-
тие с 91 руб. до 448 руб. Можно ли делать отсюда заклю-
чение о бурном росте сберегательного дела. Конечно, нет.
Число вкладчиков в 1842 г. было 4 505 чел., а в 1852 г.
4 226. Возросли накопления у небольшой группы помещи-
ков или чиновников.
Зато в период бурного развития капитализма вклады
показали быстрый рост.
В 1882 число вкладчиков было уже 111 тыс., но сред-
ний размер вклада составил 87 руб. За год 1885—1886
общая сумма вкладов удвоилась (с 18 до 36 млн).
Отсюда видно, насколько средние величины могут не
соответствовать объемным характеристикам.
Познать экономическое явление, обобщив для этого
статистические факты, можно лишь при всестороннем его
освещении и со стороны объема, и в отношении структуры,
и с точки зрения динамики, и в отношении средних харак-
теристик.
Приведем еще несколько примеров для разбора ста-
тистических данных по существу в связи с вопросом
о средних величинах.

Из опубликованных данных (см. табл. на стр. 154)
о смертности среди наборщиков и духовенства, можно
заключить, что профессия священников тяжелее1.
В приведенной таблице коэффициент смертности полу-
чен как отношение числа умерших, помноженного на
1000, к численности лиц в каждой из профессий, например:
128x1000
27 242 '
Средняя для всей профессии в целом получена таким
же путем. Очевидная нелепость вывода (у духовенства
смертность выше, чем у наборщиков) получилась вслед-
ствие того, что здесь сопоставляются профессии с совер-
шенно различным, как это видно из таблицы, возрастным
строением. Чтобы получить представление о действитель-
ном соотношении коэффициентов, следует каждый возраст-
ной коэффициент смертности помножить на удельный вес
возраста не в данной профессии, а во всем населении
страны и этим привести обе сравниваемые группы к одно-
му знаменателю. Для этого нужны дополнительные дан-
ные, которых нет в таблице. В нашем случае можно при-
бегнуть к менее точному, но вполне наглядному приему:
помножить коэффициенты обеих профессий на числен-
ность возрастной группы одной из профессий. В обоих
случаях смертность у наборщиков окажется выше, чем у
духовенства.
Так, если предположить, что у наборщиков возрастная
структура была бы такая же, как и у духовенства, тогда
их средний коэффициент смертности оказался бы:
^^-Х (4,7x7068+7,9x9514x14,6x9537+
+28,5х7451+85,3х7242)=26,4
В то же время у духовенства при условии такой же
возрастной структуры, как у наборщиков (где до старо-
сти, как это видно из таблицы, мало кто доживает), коэф-
фициент смертности оказался бы равным:
_LgX(2,lx27 242+3,2x23 971+7,6x14 247+
+21,9x7472+77,7x3 811)^9,1
1 Дж. Уиппль и С. Новосельский. Основы демографиче-
ской и санитарной статистики, М., 1929, стр. 526.
Uu

Аналогичный случай приводит Принцинг для Голландии, где, по
данным санитарной статистики за 1908—1911 гг., получается следую-
щий неожиданный результат.
Умирало на 1000 чел.:
самостоятельных
хозяев
рабочих
и служащих
8,81 6,84
На первый взгляд средние как будто и не огульны: они вычисле-
ны отдельно для разных социальных групп! Однако однородность
в одном отношении может скрывать разнородность в структуре
явления. Так и здесь.
После группировки тех и других по возрастам оказывается
совсем другое.
Отсюда ясно, что вышеприведенные итоговые средние вводят
в заблуждение, так как во всех возрастных группах у рабочих и
служащих смертность выше, чем у самостоятельных хозяев. Если
принять в основу средний для обеих категорий возрастной состав,
получаются следующие коэффициенты:
Умирало на 1000 чел.:
самостоятел ьных
хозяев
рабочих
и служащих
7,28 8,08
Приведенные расчеты схожи с вычислениями так называемых
стандартизованных коэффициентов смертности. Такие стандартизо-
ванные коэффициенты должны применяться для сравнения уровня
смертности в разных социальных группах населения. Здесь обычно
различают два способа расчета.
Разберем их на примере.
Мб

Данные для всего самодеятельного населения в возрасте стар-
ше 25 лет, допустим, дают следующее распределение по возрастам.
_ Процент
Возраст населения
25—34 33
35—44 27
45-54 19
55—64 12
65 и старше У
100
Перемножая возрастные коэффициенты смертности в каждой
группе на эти проценты, мы приводим их в сопоставимый вид:
4,8x0,33=1,6
8,5x0,27=2,3 и т. д.

Следовательно, коэффициент смертности (стандартизированный)
в группе А составляет 15,8, в группе Б—11,4 (получены суммиро-
ванием повозрастных коэффициентов).
Первоначальные средние коэффициенты различались в обратном
отношении.
Другой способ расчета заключается в следующем. Берут публи-
куемые стандартные коэффициенты смертности по государству в
целом. Допустим, они представлены в следующем виде.
Возраст
Стандартные
коэффициенты
смертности,
промилли
25-34 3,7
35—44 6,3
45-54 12,5
55—64 32,8
65 и старше .... 87,3
По всем группам 17,1
Если численность каждой возрастной группы помножить на
эти стандартные коэффициенты, можно определить, какое число
умерших следовало бы ожидать при существующей в стране
смертности.
* Здесь может возникнуть вопрос—почему ожидаемое число умерших,
полученное суммированием по отдельным возрастам (643), не совпадает с
/43^00Х17,1Ч. п
ожидаемым числом, рассчитанным по обшему стандарту ( гщ J? Потому,
что величина 17.1 получена по весам стандартной возрастной структуры, а не
по весам фактической структуры взятых групп населения.
158

Для проверки находим отношение фактически умерших к их
ожидаемому числу и это отношение умножаем на коэффициенты
смертности стандартного распределения.
Группа А Группа Б
613: 643=0,953 468 : 680=0,688
0,953x17,1=16,3 0,688x17,1=11,8
Теперь сопоставим фактически умерших с ожидаемым числом.
Отношение умерших к ожидаемому числу:
Возраст Группа А Группа Б Разность, %
25—34 1,29 0,59 +И8
35—44 1,35 0,50 +170
45-54 1,14 0,56 -f-104
55—64 0,77 0,65 +18
65 и старше 0,79 0,75 +5
Всего 0,95 0,69 + 38
Уже отсюда видно, что группа Б находится в гораздо более
благоприятных условиях в отношении смертности, чем группа А
(на 38% ниже).
Если мы помножим оба последних отношения на средний коэф-
фициент смертности 17,1, то получим стандартизованный коэффи-
циент
для каждой группы:
А 17,1x0,95=16,2
Б 17,1x0,69=11,8
Коэффициенты смертности получились более резко различи-
мые, чем в первом варианте расчета, где разность составила толь-
ко 15%.
Приведенный второй способ расчета, вообще говоря, правильнее
отражает различия в уровнях смертности, но, к сожалению, прихо-
дится прибегать большею частью к первому способу, вследствие
того, что возрастные стандарты смертности обычно или вовсе не пуб-
ликуются или представляют собой очень устарелые данные1.
Буржуазная литература часто приводит отдельные
данные снижения детской смертности, но там, где этот
процесс происходит, он происходит на фоне еще боль-
шего снижения рождаемости и замедления прироста
населения.
1 Подробнее см. В. Евдокимов. Статистика населения.
М., 1955.
159

Естественный прирост на 1000 чел.
Индустриальные города СССР
(1 полугодие 1935 г.)
Индустриальные города Германии
1933/34 г.
Макеевка 23,5 Эссен 6,5
Горловка 22,9 Бохум 6,1
Кузнецк 20,2 Дуйсбург 8,3
Магнитогорск . . . 31,2 Мюльхейм 5,0
Кривой рог .... 28,4 Франкфурт 1,1
Анжерка 21,9 Ганновер 1;6
Ижевск 18,7 Нюрнберг 1,7
Горький 15,9 Магдебург 0,1
Златоуст 15,0
Перевес смертности над рождаемостью наблюдался в
эти же годы в Берлине, Дрездене, Мюнхене и Лейпциге J.
Можно было бы привести и более поздние данные, но
здесь важно сопоставить с нашими публикациями, так как
именно они свидетельствуют о росте материального уров-
ня жизни всего, и в частности индустриального населе-
ния СССР.
Даже самые обычные и, казалось бы, вполне очевидные стати-
стические показатели при вдумчивом разборе оказываются иногда по
существу неправильно отражающими экономическую действитель-
ность из-за того, что база для сопоставления взята неправильно.
Покажем это на нескольких примерах. Возьмем опять демографию.
Вот естественное движение населения Германии за пятилетие
1926—1930 гг. (на 1000 жителей) 2.
На первый взгляд эти данные совершенно безукоризненно гово-
рят о том, что хотя рождаемость и падала, как и в других западно-
европейских странах, но естественный прирост давал некоторое
1 «Wirtschaft und Statistik», 1935, № 12 (приведено в работе
Б. Смулевич. Буржуазные теории народонаселения. М., 1936,
стр. 174).
2 «Statistische Jahrbuch» за соответствующие годы.
160

расширенное воспроизводство населения. Однако если проследить за
возрастным строением населения, то легко обнаружить сравнительно
очень высокий удельный вес средних производительных возрастов,
что связано с пониженным коэффициентом смертности. Но такой
возрастной состав является временным, и этот сдвиг в возрастном
составе населения затрудняет анализ тенденций прироста населения.
Приемами, разработанными демографической статистикой, выводит-
ся коэффициент так называемой «очищенной» смертности, показываю-
щий смертность на тысячу стационарного населения нормальной
возрастной структуры. Для Германии он составил 17,4. Если исхо-
дить из этого коэффициента, то рождаемость и прирост предстанут
в ином виде:
Теперь возьмем такой случай. Если посмотреть движение рож-
даемости в той же Германии по месяцам в период бешеной инфля-
ции 1922—1923 гг., то никакой связи между рождаемостью и доро-
говизной жизни (отраженной в инфляции) мы не уловим. Однако
если мы сдвинем коэффициент рождаемости на девять месяцев на-
зад, связь будет резко выражена: все увеличивающейся дороговизне
жизни сопутствовало падение рождаемости (рис. 3).
В работе «Письма по теории вероятностей» А. Кетле
писал: «Допустим, что средняя продолжительность жизни
во Франции и в Бельгии совершенно одинакова. Отсюда,
однако, нельзя еще делать поспешный вывод о том, что и
условия жизни там и здесь одинаковы. Если отнять у
взрослого человека десять лет и прибавить ребенку, умер-
шему в возрасте до года, то на средней продолжительно-
сти жизни это не отразится. Однако перестановка этих де-
сяти лет окажет огромное влияние на судьбы семьи, кото-
рая, потеряв кормильца, получит нового едока» 1.
1 A. Quetelet. Lett res sur la theorie des prababilites, 1845,
стр. 181.
Взгляды А. Кетле оказали существенное влияние на развитие
статистики в начале XIX столетия. Но идеалистические концеп-
ции Кетле впоследствии легли в основу реакционных «.теорий». Как
J6J

Рис. 3. Рождаемость в Германии в 1920—1923 гг.
* Ежемесячный коэффициент рождаемости передвинут на 9 месяцев назад
(число рождений на 1000 человек населения).
Значение базы, принятой для вычисления относитель-
ных величин, можно видеть из следующего старинного
примера, который приводит русский статистик Федоро-
вич \— примера, представляющего большой интерес и
сейчас.
Возьмем распределение самоубийств во Франции по
возрастам (конец прошлого столетия).
это часто бывает в буржуазной науке, ценное зерно в работах
Кетле было забыто, «надклассовая» же метафизика была продол-
жена его последователями.
1 Л. В. Федорович. История и теория статистики. Одесса,
1894, стр. 556.
162

Число самоубийц вычислено по отношению к общей
их сумме в промиллях. Из этого ряда можно заключить,
что чаще всего самоубийцы, повидимому, встречаются
среди людей средних лет. Однако относительные величи-
ны можно представить и в другом виде. Для определения
интенсивности самоубийства среди различных возрастных
групп надо брать отношение числа самоубийств известно-
го возраста не к общему числу самоубийц (и не ко всему
населению), а к числу находящихся в живых лиц соответ-
ствующего возраста. Если, пользуясь этим приемом,
сделать вычисления для вышеприведенных данных,
то получим:
На миллион людей Самоубийств
В возрасте ниже 16 лет 2
» » 16—20 лет 31
» » 21—30 » * 72
» » 31—40 » 91
» » 41—50 » 130
» » 51—60 » 171
» » 61—70 » 175
» » 71—80 » 189
» выше 80 158
Отсюда следует, что хотя наибольшее число само-
убийств приходится на возраст 41—50 лет, однако чаще
самоубийства встречаются в старческом возрасте. Это
163

делается очевидным тогда, когда принимается в расчет
незначительное число лиц, принадлежащих именно к стар-
ческой возрастной группе.
Высокий процент самоубийц в старческом возрасте —
явление не случайное: в капиталистических странах, осо-
бенно в Америке, «трагедия старости» заключается в том,
что среди безработных наиболее безнадежное положение
наблюдается как раз среди пожилых рабочих. По дости-
жении определенного возраста, с известной потерей трудо-
способности, рабочий выталкивается из производства; по-
лучить работу в условиях, когда имеются миллионы моло-
дых безработных,— дело безнадежное.
По данным полицейских протоколов в Москве за 20-
летие 1890—1910 г. случаи самоубийства женщин сохра-
няли почти неизменное отношение к числу самоубийц
мужчин: 26—27%, но по годам одно самоубийство прихо-
дилось на следующее число жителей Москвы:
1897 г. на 17 347
1902 г. » 13 902
1907 г. » 9 250
1908 г. » 6 660
1909 г. » 6 478
Здесь непосредственно сказывался рост абсолютного
обнищания основной части населения, обгоняющий рост
численности населения.
Аналогичное изменение относительной величины мы
найдем, если вычислим относительные числа для вступив-
ших в брак. Допустим, мы возьмем все население старше
20 лет и вычислим по отношению к нему отдельно всту-
пивших в брак впервые и вступивших в брак после разво-
да или вдовства. Процент впервые брачущихся будет зна-
чительно выше. Однако отсюда совершенно ошибочно
было бы заключать, что склонность к брачной жизни мень-
ше у лиц, уже испытавших это состояние, чем у холостых:
если принять в расчет относительно весьма неравномер-
ное распределение разведенных (и вдовцов) и холо-
стых по возрастным группам, с одной стороны, и то об-
стоятельство, что число бракосочетаний уменьшается с го-
дами,— с другой, то окажется, что относительная частота
браков среди бывших ранее в браке вдвое больше, чем
среди холостых. Вывод получается обратный тому, какой
был сделан первоначально.
164

В ежегодных приростах населения можно видеть рез-
кую колеблемость (рис. 4).
С чем связана эта колеблемость? С условиями обще-
ственной жизни.
Рис. 4. Естественное движение населения в России.
Действительно, если взять периоды резкого снижения
прироста населения, легко увидеть, что они связаны с на-
родными бедствиями и потрясениями.
Вот краткий синодик этих бедствий:
1857—1858 — война, сильные частичные неурожаи, воен-
ные усмирения крестьянских волнений;
1859 —война, общий неурожай, голод, сильные
крестьянские волнения и их усмирения;
1860—1862 — война, сильные частичные неурожаи, голод,
военные усмирения крестьянских восстаний;
1863— 1864 — частичные неурожаи, военное подавление
польского восстания, вооруженная борьба
крестьян против обезземеливания;
1865 —повсеместный неурожай и массовый голод;
1866 — частичный неурожай, подавление восстаний;
165

1867 —война, сильный неурожай, голод, подавле-
ние восстаний;
1874 —война;
1875—1876 — неурожай, война, подавление восстаний;
1891 —война, сильный повсеместный неурожай,
голод, усмирения крестьянских восстаний;
1892 —голод, холера;
1907—1908 — разгул реакции, частичные неурожаи, вол-
на переселений и эмиграции и т. д.
Отражение народных бедствий на рождаемости мож-
но видеть из следующих данных. В. П. Семенов («Рос-
сия», II, 54), исследовав рождаемость русского населения
за 128 лет, доказал, что в целом во второй половине
XVIII в., так же как и во второй половине XIX в., эта рож-
даемость изменялась очень мало: на 10 тыс. жителей круг-
лым счетом рождалось около 480 детей. Но увеличение
рождаемости наблюдалось в 87 из 128 годов, а умень-
шение— в 41, сравнительно с годами, за которыми
те следуют. В числе этих 41 года находятся 16 годов
войны или непосредственно за войнами следующих (1793,
1806—1809, 1811, 1813, 1828, 1830, 1831, 1849, 1854—1856,
1877, 1878) и 15 годов неурожая (1817, 1818, 1821, 1833,
1835, 1840, 1841, 1846, 1851, 1860, 1866, 1868, 1869,
1890, 1892).
В 1938 г. в СССР на каждую 1000 человек населения
родилось детей 38,3, а в Англии (в 1937 г.)—15,3,
во Франции— 14,7 и т. д.
При сохранении высокого уровня рождаемости смерт-
ность в СССР по сравнению с дореволюционным време-
нем резко понизилась: с 30,2 в 1913 г. до 8,9 в 1953 г. на
1000 чел. населения. Особенно снизилась детская смерт-
ность. К 1951 г. естественный ежегодный прирост населе-
ния в СССР достиг 3 млн. человек.
Резкая разница в общественных условиях в СССР и
странах капитализма приводит к различным темпам ро-
ста населения.
Как известно, в странах, где господствует капитал,
наблюдается падение рождаемости, а в колониях, высо-
кая смертность. Право на труд, отдых и другие права,
охраняемые Советской Конституцией, могучий рост на-
родного хозяйства привели к уменьшению смертности в
№

нашей стране и к весьма высоким темпам естественного
прироста населения.
Рост благосостояния, забота о матери и ребенке,
улучшение санитарных условий и т. д. привели к
превышению числа родившихся над числом умерших
в СССР почти в два раза больше, чем в Германии,
почти в четыре раза больше, чем в США, в три раза
больше, чем в Англии.
Темп прироста населения в условиях социалистической
системы выше, чем темпы прироста в капиталистических
странах.
Для сравнения можно взять и старую Россию и
современный капиталистический запад. Со времени первой
всеобщей переписи 1897 г. до переписи 1926 г. население
выросло на 38,6%, что составляет средний годовой при-
рост 1,28%. За период с 1926 по 1939 г. население СССР
выросло на 15,9%. За тот же период население всей капи-
талистической Европы возросло с 367 млн. до 399 млн. че-
ловек, т. е. на 8,7%. Отсюда видно, что темп прироста
населения в стране социализма почти в два раза выше,
чем в капиталистических странах.
Вполне законно задать вопрос, какой же процент есте-
ственного прироста следует считать теоретически макси-
мально возможным. Об этом можно составить себе пред-
ставление, прибегнув к гипотетическому расчету. Если
взять общество с максимальным приростом населения и
с низкой детской смертностью, то возрастная группа до
17 лет займет главное место в возрастной пирамиде, про-
цент взрослых мужчин и женщин будет меньше, а жен-
щин в материнском возрасте будет не более 16% всего
населения. Теперь представим себе, что женщина в возра-
сте от 17 до 45 лет каждая произведет на свет 7 детей.
Тогда легко рассчитать, что рождаемость окажется рав-
ной 4%:
т. е. 40 человек на 1000.
Полагая отношение смертности к рождаемости равное
1 :3, получим коэффициент естественного пироста, рав-
ный 2,7%.
167

Вряд ли, однако, такая многодетность практически
осуществима, поэтому даже коэффициент 2% следует счи-
тать очень высоким естественным приростом.
Официальная американская статистика рассчитывала,
что для поддержания численности населения на стацио-
нарном уровне требовалось в 1930 г. 360 детей до 5 лет
на 1000 женщин в возрасте от 15 до 45 лет. Этот норматив
годится: 1) для США, 2) для 1930 г., 3) при особом рас-
чете средней вероятности дожития (61 г.), 4) для чисто
умозрительных расчетов, так как у разных классов сред-
няя величина будет разная.
Все определяется жизненным уровнем. Маркс устано-
вил статистический факт, в силу которого «не только число
рождений и смертных случаев, но и абсолютная величина
семейств обратно пропорциональны высоте заработной
платы, т. е. той массе жизненных средств, которой распо-
лагают различные категории рабочих» 1. Этот факт полу-
чил силу исторического закона.
Однако еще не было в истории случая, чтобы буржуаз-
ная статистика опубликовала данные о естественном дви-
жении населения в классовом разрезе и очень редки пуб-
ликации по имущественным группам. Это и понятно, так
как даже косвенные показатели (например, рождения и
смерти в бедных и богатых кварталах города) дают убий-
ственную картину. Принятые же буржуазной статистикой
традиционные показатели для «населения в целом» («на-
циональные коэффициенты») — удобная форма вуалиро-
вания капиталистических противоречий.
Такие коэффициенты являются не чем иным, как той
же биологизацией общественных процессов, скрывающей
за огульными средними резкие различия, наблюдаемые в
демографических процессах в разных социальных слоях
и при разных исторических условиях 2. Между тем еще
Маркс показывал, как надо делать такие расчеты3.
1 К. Марке. Капитал, т. I, 1953, cfp. 649.
2 Сто лет назад Н. В. Шелгунов делал те же расчеты гораздо
лучше, чем их делают теперь буржуазные статистики. Он стремился
дать коэффициенты естественного движения населения по классам.
Он рассчитал (Н. Шелгунов. Соч., т. II, изд. 3, стр. 46), что
в Англии в 1840 г. средняя продолжительность жизни у высших
классов равна 35 годам, а у рабочих поденщиков — 15 годам.
8 См. К. Маркс. Капитал, т, III, кн. 3, отд. 1, гл. 5.
168

Связь биологического факта (смерти) с общественным
явлением (смертностью) особенно видна из следующих
данных для г. Афин Ч
Смертность в Афинах и Пирее по возрастам
(на 1000 жителей данной возрастной группы)
Катастрофические последствия немецкой оккупации
сказались здесь не только в общем росте смертности по
всем возрастам, но особенно в резком повышении смерт-
ности среди крайних, наиболее слабых в физическом отно-
шении возрастов.
Связь биологического факта (рождения) с обществен-
ным явлением (рождаемостью) можно видеть из приве-
денного уже графика (см. рис. 3).
Характерно, что в царской России расистские измышления на-
ходили непосредственное практическое применение для объяснения и
оправдания вымирания сибирских народностей. Так называемое
«угасание северных сибирских племен» до революции — факт, при-
влекавший к себе внимание многих наблюдателей и статистиков и
этнографов. Такое явление, как полное исчезновение некоторых мел-
ких сибирских племен — омонов, коттов, хогданов, шелагов, анюнтов
маторов, зоанов, аринцев и других, не могло не остаться незамечен-
ным. Вместе с тем было констатировано у многих народов
севера «отрицательный прирост» населения. Вымирание объ-
ясняли болезнями 2 или тем, что эти народы «не думают о завтраш-
1 «Санитария и гигиена», 1946, № 2—3, стр. 22.
% А. С г и б н е в, «Морской сборник», т. X, СПб., 1859.
169

нем дне»1, или врожденными (расовыми; особенностями, что то же.
М. Миропиев считал вымирание «печальным, но неотвратимым фак-
том, ибо туземцы, как не имеющие исторической жизни, обречены в
жертву и должны погибнуть. Можно только отсрочить агонию этих
угасающих народностей, но не спасти их от гибели»2.
Ко времени Октябрьской социалистической революции северные
народности пришли в значительно уменьшенном числе, а некоторые,
действительно, совсем исчезли с лица земли.
Конечно, Великая Октябрьская социалистическая революция не
могла сразу повсеместно внести коренное изменение в естественное
движение населения. Потребовалась большая работа по выкорчевы-
ванию остатков сложившихся общественных отношений. Поэтому
даже перепись 1926 г., хотя и отметила почти повсюду на Севере
положительные коэффициенты прироста населения, но в некоторых
случаях они были низки, а у нескольких племен оказались даже
отрицательными. Но проведенная на Крайнем Севере перепись 1933 г
нигде не нашла «отрицательного прироста». Мало того, полученные
коэффициенты прироста не отличались от европейской части страны3.
i
В естественном приросте малых народностей произошел резкий
перелом. При обнаруженных коэффициентах прироста, конечно, ни
о каком «вымирании» речи быть не может. Прирост населения се-
верных народностей стал нормальным приростом, причем коэффи-
циент прироста значительно выше западноевропейских коэффи-
циентов, относящихся к тому же времени (1928 г.):
Германия + 7,0
Англия + 5,0
Франция + 1,9
Италия + 10,4
0 том, что «биологические коэффициенты» у человека и вообще
популяционные процессы являются производными от социальных
условий, особенно ясно говорят приведенные выше данные о есте-
1 А. Э н г е л ь г а р д. Русский север. СПб., 1898, стр. 244.
2 М. Миропиев. О положении русских инородцев. СПб., 1901,
стр. 325.
3 «Крайний Север». М., 1935, стр. 135.
J70

ственном приросте у северных народностей, если их сопоставить с
данными о естественном движении населения у гиляков на южной
части Сахалина, захваченной в свое время японцами1:
У советских гиляков, как выше было указано, естественный
прирост поднялся с 9 на 1000 человек населения в 1926 г. до 21
в 1933 г.
Характерно, что даже такие физические признаки, как рост и
вес, стоят в прямой связи с социальными условиями. При методоло-
гически правильных статистических расчетах эти физические призна-
ки оказываются вполне подчиненными социальным условиям. Так,
при измерении роста парижских школьников оказалось, что с 1938
по 1942 г. средний рост у мальчиков в возрасте 9 лет снизился на
1 см. При соответствующих измерениях веса потеря среднего веса
за один только 1941/1942 г. в квартале Сент-Огюстеи (богатый квар-
тал Парижа) наблюдалась у 11,4% детей, а в квартале Ля Гласьер
(пролетарский район) — у 40%2.
Сифилис, который колонизаторы считали специфической, чуть ли
не прирожденной болезнью туземных племен, дал следующие пока-
затели в военное время8.
1 «Resume statistique du Japon», Tokio, 1933.
2 «Санитария и гигиена», 1946, № 2—3, стр. 28. То же можно
видеть и в данных по старому Петербургу — см. Энциклопедический
словарь Брокгауза и Эфрона, т. 56, стр. 312, где приведены карто-
граммы, показывающие обратную связь между высотой квартирной
платы по кварталам и смертностью.
8 «Санитария и гигиена», 1946, № 2—3, стр. 40.
171

Изменение общественно-исторической обстановки рез-
ко меняет показатели и естественного движения (рожде-
ния, смерти) и физического состояния. Однако если эти
показатели рассматривать в классовом разрезе, различия
становятся особенно очевидными. Но буржуазная стати-
стика не дает в этой области прямых показателей. Иссле-
дователь должен обращаться ко всякого рода косвенным
расчетам, чтобы установить здесь подлинную правду.
Образец такого косвенного расчета мы находим у
Маркса 1. Маркс прибегает к группировке округов для
расчета смертности рабочих по группам.
Следуя этому примеру, для Парижа можно получить
такие результаты2.
Рождаемость на 1000 жителей
Характерные данные приведены известным русским
статистиком В. Покровским о жилищной тесноте в старом
Петербурге3.
Этажи
На 1 комнату
жильцов
Подвальный 4,62
Первый 2,69
Второй 2,26
Третий 1,97
Четвертый 1,94
Пятый и шестой 2,15
Мезонины 3,88
1 См. К. Маркс и Ф. Энгельс. Соч., т. XVII, стр. 323.
2 L. Hersch. La situation sociale et la natalite d'apres les sta-
tistiques de la ville de Paris. P., 1932. (Приведено в работе: Б. См у-
левич. Буржуазные теории народонаселения. М., 1936, стр. 171).
3 Энциклопедический словарь Брокгауза и Эфрона, дополнитель-
ный том. 1907, стр. 576.
172

В другом месте той же статьи автор приводит убеди-
тельные данные о смертности.
Квартирная плата на одного жителя
в рублях в месяц
Среднегодовое число
умерших на 1000 чел.
От 25 до 30 30,1
» 30-40 28,7
» 40-50 24,1
» 50—70 20,1
Более 100 14,0
Расчеты средних «для всей нации в целом» особенно
бессмысленны тогда, когда речь идет о так называемой
средней продолжительности жизни.
Такими показателями изобиловали доклады на Между-
народном демографическом конгрессе 1954 г. в Риме. Так,
например, Да Роша * показывал, что в отношении средней
продолжительности жизни на первом месте стоят Голлан-
дия и Австралия (свыше 65 лет), а на последнем Индия
(27 лет). Остальные страны мира располагаются между
ними.
Поскольку здесь констатируется только формально ста-
тистический факт и никаких пояснений такому распреде-
лению не дается, читателю молчаливо подсказывается
«решение»: все де связано с национальными и географи-
ческими особенностями отдельных стран. У одних народов
сложилась привычка долго жить, у других — мало!
Международному демографическому конгрессу 1954 г.
в Риме был представлен доклад Логана «Колебле-
мость в смертности по социальным классам»2. Но под
«социальными классами» подразумевались там заня-
тия и профессии (данные 1 % выборочного исследова-
ния).
Однако из этого куцего материала все же можно кое-
что заключить в тех случаях, когда даны намеки на со-
циальное положение.
1Marcos Vinicius da Rocha. La mortalite en Bresil
(«Seance», № 4). To же в докладе Ивайо Мориама (Meeting,
№ 2) и др.
2 Meeting, № 2.
173

Смертность в Англии
(стандартизованный процент К возрасту 25—64 лет)
Высшие и средние классы 88
Промежуточные группы 94
Квалифицированные работники 96
Промежуточная группа 93
Чернорабочие 142
Текстильщики 101
Углекопы 94
Работающие в сельском хозяйстве 59
Все классы 100
Но рассматривая тот же материал по профессиям,
получаем явно нелепые результаты: сапожники —15,
содержатели гостиниц — 28!
Во многих случаях буржуазные статистики прибегают
к огульным средним и коэффициентам, относящимся к
отдельным профессиям, что приукрашивает действитель-
ность.
Так, заболеваемость с потерей трудоспособности в про-
центах ко всему числу застрахованных по данным берлин-
ской городской больничной кассы возросла с 37,2 (муж-
чины) в 1915—1917 гг. до 59,2 в 1927 г., т. е. увеличилась
на 22%. Однако если взять соответствующие данные по
возрастам, картина получится гораздо более мрачная.
Процент заболевших мужчин
Возраст 1915—1917 гг. 1927 г. Прирост
15—25 28,5 58,1 29,6
25-35 28,8 66,5 37,7
35—45 38,7 59,0 20,3
То же у женщин.
При среднем росте процента заболевших в 40,0 по
возрастным группам получаем:
15—25 25,9 78,4 52,5
25—35 41,9 85,9 44,0
35—45 35,1 71,4 36,3
174

Иначе говоря, самый бурный рост заболеваемости на-
блюдается как раз у молодежной группы и у лиц в цве-
тущем возрасте. Однако за средними числами этого важ-
нейшего факта уловить нельзя.
Средняя занятость рабочих в американской промыш-
ленности, которая дается официальными источниками, не
показательна. В 1951 г. источник 1 показывает среднюю
занятость по обрабатывающей промышленности 40,7 ча-
са, т. е. на 0,7 часа выше установленной официальной
40-часовой рабочей недели. Но если взять распределение
работающих по числу занятых часов, картина получится
иная. Вот ряд распределения, опубликованный в «Правде»
18 октября 1953 г.
Продолжителъностъ рабочей недели
Число часов
Число рабочих,
тыс.
90 и больше 250
70 до 89 1180
55 до 69 3 242
41 до 54 14 036
40 23946
30 до 39 4 576
22 до 29 1 746
15 до 21 1 962
1 до 14 2074
Таким образом, 4,6 млн. рабочих работали от 9 до
15 часов в день 8,3 млн. рабочих имели укороченную
рабочую неделю — от 2 до 6,5 часа в день, а 2,1 млн. были
просто безработными — они имели несколько часов слу-
чайной работы в неделю.
Важность учета структуры легко показать и на следующем при-
мере, где средняя заработная плата может показать мнимый «рост»
при ее действительном снижении.
Пусть имеются следующие данные по отрасли промышленности:
Часовая ставка
заработной
платы, долл.
Число
рабочих,
тыс.
Квалифицированные рабочие ... 1 100
Неквалифицированные рабочие . . 0,50 280
Средняя заработная плата равна 60 центам —
1 «Handbook of Basic Economic Statistics», 1953, июль, стр. 72.
175

В результате сокращения производства ставки снижаются на
20%. Одновременно выбрасывается из производства 250 тыс. неква-
лифицированных рабочих. В этих условиях получается:
Часовая ставка
заработной
платы, долл.
Число
рабочих,
тыс.
Квалифицированные 0,80 100
Неквалифицированные 0,40 30
Средняя составит более 70 центов. Таким образом, выходит,
что при снижении ставок на 20% средняя заработная плата якобы
увеличивается почти на 17% I
При правильном сопоставлении обоих периодов мы должны
обязательно брать одну и ту же долю рабочих в каждой группе.
Допустим, первоначальные расчеты при исчислении индекса
составлены были так:
При существующей системе взвешивания среднее возрастание
окажется равным 22%, но при росте цен происходит сокращение
удельных весов дорогих продуктов, которые вытесняются из потреби-
тельского бюджета. Если взять измененную структуру бюджета, кар-
тина в этом случае будет следующая:

Средний рост цен при повой системе взвешивания окажется
равным 20.4%|. В «новой редакции» индекс покажет менее резкое
возрастание цен. Формально в таком пересмотре весов как будто
логика есть, но индекс, призванный показывать уровень реальной за-
работной платы, будет преувеличивать этот уровень, так как он опи-
рается на ухудшенный состав потребляемого продовольствия (см. об
этом главу V).
Нормативные расчеты
Экономические нормы, полученные путем статистиче-
ских исчислений, как относительные величины, можно
подразделить на отличающиеся друг от друга группы по
степени устойчивости. Нормы потребления для отдельных
слоев населения — величины, хотя и подверженные боль-
шим изменениям, но для экономических расчетов они
представляются значительно более устойчивыми, чем, на-
пример, нормы производительности труда, где колебания
связаны с воздействием гораздо большего числа факторов.
Человек не в состоянии потребить более 3—4 тыс. калорий
пищи в день, а ограничений для производительности тру-
да не существует. Поэтому нормы, выведенные для расче-
тов в области потребления, не требуют частой проверки
(если не иметь в виду резкого изменения общих условий
жизни), а нормы производительности труда требуют осо-
бой конкретизации в отношении места и времени. Чем бо-
лее общий характер носят нормативы, тем меньше их ана-
литическое значение.
Такой показатель, как производительность труда, обыч-
но вычисляется как текущий показатель, а если он дается
для данного экономического расчета, то для последующе-
го расчета требуется новый показатель. Пути распростра-
нения для таких норм весьма ограничены.
Следовательно, нормативный расчет может опираться
на нормы разной устойчивости; поэтому при анализе ре-
зультатов такого расчета особенно важно знать степень
этой устойчивости.
Не следует думать, что всякое относительное число
может трактоваться как норматив. Нормативный расчет
предполагает такое исчисление относительной величины,
которое, во-первых, позволяет распространение, т. е. умно-
жение норматива на какие-либо конкретные величины для
получения каких-либо конкретных же агрегатов или сумм,
177

и, во-вторых, нормативы предполагают некоторую, хотя бы
и весьма относительную, устойчивость.
Следует указать, что к распространению в широких
масштабах прибегает статистика на первом этапе рабо-
ты — при собирании статистических сведений (в процессе
статистического наблюдения). Так называемый выбороч-
ный метод обычно служит для распространения выбороч-
ных показателей на всю массу, т. е. на те единицы, кото-
рые и не подвергались наблюдению.
Приведем пример. Расчеты размеров урожая, до того как про-
веден обмолот и, следовательно, подсчитан убранный хлеб в натуре,
покоятся на выборочном измерении урожая «на корню». Допустим,
на участке в 2 тыс. га взяты измерения на 500 точках. В каждой
точке на 1 м2 срезаны колосья и вес зерна определен для этих
500 м2 в 75 кг (0,75 ц). Тогда можно полагать, что с 1 га может
быть собрано
так как 1 га состоит из 10 тыс. м2.
Помножая 15 ц на площадь нашего участка (2 тыс. га), опреде-
ляем ожидаемый сбор в 30 тыс. ц.
Надо заметить, что, пользуясь материалами старой
русской сельскохозяйственной статистики, мы должны
иметь в виду, что площади посевов (и вообще пашни) оп-
ределялись почти повсеместно путем распространения
данных о высеве.
Самую технику этого распространения можно видеть из следую-
щего примера (приводим современные меры, а не «гарнцы» и
«самы», которые были тогда приняты).
Допустим имелось 50 наделов, площадь которых требовалось
определить. Опросом устанавливали, что высев в каком-нибудь на-
деле составил на одном поле 0,64 ц, на двух полях по 0,72 ц, а всего
на трех полях 2,08 ц.
Тогда на 50 наделах считали:
2,08 X 50 - 104 ц.
Далее измеряли фактический высев на 1000 м2. Допустим он со-
ставил 0,12 ц. Отсюда норма высева на 1 га составляет
0,12 X 10= 1,2 ц.
Площадь всех наделов отсюда получается
104 :1,2 = 86,7 га.
178

Когда мы пользуемся данными выборочного обследо-
вания, приходится серьезно следить за тем, насколько ре-
презентативен материал. Однако проверить степень этой
репрезентативности обычно чрезвычайно трудно. Тщатель-
ное изучение методов собирания первичных данных может
сильно помочь делу (как это мы увидим, когда речь пой-
дет о бюджетной статистике США, см. главу V).
В тех случаях, когда часть материала может быть со-
поставлена с данными сплошного учета, достоверность вы-
борки легко проверить. Если, скажем, имеются данные
10%-ного обследования по 13 округам, где содержатся
сведения о населении, посеве, скоте, промыслах и пр. и
вместе с тем имеются данные сплошного учета (перепись)
о населении всей страны (пусть даже, относящиеся
к другому близкому году), молено сделать следующие
сопоставления:
Поскольку такое сопоставление показывает совпаде-
ние процента выборки дворов (обусловленное организаци-
ей выборочного обследования) и процента населения, по-
павшего в выборку, можно полагать, что и остальные по-
казатели, которые мы не можем сопоставить с данными
сплошного учета, заслуживают доверия. Численность ско-
та, полученную при этом выборочном обследовании, мож-
но умножить на 10 для получения итога по стране, пола-
гая, что если имело место сокрытие поголовья при выбо-
рочном обследовании, то оно, во всяком случае, меньше,
чем при сплошном учете, так как такого рода выборочные
обследования производятся тщательнее.
В американской экономической литературе в большом ходу
конъюнктурный показатель под названием «хог-корн». Он полу-
чается от деления средней цены 100 фунтов свинины на среднюю
цену бушеля кукурузы.
179

Если, например, в марте 1938 г. фермеры получили 8,36 долл
за 100 фунтов свинины и 0,513 долл. за бушель кукурузы, этот
показатель составит
8,35 : 0,513 « 16,3
Его толковать можно в том смысле, что 100 фунтов свинины
равноценны 16,3 бушеля кукурузы.
В апреле того же 1938 г. «хог-корн» был равен 14,7. За
26-летний период—1910—1935 гг. «хог-корн» составлял в сред-
нем 11,1, а в декабре 1934 г. упал до 6,0, в июне же 1926 г.
достиг 18,7. При низком показателе фермерам выгоднее про-
давать непосредственно кукурузу, при высоком — выкармливать
ею скот.
В иностранной авиации находит себе применение показатель
«безопасности полетов». Он исчисляется как отношение годового
километража полетов к числу аварий. Распространение такого
показателя возможно только на страницах юмористического
журнала.
Отдавая себе полный отчет в том, какова природа
норматива, с которым приходится работать, экономист
должен располагать, конечно, всеми сведениями о
порядке его вычисления. Практически, однако, далеко не
всегда буржуазная экономическая литература дает
эти сведения.
Так, официальная средняя душевая норма потребле-
ния хлеба в России до революции считалась 22,4 пуда.
«Вестник финансов», публикуя эти данные (1910 г.), ука-
зывал, что они получены балансовым способом — к вало-
вому сбору прибавлены остатки урожая прежних лет и то,
что было ввезено из-за границы. Из этого итога вычтены
семена для одного посева, расход на технологические нуж-
ды, вывоз и «свободные запасы хлеба к началу следую-
щей хлебной кампании». Остаток считался тем количе-
ством, которое идет на продовольствие. Но все операции
совершены за кулисами, и процесс исчисления не опубли-
кован. Между тем каждая из операций может возбудить
ряд вопросов. Как исчислен валовой сбор? Как исчислен
вывоз — по русским или иностранным данным? Как исчис-
лены остатки, по каким источникам? и т. д.
И. X. Озеров в одной из своих работ приводит расчет,
сколько теряло народное хозяйство от праздников. В сред-
нем русское население празднует, говорил он, от 100 до
120 дней, а в Западной Европе 60 дней, включая воскре-
сенья. Считая каждый день в 50 млн руб., получаем
180

потери в среднем 2 млрд. руб.'. Сразу возникают вопро-
сы — кто теряет? Почему 50 млн. руб.? Что за «средняя»
от 100 до 120 дней? и т. д.
С. Н. Прокопович приводил расчет падения уровня
народного дохода за два года первой мировой войны.
«Производительность всей нашей промышленности в це-
лом, несомненно, значительно упала. Насколько — мы не
знаем. Но можно думать, что она упала процентов на
10—15; повидимому, эта цифра близка к истине»2. Далее,
принимая довоенный народный доход в 12 800 млн. руб.,
он считает, что на третий год войны народный доход упал
до 11—11,5 млрд. руб.
На множество вопросов, которые тут возникают (поче-
му судят только по промышленности, почему 10—15%),
ответа у автора не находим.
Инженер И. М. Козьминых-Ланин опубликовал мно-
жество фактических данных по дореволюционной промыш-
ленности (он был фабричным инспектором в Московской
губернии). У него много нормативных расчетов и вычис-
лений, но методы расчетов неизвестны. Это в значительной
мере обесценивает его работы, хотя во многих других от-
ношениях его материалы представляют большую ценность.
Продукты, идущие в пищу, уже давно подвергнуты
многократным анализам в отношении их химического со-
става и усвояемости. В свое время в ЦСУ работал даже
специальный подотдел нормативных изысканий, устано-
вивший стандартные нормы для разных продуктов. Опре-
делив химический состав (белки, жиры, углеводы), легко
перейти к расчетам по калорийности продуктов: 1 г белков
и углеводов дает 4,1 б. кал., 1 г жира —9,3 калории. Сде-
лав поправку на процент усвояемости, получаемый экспе-
риментальным путем, все продукты выражали в калориях.
Отсюда, зная стоимость единицы продукта, рассчитывали,
сколько калорий может быть приобретено на 1 рубль или
на 100 рублей при данном наборе продуктов и при данном
уровне цен.
1 И. О з е р о в. На темы дня. К экономическому положению
России. М., 1912, стр. 126.
2 С. Прокопович. Война и народное хозяйство. М., 1917,
стр. 128, не менее сомнительны его расчеты, касающиеся роста вкла-
дов, как «показателя экономического благосостояния крестьян» (там
же, стр. 150).
181

Не следует упускать из виду, что подобного рода пере-
счеты при помощи физиологических норм в буржуазной
статистике обычно преследуют не названную цель — уве-
сти от вопросов, связанных с различием в уровне потреб-
ления разных слоев населения.
Нормы потребления оказываются весьма «эластичны-
ми» в тех случаях, когда сама жизнь капиталистического
общества приводит к их пересмотру. Характерны в этом
отношении свидетельства доктора Сена, которые он при-
вел Международному демографическому конгрессу 1954 г.
в Риме !. Обнищание населения за период 1934—1951 гг.
привело к снижению средних норм потребления. Отсюда
вывод о том, что старые нормативы были, как говорят,
«завышены».
Иногда прибегают к двухстепенному и трехстепенно-
му расчету норм. Вот как решают, например, американцы
вопрос о том, сколько человек может прокормить один
акр посева. Какие данные для этого нужны? Во-первых,
норма потребления, во-вторых, норма производительности
земли, в-третьих, норма расхода на обсеменение, в-чет-
вертых, калорийное содержание продукта. Окончательный
расчет для США в среднем за период 1930—1939 гг. дает
следующие результаты:
Авторы этих расчетов, видимо, не замечают вытекаю-
щих из них выводов. Если 1 га зерновых может прокор-
мить (очевидно в течение года?) 1,63 чел., 1 га риса —
4,2 чел. и т. д., то в США с избытком хватило бы продо-
вольствия для всех. Однако общеизвестны факты, когда
1 Sen. The problem of population and agricultural productivity
in India (Meeting, № 22).
182

в интересах сохранения высоких цен «излишние» запасы
уничтожаются, а государство неоднократно поощряло и
субсидировало сокращение посевных площадей.
В некоторых аналогичных исчислениях приняты крах-
мальные эквиваленты, которые в свою очередь различа-
ются как «валовые» и «чистые». Чистый эквивалент пока-
зывает энергию, необходимую для развития организма,
валовой — включает, помимо этого, еще энергию, идущую
на процесс пищеварения у потребляющего животного.
После прибавления к основному продукту соответствую-
щей побочной продукции (солома) получают валовые
эквиваленты.
Но на основе таких норм рассчитывать производительность зем-
ли гораздо сложнее. Дело в том, что количество энергии, которое
вычисляется таким путем для валового сбора, не потребляется чело-
веком. Энергия сена, например, может быть усвоена только жвачны-
ми и потребляется человеком в форме молока и мяса. Но животные
не эффективные конверторы энергии, так как более эффективные из
них — коровы или свиньи — сохраняют для человеческого желудка
менее 20% потребленной ими энергии. Однако исчислить энергию,
пригодную для человеческого потребления, а не всю произведенную
энергию — вещь трудная, так как неизвестно, какая часть основной
продукции идет скоту. Кроме того, это и не нужно, так как нам
обычно достаточно сопоставлять продукцию вообще без подразде-
ления на виды, пригодные и непригодные для образования человече-
ской протоплазмы.
Учреждение Организации Объединенных Наций под
названием «Продовольственная и сельскохозяйственная
организация» рассчитала, что половина населения земно-
го шара получала до войны менее 2250 калорий на душу
в день. При этом «объяснением» особенно низкого уров-
ня питания в Азии, Африке и Южной Америке служат
низкие потребности в условиях тропиков. Не обходится
и без мальтузианской нотки: на средних нормах в этих
местах сказывается высокий процент детей, рождаемость,
дескать, велика 1.
Данные о нормах потребления, независимо от сомни-
тельных расчетов уровня реальной заработной платы, до-
статочно ясно показывают степень обнищания большин-
ства рабочих капиталистического мира. Оправдываются
1 См. обзор в сб. «World Food Survey». UNO, 1946.
m

слова Маркса и Энгельса о том, что пауперизм растет
еще быстрее, чем население и богатство 1.
Английский автор Орр в книге «Пища и народ» (1943)
приводит следующие любопытные исчисления. Половина
населения Англии расходовала на питание до войны мень-
ше 9 шилл. в неделю. По бюджетным исследованиям мо-
жет быть определен состав пищевого рациона этого на-
селения. Автор сопоставил его с данными о питании
английского рабочего в XVIII в. и получил следующий
результат:
Витамина А рабочий в XVIII в. потреблял 6600 меж-
дун. единиц, а в 1935 г.—1220 единиц; витамина В
соответственно— 1300 и 350 единиц; витамина С — 110
и 55 междун. единиц.
Для исчисления норм потребления населения в народ-
нохозяйственном масштабе применяется балансовый ра-
счет. В этом случае к внутреннему производству прибав-
ляют ввоз, вычитают промышленное потребление, и вывоз
и остаток делят на численность населения. Такой расчет,
хотя и дает возможность сравнивать так называемое ви-
димое потребление («на душу населения») в разных
странах, однако для характеристики материального поло-
жения трудящихся капиталистических стран не годится.
В последнем случае, прибегают к специальным бюджет-
ным обследованиям, содержащим фактические данные о
потреблении разных продуктов рабочими и крестьянски-
ми семьями. Располагая этими данными, можно сравни-
вать их с физиологическими нормами, выведенными на
основе учета потребностей организма. Последние обычно
различаются в зависимости от характера выполняемой
человеком работы и исчисляются в калориях, а в послед-
нее время и в витаминах.
Учитывая это, при анализе данных о нормах потреб-
ления особенно важно знать, как они исчислены — балан-
совым способом или бюджетным.
Балансовый расчет удобен для вычисления самых
«благоприятных средних».
Американская статистика, например, приводит данные,
из которых следует, что за годы войны среднее душевое
1 См. К. Маркс и Ф Энгельс Манифест Коммунисти-
ческой партии. 1948, стр. 64.
Ш

потребление жиров якобы выросло в США на 10%
сравнительно с уровнем 1935—1939 гг. К При этом
внутреннее производство жиров увеличилось на 27%
(среднегодовое производство в 1935—1939 гг. составляло
7,3 млрд. фунтов), а ввоз уменьшился на 13% (до войны
он равнялся 2,2 млрд. фунтов). Спрашивается, как пони-
мать эти данные? Ясно, что жиров потребитель не стал
больше потреблять, а число потребителей временно
стало больше, так как часть бывших безработных полу-
чила в связи с войной работу и этим самым получила
возможность покупать. Ясно, что приводимые «нормы»
получены балансовым способом.
На основании средних норм, полученных балансовым
путем, можно судить в лучшем случае только о динами-
ке потребления. Как изменился уровень потребления
трудящихся, по этим данным судить нельзя. Но и о
динамике такие данные могут дать довольно смутное
представление, так как состав жировых продуктов остает-
ся величиной неизвестной. А состав этот меняется. Более
дешевые жиры могут вытеснять более ценные, раститель-
ные вытесняют животные, возрастает потребление бобов,
этого «мяса для бедных».
Однако и бюджетная статистика, на которой покоятся
американские индексы потребления, не дает правдивого
ответа на вопрос об уровне потребления. Нормы потреб-
ления и по этим данным значительно преувеличиваются.
««Средние» бюджетные данные,— говорил В.И.Ленин,—
почти всегда характеризуют хозяйство, стоящее выше
среднего типа, т. е. изображают действительность в луч-
шем свете, чем она есть» 2.
Характерно, что огульные нормативные расчеты иногда при-
влекаются и в международные обзоры. Примером может служить
уже упомянутый «Обзор экономического положения Европы в
1953 году», составленный Экономическим «Советом Организации
Объединенных Наций».
В специальной таблице обзор дает относительную стоимость
фруктов и овощей из расчета на одну калорию — отношение цены
1 кал. фруктов и овощей к цене 1 кал. других видов пищи (свинина»
говядина, молоко и сыр, масло, хлеб и картофель). Расчет сделан
1 К. Brandt. Fats and Oils in the War, Food Research Institute
Stanford University, 1943t стр. 140.
2 В. И. Ленин. Соч., т. 3, стр. 120
185

по странам, расположенным с севера на юг. Тут же дается доля
фруктов и овощей вместе в общем объеме потребления, выражен-
ного тоже в калориях. При этом в этот общий объем включены са-
хар, растительное масло, маргарин и другие продукты, которые в
первом случае не учитывались. Вторая величина располагается в об-
ратном направлении: с севера на юг относительная цена фруктов
и овощей понижается, доля потребления их увеличивается. Отсюда
сделан вывод: «зависимость низкого потребления от высоких цен
несомненна».
Вместе с тем авторы обзора утверждают, что относительные
(«эластичность») колебания доли потребления фруктов и овощей по
группам, связанным с уровнем дохода, небольшие (в пределах
от 0,75 до 1,0). Это утверждение построено на, мягко выражаясь,
«недоразумении». Дело в том, что фрукты взяты вместе с овощами
(лук, капуста). Но капуста — пища бедняков, а цитрусовые в 9 из
10 взятых стран — предмет импорта и потребляются главным образом
зажиточными слоями.
Помимо этого, безусловно неправильно расчет вести в калориях
и складывать низкокалорийные фрукты с жирами. Роль фруктов
и овощей в потреблении связана не только (и часто не столько)
с калориями, но и с витаминами и т. д. Это обесценивает вообще
весь расчет.
Распространение и интерполяция
Суждения, основанные на косвенных показателях или
на неполном материале,— случаи, особенно часто возни-
кающие при анализе данных буржуазной статистики. Са-
ми итоги официальных подсчетов, как мы видели, часто
основываются на исчислениях и дополняются прикидка-
ми. В условиях отсутствия текущего сплошного учета,
когда в основу текущих показателей взяты итоги пред-
шествующих переписей, интерполяция неизбежна; без нее
статистика капиталистических стран не может обойтись.
Это обязывает экономиста иметь ясное представление и
о приемах интерполяции и о границах ее применения.
Во многих случаях самого расчета и не делают, огра-
ничиваясь заключениями общего характера.
Известно, например, что между продовольственным
положением в капиталистических странах и соотношением
цен на продукты имеется определенная связь. При силь-
ной нехватке продовольствия цены на продукты резко по-
вышаются. Однако это повышение происходит не в оди-
наковой мере для всех продовольственных товаров. Под-
мечено, что возрастание цены находится в известном соот-
ветствии с питательными свойствами и калорийностью.
Быстрее всего растут цены наиболее дешевых продуктов
186

питания (картофель), а пищевые и вкусовые разли-
чия в значительной мере теряют свое влияние на раз-
личия в ценах.
В начале 1918 г. цены большинства промышленных
товаров в Англии удвоились и утроились, а цена карто-
феля возросла всего на 36%. Отсюда можно было заклю-
чить, что продовольственное положение Англии, несмотря
на годовую подводную блокаду, было не особенно остро,
во всяком случае менее остро, чем продовольственное
положение в Германии в том же году.
Такие именно прикидки делал в отношении Англии
германский генеральный штаб в первую мировую войну.
Здесь не требовалось никаких распространений и косвен-
ных расчетов, поскольку нужна была попросту оценка
ситуации. Другой случай возникает тогда, когда экономи-
ческую ситуацию нужно оценить какими-либо абсолютны-
ми числами.
Допустим, официальная статистика капиталистической
страны указывает численность занятых рабочих в какой-
либо отрасли 120 тыс. чел. Вместе с тем, по данным
профсоюза, охватывающим несколько предприятий, из
числа б тыс. рабочих 4 тыс. работают только 20 часов в
неделю вместо 40 часов. По этим нескольким предприя-
тиям мы можем судить, что официальная статистика
преувеличивает численность занятой рабочей силы, так
как две трети рабочих заняты только наполовину. На-
сколько преувеличена эта численность? Очевидно на
2 тыс. чел.: 2 тыс. работают полностью + 4 тыс. работают
наполовину. Следовательно, на этих предприятиях офи-
циальные данные преувеличивают численность рабочих
на одну треть. Отсюда можно заключать с достаточным
основанием, что и вся численность рабочих по всей отрасли
преувеличена на одну треть и что действительное число
занятых рабочих в этой отрасли составляет не 120 тыс.,
а 80 тыс. человек.
Приемы вторичной группировки, о которых мы говори-
ли выше, являются также не чем иным, как простейшей
интерполяцией, и в этом отношении они аналогичны
косвенным расчетам вообще. В более узком смысле сло-
ва интерполирование означает нахождение на основа-
нии имеющихся данных неизвестных, но наиболее веро-
ятных для данного случая величин. Интерполирование
187

применяется или в тех же случаях, что и вторичная груп-
пировка, или в случаях нахождения величин на промежу-
точные даты, т. е. находящиеся между теми датами, по
которым у нас имеются фактические данные.
Рассмотрим первый случай, когда нам требуется дать
более дробную группировку, нежели та, которая дается
в опубликованных источниках.
По переписи 1900 г. в Германии было следующее число
детей ].
Возраст Число, тыс.
От 3 до 6 лет 4159
6-9 3823
9—12 3 602
Между тем нам нужно знать их распределение по
каждому году отдельно, т. е. сколько было детей в возра-
сте 3—4 лет, 4—5, 5—б, б—7 и т. д.
Распределение детей внутри опубликованных возраст-
ных групп, очевидно, не равномерно. Подтверждение
этому находим в обычных данных о возрастном составе
населения стран, где это распределение дает так называе-
мую возрастную пирамиду. Для нахождения промежуточ-
ных численностей мы применяем параболу второго по-
рядка: у = ах2 + Ьх + с.
Тогда, приняв за начальную точку для отсчета сере-
дину ряда и обозначив соответственно места для групп
через 1, 2, 3, 4 и —1, —2, —3, —4, получаем:
1 А. Н Лицыферов. Курс статистики, ч. 1, изд. 2, Харьков.
1912, стр. 402. Упрощено.
1S8

Складывая каждые три уравнения, получаем:
29а — 9Ь + Ъс =4159
2а + Зс = 3823
29д + 96 Н- Зс = 3602
Из этих трех уравнений с тремя неизвестными находим:
а = 2,13; Ъ = — 30,9; с = 1 273
Уравнение параболы, таким образом, получается:
у = 2,13jc2 — 30,9* + 1 273
Подставляя вместо х его значения, находим:
Полученные результаты интерполяции очень близко
подходят к фактическим данным переписи, что можно ви-
деть из их сопоставления:

Проверкой арифметической правильности вычислений
могут служить итоги по обоим столбцам. По первому по-
лучаем итог 11 585,07, по второму — 11 586,80. Расхожде-
ние получено за счет округления десятичных знаков при
вычислениях.
Теперь рассмотрим второй случай интерполирования —
нахождение численности на промежуточную дату.
Возьмем данные о численности населения Германии
на две даты:
в 1875 г. 42 729 тыс. чел.
в 1885 г. 46 858 .
Нам требуется определить численность населения на
1880 г. Эта величина приходится на середину периода
1875—1885. Поскольку рост населения шел, очевидно, по
сложным процентам, находим среднюю геометрическую
VM 729 х 46 858 = 44 737
Для нахождения численности населения па какие-нибудь дру-
гие даты мы должны исчислить средний темп прироста.
Исходя из допущения, что численность населения между эти-
ми двумя датами возрастала равномерно, мы можем применить
здесь формулу сложных процентов х
ап = а0 (1 + щ1, где / время в годах,
или логарифмируя:
log (* + ife) = "и" (1о& 46 858 - 1о& 42 729>
откуда находим:
log 46 858 = 4,67078
log 42 729 = 4,63072
разность 0,04006
0,04006 :10 = 0,00400
N log 0,00400 = 1,0093
следовательно,
1 + щ= 1,0093
1 О работе со сложными процентами см. П. Маслов. Тех-
ника работы с цифрами. М., 1955.
190

Но нам нужно получить значение
Эта вычисленная величина населения Германии в 1880 г,
(44 737 тыс. чел.) расходится с фактическим населением по пере-
писи 1880 г. (45 236 тыс. чел.) на 1,11%. Расхождение незначи-
тельное с точки зрения такого рода расчетов1.
Приведенный прием интерполирования исходит из
предположения, что население возрастает равномерно на
один и тот же процент в год. Такое допущение носит
гипотетический характер и возможно только для неболь-
ших периодов времени, причем таких периодов, в течение
которых не было каких-либо резких сдвигов общего эко-
номического характера.
Ясно, что в XX столетии подобного рода расчеты чрез-
вычайно рискованны и нередко могут привести к неверным
результатам.
Вообще приемами интерполяции, а особенно экстрапо-
ляции, когда мы выходим за рамки периода, следует поль-
зоваться с большой осторожностью, с постоянной огляд-
кой на фактический материал и строгой проверкой общих
условий, в которых находится объект расчетов за охвачен-
ный период времени.
Все вышеприведенные примеры показали, что норма-
тивные расчеты, которые встречаются в изобилии в бур-
жуазной экономической литературе, требуют критиче-
ского подхода, что применение статистических нормати-
вов в экономических расчетах требует осторожности, что-
этот вид относительных величин отличается большой
условностью и легко может привести к огульным распро-
странениям, затемняющим смысл изучаемого явления.
1 К таким расчетам сейчас в широких масштабах прибегает
индийская государственная статистика при проведении своих замеча-
тельных выборочных исследований. (См. «The National Sample
Survey». General report, № 1, 1952, дек., стр. 63 и след.)
191'

Если включить расчеты этого вида в общую систему
экономического анализа (анализ структуры, динамики
и связей), то место их прежде всего в области ана-
лиза структуры. Поэтому при оперировании с норма-
тивными расчетами следует постоянно оглядываться
на структуру явления, для которого рассчитаны нор-
мативы. Если норматив не скрадывает структурных
различий, он может в некоторых случаях, как мы
видели, принести существенную пользу экономи-
ческому анализу.
Анализ структуры
Непосредственное заключение, вытекающее из просто-
го обзора материала, обычно бывает достаточным тогда,
когда мы анализируем результаты группировки в виде
рядов распределения. Не лишне еще раз отметить, что
нужно строго различать статистическую группировку, как
результат статистической сводки, и вторичную группиров-
ку на основе первой. Сводкой первичного материала эко-
номист не занимается, эту работу выполняют специаль-
ные статистические организации. Таким образом, резуль-
тат первоначальной группировки экономист получает в
готовом виде. Перегруппировать вновь первичный мате-
риал он, конечно, не может и в этом смысле целиком за-
висит от статистиков, производящих сводку. Одно дело,
если при этом речь идет о материалах советской стати-
стики. Наш советский статистик должен быть прежде
всего первоклассным экономистом, который знает требо-
вания экономической теории и практические нужды со-
циалистического государства в деле руководства народ-
ным хозяйством. В соответствии с этим он строит свою
группировку.
Иное положение возникает, когда мы имеем дело с дан-
ными, публикуемыми в капиталистических странах.
Ряды распределения, которые там дают, не позволяют,
как правило, делать выводы и непосредственно раскры-
вать законы экономического развития и классовые отно-
шения. Эти ряды требуют и перегруппировки и привлече-
ния дополнительного материала. Лишь в отдельных слу-
чаях они могут непосредственно дать представление о
структуре явления.
192

Поскольку ряд распределения раскладывает массу на
составные части, уже из простого обозрения такого ряда
можно иногда сразу составить представление о структуре
этой массы. А структура в свою очередь во многих
случаях может служить основной характеристикой,
подчеркивающей особенности и отличия одних явлений
от других.
Так, достаточно представить отдельные группы насе-
ления по их возрастной структуре, т. е. по самому элемен-
тарному признаку, чтобы стали ясны характерные отли-
чия этих групп, отличия, уже носящие социальный ха-
рактер.
Это легко показать на примере США, где по данным
ценза 1930 г. население (мужчины) распределяется по
возрастам так, как это показано на следующих графи-
ках (рис. 5).
Рис. 5. Распределение мужчин но возрасту в США.
Формы распределения в обоих случаях резко отлича-
ются друг от друга.
Ясно, что эти отличия характеризуют разную возраст-
ную структуру взятых групп населения: на возрастную
структуру иностранцев оказывают большое влияние им-
мигранты, среди которых преобладают взрослые. Здесь
бросается в глаза ничтожный процент детей среди им-
мигрантов и отсутствие, следовательно, у них естествен-
ного воспроизводства населения.
Специфический возрастный состав отражается на по-
казателе — средний возраст.
/93

Средний возраст населения CIIIAi
Характерно, что детская возрастная группа с течением
времени у иммигрантов сокращается и неблагоприятный
для воспроизводства возрастный состав меняется в худ-
шую сторону. Вот соответствующие данные:
Распределение иностранцев по возрасту в США 2
Приведенное графическое изображение возрастной пи-
рамиды указывает еще на один очень важный факт:
детская возрастная группа оказывается меньше отроче-
ской группы и у коренного населения. Этот факт свиде-
тельствует о воспроизводстве населения на суженной
базе. А ведь надо иметь в виду, что речь идет о 1930 г.,
когда катастрофические последствия острого кризиса,
который начался в середине 1929 г., еще не могли сказать-
1 Е. P. Hutchinson. The changing composition of the
foreign-born population of the U. S., доклад, представленный на
международный демографический конгресс в Риме 1954 г.
(Meeting, № 12).
2 Там же. См. также сноску на стр. 215.
194

ся на падении рождаемости и на численности детской
группы. Суженное основание возрастной пирамиды наблю-
дается уже давно почти во всех странах господства капи-
тала.
Этой картине распределения можно противопоста-
вить распределение населения СССР по возрастам (по
переписи 1939 г.).
Возрастные группы Число лиц, тыс.
До 7 лет 31 412
8-11 » 16 409
12—14 » 13 336
15-19 » 15 124
20-29 » 30 639
30-39 » 25 333
40-49 » 15 236
50-5^ » 10 857
60 лет и старше И 130
(Численность населения указана в старых границах).
По укрупненным группам ] можно сделать следующее
сопоставление (в процентах):
Молодежная группа многочисленнее всего в СССР.
В этом залог нормального роста населения страны социа-
лизма.
Таковы те выводы, которые можно сделать, обозре-
вая даже простое графическое изображение ряда
распределения, показывающего возрастную структуру
(рис. 6—8).
1 В. И. Ленин брал группы до 20 и до 25 лет по данным «Воен-
но-статистического сборника» за 1871 г. («Ленинский сборник»,
XXXIII, стр.397).
195

Рис. 6. Иностранцы в США.
Рис, 7. Население Германии.
Аналитическое значение рядов распределения и заклю-
чается в том, что они вводят нас сразу в круг особенно-
стей строения массы, с которой нужно иметь дело.
Еще более важную роль для изучения капиталистиче-
ского мира играют ряды, характеризующие распределение
196

Рис. 8. Возрастная структура населения.
национального дохода, но об этом мы говорим в специаль-
ной главе (глава VI).
Особый случай имеет место тогда, когда в ряду появ-
ляются два максимума. Вот пример такого ряда 1.
1 И. Козьминых-Ланин. Продолжительность рабочего дня
и рабочего года на фабриках и заводах Московской губ. 1912, стр. И.
т

Распределение рабочих по продолжительности рабочего дня в
промышленности Московской губ. накануне первой мировой
войны
Два максимума (в результате чего появилась так на-
зываемая плосковершинность) появились в первом ряде
потому, что в нем смешаны разные типы предприятий.
Двойной максимум исчез, когда каждый тип был взят
отдельно.
По поводу данных, приводимых в работе Козьми-
ных-Ланина, В. И. Ленин пишет: «Отсюда видно, как
ничтожно еще в России число рабочих, занятых
не более 8 часов в сутки... Напротив, число рабочих
с непомерно, безобразно длинным рабочим днем очень
велико...» *.
Аналогичная картина распределения может полу-
читься, если распределить по величине заработной платы
квалифицированных и неквалифицированных рабочих.
Наличие двух максимумов в ряде распределения
обычно может служить для экономиста сигналом того,
что в представленном ряде собраны вместе какие-то су-
щественно разнородные явления.
Впрочем, в особых случаях скопление численностей
может соответствовать существу дела, как это можно
видеть, например, из следующего ряда распределения.
1 В. И. Ленин. Соч., т. 18, стр. 242.
198

В царской России перед первой мировой войной вся
масса денежных знаков в обращении распределялась сле-
дующим образом:
Очевидно, что все распределение денежной массы соот-
ветствовало строению товарного оборота: ниже 5 руб. —
40%, свыше 5 руб.— 60%. Вместе с тем скопление
численностей (5 руб., 10 руб., 100 руб.) также, оче-
видно, соответствовало потребностям денежного обра-
щения.
Вторичная группировка
Во многих случаях вторичная группировка может за-
ключаться попросту в укрупнении интервалов, а не в
дроблении их (что гораздо сложнее, как мы видели),
или в том и другом вместе. Следующий пример показы-
вает, что простое укрупнение групп делает картину явле-
ния более ясной и характер процессов более очевидным.
Застойность безработицы в Москве в 1902 и 1906 гг.
можно видеть из следующих данных*.
1 «Русская мысль», 1908, кн. X, стр. 199.
199

Длительность
пребывания
без работы
По переписи
27 января
1902 г.
%
В 1906 г.
%
До 3 мес. 59,7 38,0
3—6 . 23,3 34,0
6-12 „ 10,3 21,6
Свыше 12 мес. 6,7 6,4
Однако более дробная группировка первых групп и
укрупнение двух последних проясняют картину.
До 1 мес. 24,9 16,3
1—3 34,8 21,7
3—6 23,3 34,0
Свыше 6 мес. 17,0 28,0
В тех случаях, когда мы располагаем данными, для
которых нет возможности вычислить взвешенные обоб-
щающие характеристики (или когда вообще нет нужды во
взвешивании), но которые мы стремимся представить в
схематическом и легко обозримом виде, молено восполь-
зоваться некоторым подобием перегруппировки, исходя из
следующих приемов.
Допустим, у нас имеется таможенный тариф, где ввоз-
ные пошлины построены по принципу ad valorem, т. е.
в процентах к цене товара. Нам желательно разбить весь
перечень пошлин на гомогенные группы, дающие пред-
ставление о том, каким отраслям своей промышленности
или каким концернам покровительствует тариф.
Располагаем статьи тарифа в нисходящем порядке по
размеру пошлины, выраженной в процентах к объявлен-
ной цене ввозимого товара.
Номер статьи
таможенного тарифа
по нисходящему
порядку
Пошлина
ad
valorem
Номер статьи
таможенного тарифа
по нисходящему
порядку
Пошлины
ad
valorem
Группа высокооб лагае-
мых товаров
1 35,7
2 30,6
3 28,1

Группа по обложению
выше средней
4 24,2
5 21,4
6 20,4
7 19,7
8 .17,7
9 17,1
10 15,6
11 15,6
12 15,2
13 14,9
14 14,5
15 14,2
Группа средняя по
обложению
16 13,8
17 12,1
18 12,1
19 • 12,0
20 11,7
21 11,3
22 10,6
23 10,5
24 9,6
25 9,1
26 8,6
27 8,4
Группа по обложению
ниже средней
28 8,1
29 7,3
30 5,5
31 5,3
32 5,1
33 4,8
34 4,4
35 4,3
36 4,3
37 4,0
38 4,0
39 3,4
40 3,3
41 • . . 3,2
Группа наименее
облагаемых
42 3,0
43 2,4
44 2,2
45 1,8
46- •••.•••... . 1,5
47 1,5
В среди ем 10,9
Определяем сначала среднюю для всех 47 статей. Она
равна 10,9. Выше этой нормы имеют товары с номерами
от 1 до 21, остальные — ниже 10,9. Средняя для первой
группы товаров равна 18,0, а для второй (от 22-го до
47-го) — 5,2. Далее определяем средние третьего порядка
для товаров от 1-го до 7-го, от 8-го до 21-го, от 22-го до
201

31-го и от 32-го до 47-го. Этим мы находим пределы групп:
25,7; 14,7; 8,3 и 3,1.
В конечном результате получаем:
высшая 25,7
высокая 18,0
выше средней 14,1
средняя 10,9
ниже средней 8,3
низкая 5,2
низшая 3,1
Следовательно, демонстрируемый материал разделяет-
ся на пять групп:
1. Отрасли, наиболее защищаемые тарифом — пошлина свыше 25,7%
2. Товары, облагаемые выше средней пошлины . . . 14,1—25,7%
3. Облагаемые средней пошлиной 8,3 — 14,1%
4. Облагаемые ниже средней 3,1 — 8,3%
5. Наименее облагаемые ниже 3,1%
Состав групп указан выше:
в первую входят 3 товарных статьи,
во вторую —12, в третью —12,
в четвертую —14 и, наконец; в пятую — 6 статей.
Следует еще раз особо подчеркнуть, что вторичная
группировка ни в каком случае не может заменить под-
линную первичную статистическую группировку. Только
в некоторых случаях, перегруппировывая данные таблиц,
мы получаем нужный нам результат. Но если с самого
начала статистический материал разгруппирован по за-
ведомо неправильному признаку, сделать в большинстве
случаев ничего нельзя.
Поставим, например, перед собой задачу перегруппировать до-
потопные официальные данные о населении России 1839 г. с тем, что-
бы получить представление о классовой структуре населения доре-
форменной России.
Вот группировка населения, принятая в официальной статистике
крепостнической России 1:
1. Духовные
а) монашествующие
б) монастырские служки
в) священнослужители
г) церковнослужители
1 «Материалы для статистики Российской империи» (статисти-
ческое отделение совета Министерства внутренних дел). СПб., 1839,
стр. 114 и след.
202

2. Благородные
А. служащие
а) военного ведомства
генералы
штаб-офицеры
обер-офицеры
б) гражданского ведомства от 5-го класса и выше, штаб-офи-
церы, не имеющие 14-го класса
Б. Отставные (те же подразделения, что и служащие)
3. Почетные граждане
4. Разночинцы
5. Купечество
А. Местное
1-й гильдии
2-й »
Э-й »
Б. Иногородние (по гильдиям)
6. Мещане и посадские
а) местные
б) иногородние
7. Вечноцеховые
8. Иностранцы
9. Нижние воинские чины
а) служащие
б) отставные
в) проживающие по паспортам
10. Вольноотпущенные
11. Дворовые
а) живущие при домах господ
б) проживающие по паспортам
12. Крестьяне
а) казенные
б) удельные
Ясно, что получить на основании такой группировки
даже косвенное представление о классовой структуре яв-
ляется задачей весьма сложной. Вспомним замечание
Маркса о том, что до сих пор еще не изобретено искусство
ловить рыбу в тех водах, где она не водится! *
1 «Материалы для статистики Российской империи» в части
группировки были раскритикованы Н. П. Огаревым (Избранные со-
циально-политические и философские произведения, т. I. M., 1952,
стр. 91 и след.). В этой критике Н. П. Огарев выставил ясную
позицию в вопросе о группировке и о взаимоотношении статистики
и политической экономии и выразил ее прекрасными словами: «Ста-
тистика должна группировать элементы, из которых состоит госу-
дарство, как силы, из которых пойдет его дальнейшее развитие,
и поэтому она подчиняется точке зрения политической экономии.
Да без этого подчинения, без этого проникновения статистики поли-
203

Бывают случаи, когда группы, публикуемые буржуазной стати-
стикой и показывающие явную несообразность, не могут быть под-
вергнуты перегруппировке, точнее — когда перегруппировка не вно-
сит ясности в вопрос В этом случае приходится прибегать к более
сложным приемам их обработки (конечно, если нет возможности
осветить вопрос другими материалами). Вот пример.
Приводим данные о случаях выселения за невзнос квартирной
платы для некоторых кварталов дореволюционной Москвы. Известно,
что чем выше этаж, тем ниже (в пределах одного и того же райо-
на) была квартирная плата. Состоятельные плательщики жили во
втором этаже больших домов, первый этаж был обычно занят тор-
говыми помещениями. Обращаемся к следующей таблице.
Случаи выселения за невзнос квартирной платы в Москве
в один из дореволюционных годов
(без подвалов)
Эти данные на первый взгляд заставляют предполагать, что не-
платеж квартирной платы наблюдался главным образом в нижних
этажах (о подвальных этажах сведений нет). Однако это противоре-
чит нашим представлениям о том, что беднота проживала в верхних
этажах и в подвалах. Очевидно, таблица дает неправильное
освещение вопроса вследствие того, что остается неизвестным
и число жильцов по этажам (откуда можно было бы установить
процент выселяемых), и число домов. Поскольку никакими другими
данными мы не располагаем, здесь можно прибегнуть к следующему
способу. Исчислим, сколько в среднем случаев выселения приходится
на один этаж. В группе одноэтажных домов таких случаев будет
76 (поскольку там всего один этаж). В группе двухэтажных домов
их будет:
тической экономией, статистика все же остается мертвой буквой,
безразличным описанием безразличного факта» (стр. 94—95).
204

В группе трехэтажных:
Тогда мы получим следующий ряд:
Среднее число
случаев высе-
ления на
первый этаж
Одноэтажные дома 76
Двухэтажные » 77
Трехэтажные » 66
Четырехэтажные» 63
Пятиэтажные » 50
Полученные величины выражают численности выселений, вы-
численные в предположении, что этажи не отличаются друг от дру-
га в отношении неплатежеспособных. Если исходить из того же
предположения, то число выселений из первого этажа равнялось бы
76 + 77 + 66 + 63 + 50 = 332,
так как во всех пяти группах есть первый этаж;
из второго этажа 77+66+63+50=256
» третьего » 66+63+50=179
» четвертого » 63+50=113
» пятого » 50
Всего 930
Таким образом, мы получаем два ряда распределения числен-
ностей:
Второй ряд вычислен в предположении того, сколько было бы
случаев выселения, если бы этажи не отличались между собой по
составу жильцов. Очевидно, что если фактическая численность в пер-
вых этажах меньше ожидаемой, то ясно, что первые этажи, осо-
206

бенно бельэтаж, резко отличны по составу жильцов от остальных
В верхних этажах, наоборот, ожидаемые численности меньше фак-
тических. Следовательно, удельный вес выселений из верхних этажей
(в отношении числа проживающих) был, повидимому, выше.
Таким образом, связь между неплатежеспособностью жильцов
и этажом, в котором они проживают (следовательно, и стоимостью
жилищной площади), обратна той, которая вытекает из поверхност-
ного обзора таблицы. В верхних этажах жили менее обеспеченные
люди. Абсолютное же большинство выселяемых по исполнительным
листам в первых этажах объясняется тем, что в Москве многоэтаж-
ных домов вообще было очень мало (средняя этажность была
менее 1,5).
В конце 1906 г. Академия наук издала работу
А. В. Погожева «Учет численности и состава рабочих в
России». В этой работе дается ленинская трактовка во-
проса о концентрации производства, и все исследование
в целом является пропагандой ленинских идей и удачной
попыткой распространить методы, изложенные в «Разви-
Гручпировка предприятий по числу рабочих
тии капитализма в России», на более поздний период.
В книге, между прочим, имеется следующая таблица рас-
пределения \
1 А. П о г о ж е в. Учет численности и состава рабочих в России.
СПб., 1906, стр. 81.
206

Чтобы ответить на вопрос о связи размеров предприя-
тий с их возрастом, здесь возможно исчислить коэффи-
циент корреляции или ограничиться уравнением связи.
* * *
В настоящей главе мы рассмотрели только некоторые
возможные случаи, которые могут встретиться в практи-
ке экономического анализа статистического материала,
относящегося к капиталистическим странам. Само собой
разумеется, что не только исчерпать все возможные в этой
области варианты, но и дать сколько-нибудь системати-
ческое изложение приемов такого анализа невозможно.

ГЛАВА ЧЕТВЕРТАЯ
ДИНАМИЧЕСКИЕ ПРОЦЕССЫ В ОСВЕЩЕНИИ
БУРЖУАЗНОЙ СТАТИСТИКИ
Преобразование динамических рядов
Динамические ряды в статистических публикациях
являются основным источником сведений, характеризую-
щих изменения в экономике страны. Поэтому, естествен-
но, очень важно иметь ясное представление о характере
этих публикаций и о лраницах, в пределах которых они
могут практически служить для анализа капиталистиче-
ской действительности. Анализ движения во времени, со-
поставление разлых рядов и изучение сравнительных тем-
пов развития в разные периоды — наиболее распростра-
ненный прием экономического анализа. Динамические
ряды — это экономическая история и вместе с тем это
экономическая ситуация. Острое политическое значение
таких данных, разумеется, учитывается буржуазной ста-
тистикой в первую очередь.
Реальный процесс капиталистического воспроизвод-
ства расчленяется буржуазными статистиками на две ча-
сти — на динамику как таковую и на циклическую форму
колебаний. Они стремятся представить дело так, что ка-
питализму якобы присущ естественный закон равномер-
ной эволюции, а циклические колебания представляют
собой некоторые отклонения от идеальной линии плав-
ного процесса развития. Между тем цикл и есть динами-
ка капиталистического хозяйства в целом. Вне цикличе-
ского движения не было бы капиталистической динамики.
Циклическая форма воспроизводства есть существо капи-
талистической динамики, здесь полное диалектическое
единство формы и содержания.
Средством и аргументом для буржуазных теоретиче-
ских построений служит выравнивание рядов. Противопо-
ставление тенденций развития капитализма как существа
и цикла как формы требуется буржуазным статистикам
208

для «теоретического» отрицания общего кризиса капита-
лизма.
На вопросе о выравнивании рядов следует остановить-
ся подробнее. В буржуазной экономической литературе
часто, наряду с данными в первоначальном, непреобразо-
ванном виде, приводятся, особенно если речь идет о дли-
тельном периоде, выравненные ряды. При такой обработ-
ке динамических рядов буржуазный статистик исходит из
следующего рассуждения.
Ряды, взятые за длительный отрезок времени, дают
определенную тенденцию развития — рост населения, до-
быча минералов — или падения — норма учетного про-
цента. Признание такой тенденции есть «концепция
векового уровня». «При анализе временного ряда, — пи-
шет Миллс,— значения линии этого уровня считаются
нормальными изменениями его величины для каждой
даты.
Эта концепция... является основой в экономическом
анализе» 1. Конечно, говорит Миллс, есть и такие ряды,
которые не дают тенденции движения вверх или вниз.
Он приводит пример барометра, показания которого в
какой-либо точке колеблются около постоянного уровня.
(Это сопоставление экономических рядов с барометром
само по себе уже весьма характерно.)
Далее, на основное движение «наслаиваются» колеба-
ния, «которые могут быть правильными и неправильными,
резкими или умеренными, простыми и сложными». К чис-
лу «правильных» относятся сезонные колебания и коле-
бания «циклические». «Цены, заработная плата, объем
цромышленного производства, биржевые обороты и боль-
шинство рядов, относящихся к деятельности отдельных
предприятий, обнаруживают конъюнктурные колебания,
где выделяются периоды депрессии и процветания. В то
время как продолжительность таких периодов может ме-
няться, общая последовательность изменений конъюнк-
турного цикла проявлялась в прошлом с достаточной
правильностью. Это дало возможность систематически ис-
следовать циклы. Наряду с такими, более или менее пра-
вильно повторяющимися, колебаниями движения эконо-
мических рядов осложняются случайными и незакономер-
1 F. С. М i 11 s. Statistical methods applied to economics and
business. N. Y., 1938, стр. 229.
209

ными колебаниями — катастрофическими событиями, вро-
де землетрясения в Сан-Франциско, войн, наводнений, по
жаров и пр.» 1
Мы нарочно привели цитату, чтобы читатель мог по-
чувствовать все своеобразие трактовки. Здесь не только
характерны деликатные обозначения кризисов сменой пе-
риодов «депрессий» и «процветаний», характерен и знак
равенства между землетрясениями и войнами. Выходит,
что пожар или война — случайность, кризисы — «правиль-
ные» периодические колебания.
Во всем рассуждении есть только одно стремление —
во что бы то ни стало создать абстрактную, иллюзорную
схему плавной эволюции.
Миллс не останавливается на одних рецептах, он
приводит пример нахождения векового уровня. Пример
чрезвычайно характерный: выравниваются банкротства
за 1897—1933 гг. по параболе 2-го порядка. Резкие скачки
которые дают численности банкротств в годы обострения
кризиса, исчезают, остается плавный уровень. Правда,
этот уровень повышается, но Миллс преподносит это по-
вышение как следствие увеличения числа предприятий.
Численности же предприятий он предусмотрительно не
дает (рис. 9).
Автор одного распространенного учебника2 умудряет-
ся выравнивать подряд следующие явления (сохраняем
порядок): смерти от туберкулеза, продукция нефти, цены
на яйца в Нью-Йорке, оптовая торговля, численность на-
селения, среднемесячные температуры, дневные выручки в
оптовой торговле, опять цены на яйца, число забастовок.
Это не случайно. Цель заключается в том, чтобы подчерк-
нуть, во-первых, идентичность приемов расчета и, во-вто-
рых, внушить представление об идентичности обществен-
ных и естественных явлений.
Выровнять ряд, найти «вековое движение» означает
для реакционной буржуазной статистики не только вы-
ровнять ряд за прошлое время. Этот же прием служит и
для экстраполяции. Раз найдено уравнение кривой, нет
формальных математических препятствий для продолже-
1 F. M i 11 s. Statistical methods applied to economics and business.
N. Y.f 1938, стр. 231.
2 A. Waugh. Elements of Statistical Method. N. Y. and Lnd.;
последнее издание вышло в 1943 г.
210

Рис. 9. Банкротства в США.
Буржуазных статистиков не смущает то, что такие
экстраполяции часто приводят к курьезам. Так, незадол-
го до войны в США был выпущен сборник, посвященный
перспективам роста населения во всех странах мира. Рас-
четы были сделаны и для 1950 г. и для 1970 г.1 Нет нуж-
ды говорить о том, что «предсказания» этих статистиков
даже отдаленно не подошли к фактической численности
населения 1950 г. Учтены были средние многолетние тем-
пы прироста, но не были учтены вторая мировая война и
ее последствия!
1 «The Future Population of Europe and the Soviet Union, Popu-
lation Projections, 1940—1970», N. Y., Аналогичные расчеты при-
ведены в официальном докладе Отдела населения ООН, который он
представил международному демографическому конгрессу 1954 г.
в Риме. Населенность земного шара к 1980 г. там рассчитана от
3 295 до 3 990 млн. чел. («The Past and Future Population of the
World», Meeting, № 14).
211

С полным основанием мы можем полагать, что если
население города возросло со 130 тыс. в 1940 г. до 173 тыс.
в 1950 г., то средний годовой прирост составлял (здесь
важно прошедшее время!) 2,9%. Однако было бы совер-
шенно формальным рассуждением, что если средний годо-
вой прирост за предшествующее десятилетие равен 2,9%,
то население, составляющее в 1950 г. 130 тыс., в 1960 г.
составит 173 тыс.
В этом отличие разумного расчета среднегодового тем-
па от формальной экстраполяции. Когда мы говорим о
приросте населения района, речь идет не только о есте-
ственном движении; сюда входят вновь приехавшие и
исключаются покинувшие район (механическое движе-
ние).
Ясно, что полагать постоянным баланс приехавших и
уехавших—значит строить фантастическую гиппотезу,
особенно для районов США, где сотни тысяч безработ-
ных кочуют по стране в поисках работы в фургонах, кото-
рые прицепляются к попутным автомобилям. Огромные
поселки на колесах то вновь возникают, то неожиданно
исчезают, скопляются вновь в другом месте — там, где
временно возникает потребность в рабочей силе.
С 1940 по 1947 г. из 122,6 млн. жителей США старше
одного года только 96,6 млн. жили оседло, остальные пе-
реезжали с места на место. Об этом свидетельствует ценз
1950 г.1.
К настоящему времени таких своеобразных лагерей —
«фургонных парков» насчитывается по всей стране около
9 тыс.
Журнал «Ридерс дайджест» пишет, что вокруг строя-
щихся сейчас в США новых военных заводов выросли са-
мые крупные фургонные «городки». В Падьюка (штат
Кентукки) в 2544 фургонах живет 8100 человек. Близ
Эйкена (штат Южная Каролина), по словам другого аме-
риканского журнала — «Нью-Йорк тайме мэгэзин», обо-
сновалось 9360 фургонов с населением больше 30 тыс.
человек.
За период 1940—1947 гг. население США в возрасте
старше одного года составляло в среднем 122,6 млн. чел.
Из них мигрировало 20,8%, как уже сказано. Если раз-
1 «Journal of the American Statistical Association», 1951, декабрь,
стр. 432.
212

делить на 7, то получится около 3 млн. чел. в год. После-
дующие годы показали резкое увеличение внутренней
миграции.
Вот эти данные (млн.) 1.
Перспективные расчеты и другие экстраполяции
На основе рассмотрения временных или динамических
рядов могут быть произведены, как уже упоминалось,
перспективные расчеты, в частности — населения.
Сокращение рождаемости и резкое падение удельного
веса детских возрастов — непреложный факт, с которым
приходится считаться буржуазному государству. Поэтому
и перспективные их расчеты покоятся на признании про-
грессирующего сокращения детских возрастов. Так,
проект Бевериджа, касающийся социального страхова-
ния2, приводит следующее соотношение детских и стар-
ческих возрастов (см. таблицу на стр. 215). Этот раздел
программы Бевериджа называется «проблема возраста» и
изложен под углом зрения доказательства того, что ожи-
даемый рост безработицы связан с изменением возрастно-
го состава населения — с уменьшением удельного веса
младших возрастных групп и увеличением удельного веса
лиц старше 60 и 65 лет. «Бедность связана со старостью
более, чем с какими-либо иными причинами», сказано в
программе.
Так застенчиво формулируется общеизвестная не толь-
ко в Англии, но и во всем капиталистическом мире траге-
дия старости» — неизбежная безработица, связанная с до-
стижением определенного возраста.
1 «Journal of the American Statistical Association», 1951, декабрь,
стр. 432.
2 «The Beveridge Report in Brief», Lnd.,1942, § 233—237.
Ш

Характерно, что перспективные расчеты, проделанные
Департаментом экономики Организации Объединенных
Наций, показывают дальнейшее снижение удельного веса
молодежной группы в капиталистических странах. Такой
расчет сделан ими для 1980 г. по странам Южной
Европы 1.
Соответственно возрастает процент лиц старческого
возраста (старше 60 лет), удельный вес рабочего возра-
ста остается по этим исчислениям неизменным.
Таким образом, авторы вынуждены признать, что
в перспективе возрастная пирамида изменится под влия-
нием сокращения рождаемости, непременного спутника
общего кризиса капитализма.
1 «The Economic Situation in Europe». Geneve, 1953, стр. 119. Не-
которые предположения о возрастной пирамиде для коренного насе-
ления США в 1970 г. показывают еще более низкий процент моло-
дежи (см., например, J. Hicks. The Social Framework of the Ameri-
can Economy, № 9, 1945, стр. 63).
214

В США был произведен и ряд расчетов по экстрапо-
ляции «занятости». Так, Комиссия по пособиям безработ-
ным рассчитала процент повышения занятости рабочих
с апреля 1939 г. по апрель 1944 г. (повышение занятости
происходило на почве военно-промышленного бума) К По-
лученный процент был распространен на все данные цен-
за 1939 г. Неправильность такого распространения
заключается в том, что Комиссия располагала данными
по предприятиям, охваченным так называемым актом со-
циального обеспечения. Но этим актом охвачена только
часть отраслей промышленности, а в этих отраслях —
только крупные предприятия.
Основное требование статистической науки — условие
репрезентативности — было нарушено. Был проведен спе-
циальный опрос предпринимателей по следующей про-
грамме: 1) сколько у вас рабочих было в 1940 г., 2) сколь-
ко сейчас (апрель 1944 г.), 3) сколько рабочих вам пона-
добится после войны? Ответили около 2200 предприятий.
На основании этих частичных данных и ряда других
была рассчитана численность занятых рабочих в первый
послевоенный год, условно обозначенный 194?. Что же по-
лучилось? Получилось вот что:
Экстраполяция американских статистиков
(млн.)
Очевидно, 3 млн. безработных они считали «нормаль-
ной» величиной резервной рабочей армии, без которой
немыслимо существование промышленности.
Фактические же данные о безработице в 1950 г. намно-
го превысили и эту величину.
1 «Journal of the American Statistical Association», 1945,
март, стр. 21.
216

«Журнал Американской статистической ассоциации»
всерьез ставит вопрос о нормативном расчете «нормаль-
ной» безработицы, обеспечивающей нужное «трение»
(friction) для народного хозяйства 1.
Народное хозяйство рассматривается как мотор, где
это «трение» необходимо для сцепления его частей. Глав-
ная опасность в слишком высоком «трении»; поэтому смяг-
чающим мероприятием является «неполная занятость».
Любовь к экстраполяциям привела Американскую ста-
тистическую ассоциацию к тому, что была установлена
премия Бебсона, присуждаемая «за лучшую работу по
предсказанию цен». Обоснование возможности зани-
маться этими предсказаниями заключается в том, что по
характеру движения предшествующих циклов можно
якобы установить точки продвижения будущего цикла.
В качестве аналогии тут же приводят в пример астроно-
ма Галлея. Этот астроном в начале XVIII в. обратил вни-
мание на сходство орбит кометы в 1531, 1607 и 1682 гг.
(т. е. каждые 75—76 лет) и предсказал появление той же
кометы в 1758 г. Действительно, в 1758 г. эта комета про-
шла перигелий («в день Рождества», многозначительно
добавляют некоторые авторы). Для таких экономистов
движение конъюнктуры подобно движению небесных тел.
Вот образец одной из работ, получившей в свое время премию2.
Она была посвящена предсказанию цен на свинину. Испытывая раз-
личные факторы, определяющие высоту цен на свинину методами
корреляции, автор получает следующее уравнение множественной
регрессии
X = 0,16Л — 0,2В — 0,08С — 0.53D — 18,94
где:
X — предсказанная цена свинины, выраженная в процентах к
вековой тенденции с поправкой на сезонность.
А — цена промышленных акций (на шесть месяцев назад)
В — цена кукурузы (на пять месяцев назад).
С — отношение <хог-корн» (цена кукурузы, деленная на цену
свинины) на год назад.
D — цена свинины (на три месяца назад) (все цены в процен-
тах к уровню).
Эта формула давала якобы возможность предсказания цены
свинины на три месяца вперед.
1 «Journal of the American Statistical Association», 1945, июнь.
2 С. Sari e. Forecasting the price of Hogs («The American
Economic Review», t. XV, 1925, сентябрь, приложение № 2.)
216

Обработка динамических рядов
Для буржуазного статистика движение уровня есть
функция времени: число колец на дереве увеличивается
потому, что протекают годы, население растет по той же
причине, промышленная продукция... здесь получается
осечка, потому что промышленная продукция то растет,
то быстро падает вниз; но буржуазного статистика это не
смущает. Его не смущает то, что гражданская промыш-
ленная продукция не может выбраться из состояния хро-
нического застоя, вызванного общим кризисом и гонкой
вооружений. Он рассуждает так: есть «вековое движе-
ние» (secular trend), которое является функцией време-
ни, имеются отклонения от этого общего уровня. Откло-
нения могут быть случайными, могут быть сезонными, мо-
гут быть циклическими. Задача заключается в том, чтобы
математическим выравниванием освободиться от всех
этих «отклонений» и показать «вековое движение» в чи-
стом виде, ибо это плавное развитие, сформулированное
математическим уравнением, и есть истинное движение
капиталистического хозяйства. А циклы? Циклы — несу-
щественные отклонения. А длительный кризис? Кризисов
нет, есть длительный цикл, в конце которого когда-нибудь
наступит подъем. Задача статистики заключается в изу-
чении «векового движения». У одних показателей это дви-
жение сопровождается большой амплитудой «отклоне-
ний», у других «отклонения» меньше. Измерять эти
колебания вокруг уровня можно средним квадрати-
ческим отклонением и по нему судить о степени
устойчивости рядов.
Так рассуждает буржуазный статистик й применяет
выравнивание в соответствии с этим рассуждением. Урав-
нение кривой, которое он вычисляет на основе эмпириче-
ских данных, представляется ему формулировкой закона
плавного развития капиталистического хозяйства.
Нетрудно видеть апологетическую сущность такого
выравнивания. Буржуазная статистика старается матема-
тическими уравнениями преодолеть законы капиталистиче-
ского хозяйства и доказать во что бы то ни стало устой-
чивость этого хозяйства, случайность и несущественность
кризисов в перспективе мифического устойчивого «веко
вого движения».
217

Буржуазные статистики не ограничиваются выравни-
ванием отдельных рядов. Дело в том, что в большинстве
случаев речь идет о сопоставлении рядов и вытекающих
из такого сопоставления заключений экономического и
политического характера. То, что сопоставлять непосред-
ственно динамические ряды рискованно, это буржуаз-
ные экономисты знают. Действительно, при непосред-
ственных сопоставлениях может получиться неправиль-
ный вывод о связи между явлениями. Даже если заранее,
путем основательного материального анализа существа
явлений прийти к политико-экономическому заключению
о возможной связи между явлениями, то все же сопостав-
лять непосредственно динамические ряды не следует. Мо-
жет получиться так, что связь представится очень значи-
тельной и несомненной. Но эта высокая степень связи бу-
дет обусловлена не существом дела, а тем, что сопостав-
ляемые ряды одновременно повышаются или понижают-
ся. Поступательное движение их создаст видимость вы-
сокой связи между явлениями, которой на самом деле
может и не быть. Так, если непосредственно сопостав-
лять месячный индекс цен и индекс рождаемости (сдви-
нув его на девять месяцев вперед), получится очень вы-
сокий отрицательный коэффициент связи, т. е. чем выше
уровень стоимости жизни, тем ниже рождаемость. Однако
на самом деле здесь хотя связь безусловно есть, она не
так высока, как показывает такой коэффициент. Почему?
Потому, что и тот и другой показатель двигаются в опре-
деленном направлении, но индекс цен дает непрерывное
повышение, а индекс рождаемости сильно колеблется.
Только приемом исключения уровня можно составить
правильное представление о степени связи между этими
явлениями.
Эту особенность динамических рядов буржуазные эко-
номисты знают. Они, предварительно выровняв ряд и ис-
ключив уровень, измеряют связь между отклонениями от
уровня. Но все дело заключается, как мы говорили, в
предварительном материальном анализе, в установлении
законности поисков коэффициентов связи. Лишь после
того, как мы приходим к теоретическому заключению
о связи между явлениями, мы можем заниматься измере-
нием степени ее тесноты. Так, можно, например, рассчи-
218

тывать связь между смертностью и высотой заработной
платы, исходя из известного положения Маркса 1.
Но буржуазный экономист не признает во многих слу-
чаях никакого предварительного материального анализа.
Он сперва устанавливает факт связи, а потом выводит на
этом эмпирическом основании свои мнимые закономер-
ности. Получаются обобщения без теоретической основы,
здание без фундамента, воздушные замки.
В этом направлении идет дальнейшая обработка ди-
намических рядов. Сначала, следовательно, выравнива-
ние, поиски «векового уровня» и механических циклов. Но
это первый этап. Дальше идет измерение связей между
отклонениями от уровня.
Пользуясь коэффициентом корреляции для динамиче-
ских рядов, буржуазные экономисты делают самые при-
чудливые исчисления связи, зачастую доказывая вещи,
совершенно противные здравому смыслу. Так, С. Фабри-
кант в книге «Занятость в промышленности 1899—
1939 гг.» (Нью-Йорк, 1942) исчисляет коэффициент кор-
реляции между занятостью и производительностью труда
(0,31), между объемом производства и капитальными
вложениями на одного рабочего (0,27) и делает вывод,
что безработица не влияет на уровень производительности
труда, а техника не влияет на объем призводства.
В учебнике статистики Леви и Прейдль коррелируют
сбережения и забастовки плюс локауты.
Полный набор подобных коэффициентов корреляции
можно видеть у Дороти Томас в ее книге «Социальный
аспект промышленных циклов» (1925).
Здесь коррелируются динамические ряды — браки и
разводы, потребление пива и аресты за пьянство, само-
убийства, кражи и насилия, незаконнорожденные, пре-
следования за проституцию, нищенство и пр.
В английском журнале Королевского статистического общества
(1939) исчисляется связь между показателем преступности («число
преступлений, известных полиции, в процентах к взрослому мужско-
му населению») и порками (процент выпоротых в участках к обще-
му числу приговоров) за период 1860—1930. Получается так, что чем
больше порют, тем преступность ниже. Остается только непонятным,
за что же порют, если в годы больших порок преступность ниже?
1 См. К. Маркс и Ф. Энгельс. Соч., т. XVII, стр. 706.
219

Злоупотребление измерителями связи приводит к фор-
мально-математическим эмпирическим конструкциям,
иногда поражающим своей теоретической необоснован-
ностью и практической бесполезностью К
Во многих случаях самые расчеты корреляции динами-
ческих рядов производятся для опровержения неугодных
буржуазии научных теорий.
Так, известный буржуазный апологет Генри Мур уста-
навливал связь между высотой заработной платы и фи-
зиологическим минимумом существования, с одной сторо-
ны, и «обычным уровнем жизни» — с другой.
За показатель величины физиологического минимума
Мур брал издержки рабочих на пищу и отопление, за по-
казатель «обычного уровня жизни» — стоимость пансио-
на одинокого рабочего. Коэффициент корреляции между
заработной платой поденщиков и углекопов и стои-
мостью физиологического минимума оказался равным
0,31, а между заработной платой и «обычным уровнем» —
0,67.
Это дало повод утверждать, что заработная плата не
является ценой рабочей силы, т. е. не является товаром,
цена которого определяется издержками его произ-
водства 2.
Вот пример из работ, опубликованных в «Экономет-
рике». Даны исходные сведения о динамике продукции и
рабочей силы. Путем весьма сложной математической
обработки на основе дисперсионного анализа и так назы-
ваемых коэффициентов конфиденции авторы приходят к
1 См., например, статью Уоррена «Статистический анализ в ис-
следованиях по вопросам управления берм», где широко применяет-
ся корпеляция («Journal of the Farm Economics», 1936, февраль).
2 Характерно, что и преподавание теории корреляции в эконо-
мических (коммерческих) вузах США носит в большой мере тот же
схоластический характер даже тогда, когда речь идет о практиче-
ских занятиях. Вот перечень тем, предлагаемых для расчета коэф-
фициента корреляции (Е. L i n d q u i s t. Study Manual for a First
Course in Statistics, N. Y., 1941): доходы и подоходный налог, возраст
мужа и возраст жены, то же в год свадьбы, численность населения
и число школ, доход и расход на пищу, доход и квартирная плата,
рост отцов и рост взрослых сыновей, время бега на дистанции
100 ярдов и возраст (мужчины старше 7 лет), возраст родителей
в год свадьбы и размеры последующей семьи, размер семьи и доход,
цены на кукурузу и цены на пшеницу, время дня и температура,
ошибки в пунктуации и ошибки в вычислениях у школьников и т. д.
220

конечному выводу: «с вероятностью 0,99 можно утверж-
дать, что увеличение численности рабочей силы в стране
на 1% повышает продукцию на 2,6%». Когда, при каких
условиях? До кризиса или после? «Эконометрика» ухит-
ряется отвлечься даже от общепринятого в буржуазной
науке понятия цикла.
В известном журнале1, издаваемом Гарвардским университетом,
Дороти Брэди и Елена Барбер публикуют статью «Модель расходов
на пищу».
В этой статье они берут группы по размеру дохода, за ряд лет
приводят расходы на пищу по каждой группе, потом находят пер-
вую производную от этих расходов, потом вторую производную.
После двойного дифференцирования находят преобразованный ряд
и уравнение для него.
Оказывается, вся «работа» была предпринята для того, чтобы
доказать, что одним уравнением нельзя выразить факторы, влияю-
щие на распределение относительных расходов на пищу, и что нуж-
ны дальнейшие (очевидно в том же духе) изыскания.
Один из видных деятелей Бюро экономических исследований,
А. Берне, в работе «Уровень продукции США с 1870 г.» (1934) ухит-
рился отклонения от уровня измерять средним геометрическим квад-
ратическим отклонением.
В некоторых случаях применение вариационных мето-
дов в области социально-экономических явлений носит
явно издевательский характер. Так, в полуматематиче-
ском «исследовании» под названием «Дисперсия процента
безработных» (Бюллетень Статистического института в
Оксфорде, 1951, январь) г. Лезер из отдела социально-
экономических исследований университета в Глазго сопо-
ставляет фактический процент безработных с «теоретиче-
ским», полученным на основе расчета математических
ожиданий.
Он рассчитывает формулу для расчета «нормаль-
ного» числа безработных и индекс для суждения об от-
клонениях от этого «нормального» уровня. Формула
«позволяет» интерполировать уровень безработицы и вы-
числять «сверхнормальные» и «поднормальные» отклоне*
ния. Читая такую статью, безработный может полагать
себя составной частью «нормального» уровня. Но вряд ли
автор может рассчитывать на то, что безработный от этого
будет чувствовать себя спокойнее за свою судьбу.
1 «Review of Economics and Statistics», 1948, август.
221

Говоря о математической переработке статистических данных,
нельзя не упомянуть две «капитальные» работы, вышедшие за по-
следние годы. Одна из них принадлежит Самуэльсону и называется
«Основания экономического анализа» (1947). В основу экономиче-
ского анализа гвтор предлагает класть законы физики, в частности
физическую теорию динамики, из которой автор выводит законы
«экономической динамики». Другая книга написана Нейманом и
Моргенштерном под названием «Теория игр и экономическое пове-
дение» (1944). В этой огромной книге в разных комбинациях при-
меняются схемы теории вероятностей.
Верхом формализма является работа, которую проделал стати-
стик Ричардсон. Основываясь на книге Райта «Изучение войн», он
выровнял перечень войн с 1480 г., получил кривую распределения и
дал ей математическое уравнение! К
Формалистические приемы обработки динамических
рядов достигли, можно сказать, апогея в работе Артура
Бёрнса, который начал подбивать по 600 показателям ку-
мулятивный итог чистых процентных отклонений от уров-
ня за период 1919—1939 гг. («Новые факты о циклах» в
30-м годовом отчете Национального бюро экономических
исследований. 1950). Любопытно, что такими явно кол-
довскими способами Берне рассчитывает возобновить
старую попытку «предсказать» наступление кризиса. «По
марксистской догме,— пишет он,— капитализм должен
разбиваться о скалы капиталистического кризиса. Наше
правительство создало разнообразные защиты против де-
прессий. Насколько они прочны, еще никто не знает. Не
следует преувеличивать возможности человека повлиять
на ход событий...». Но свои расчеты он, очевидно, тоже
относит к числу таких «защит».
Другой видный профессор экономики Брэтт приводит
даже теоретическую классификацию «защитных мер»:
1) меры против космических сил, 2) меры улучшения хо-
зяйственной деятельности, не связанные с денежным обра-
щением, 3) денежная политика, 4) фискальные мероприя-
тия, 5) правительственное вмешательство в сферу хозяй-
ственной деятельности2. Характерно, что мерой эффек-
тивности всех этих «защитных дамб» служит у него ста-
бильность биржевой конъюнктуры. Иначе говоря, вся си-
стема «защиты» является защитой монопольных при-
былей.
1 «Journal of the Royal Statistical Society», 1944, март—апрель.
2 E. С. Bratt. Business Cycles and Forecasting, N. Y., 1948.
222

По поводу «статистической пляски цифр» (выражение
Маркса) и математических упражнений буржуазных ста-
тистиков можно сказать то же, что Лассаль говорил о
Кетле и Пуассоне: общественные явления они представ-
ляют «в виде логических рядов, которые, подобно ариф-
метическим и геометрическим прогрессиям, разверты-
ваются, так сказать, своею собственной внутреннею си-
лой. Они возродили, правда в весьма смягченной форме,
пифагорейское учение, приписывавшее цифрам мистиче-
ское действие» 1.
* * *
Но виновата ли математика сама по себе в том, что
она сделалась орудием очковтирательства? Обвинять
здесь математику — то же, что обвинять лошадь, а не се-
дока, который вас преследует. Ясно, что становиться на
этот путь советский экономист не может. Дело не в ма-
тематике, а в ее применении и в тех философских выво-
дах, которые делают из математических расчетов.
То, что не математика виновата в буржуазной фальси-
фикации, можно показать на следующем примере.
В своем курсе статистики для экономистов Дэвис
и Краудер2 обучают, как сглаживать ряды без всяких
уравнений, но с теми же апологетическими установками.
Вот пример, который они приводят.
Здесь последний столбец получен следующим путем
(например, для 1903 г.):
1 Ф. Л а с с а л ь. Соч., т. II, 1928, стр. 346.
2 G. D a v i e s and W. С г о w d e г. Methods of Statistical Analy-
sis in the Social Sciences, N. Y., 1933, стр. 154.
223

Эта операция называется сглаживанием при помощи
взвешенной подвижной средней. В результате получен
плавный уровень, резкие колебания в сборах пшеницы
(которые и должны были бы представлять главный инте-
рес для экономистов) устранены. Как видим, «успех»
здесь достигнут не сложными математическими расчетами,
а простыми арифметическими манипуляциями.
С другой стороны, можно с успехом применять и мате-
матику, придав ей значение хорошего технического сред-
ства для экономического анализа. Сделаем немедленно
оговорки во избежание споров, уводящих в сторону от
существа дела. Под математическими приемами мы по-
нимаем более сложные, выходящие из рамок арифмети-
ки, приемы расчетов, но не приемы, основанные на тео-
рии вероятностей. Таким образом, под этим не вполне
удачным термином «математическая обработка» мы по-
нимаем счетную обработку большей сложности. Счетная
обработка большей или меньшей сложности, подчинен-
ная требованиям экономического анализа, всегда нужна,
чисто же математическая обработка — никогда.
Отсюда ясно, что математическая обработка в нашем
понимании здесь ничего общего с формально-математиче.-
скими абстрактными макетами не имеет.
Покажем на примере, как, пользуясь тем же приемом
выравнивания, можно уточнить и тем самым обогатить
экономический анализ капиталистической действительно-
сти, если вести этот анализ с правильных политико-эконо-
мических позиций.
Допустим, мы желаем эмпирически проверить и иллю-
стрировать на фактах, как в жизни проявляется положе-
ние Маркса о том, что с ростом всего капитала хотя и
увеличивается переменная его часть или воплощенная в
ней рабочая сила, но увеличивается в постоянно убы-
вающей пропорции.
Возьмем данные цензов по одному из штатов США -
штату Массачузетс ].
1 Не лишне напомнить, что данные такого рода являются в сущ-
ности единственно пригодными для изучения органического состава
капитала. Об этом упоминает Энгельс в III томе Капитала (конец
главы IV), указывая вместе с тем, что и они, конечно, подозритель*
ны, так как основаны на заявлениях предпринимателей, которые
нельзя проверить.
224

Хлопчатобумажное производство (млн. долл.)
За 70 лет вложений капитал увеличился в 12 раз,
стоимость же продукта росла медленнее, увеличившись
только в И раз. Заработная плата за период 1860—
1910 гг. увеличилась менее чем в 6 раз, капитал же увели-
чился за этот период почти в 7 раз. Положение Маркса
о тенденции к росту постоянного капитала сравнительно
со всеми другими элементами производства, в том числе
сравнительно с заработной платой, вполне подтверждает-
ся на основе элементарного анализа таблицы.
Экономист, знакомый с техникой выравнивания рядов,
конечно, может не ограничиваться такими грубыми при-
кидками. Он может более обстоятельно рассчитывать
средние скорости прироста на основе аналитических
уравнений.
Если мы вычислим эти скорости из приведенной
выше таблицы, то (при выравнивании по прямой) полу-
чим следующие уравнения для всего периода (1840—
1910 гг.):
Капитал у = 13,8л: + 86,9
Продукт у = 11,1*+75,5
отсчет х (время) от середины периода, т. е. 1880 г.,
а для сравнимого- периода 1860—1910 гг.:
Капитал . . . . у = 18,5* + 108,3
Продукт У = 13,2лг+ 94,6
Заработная плата у" = 3,6л: + 23,3
(отсчет х от середины периода, т. е. 1895 г.).
225

Отсюда следует, что прирост в среднем за десятиле-
тие составлял 1:
Капитал 37,0 млн. долл.
Продукт 26,4 млн. долл.
Заработная плата 7,2 млн. долл.
т. е. переменный капитал по абсолютному уровню отстает
в своем росте более чем в пять раз от роста уровня по-
стоянного капитала, в то время как исходные уровни от-
носятся, как 4:1. Вывод значительно более веский, чем
первоначальные прикидки.
Вместе с тем, сравнивая уравнения для всего периода
и для последней его части, легко видеть, что во второй
половине периода средняя скорость прироста была го-
раздо выше.
Если нанести вычисленные уравнения прямых на гра-
фик, картина станет еще яснее (рис. 10).
Рис. 10. Хлопчатобумажное
производство.
Аналитическая обработка и графическая интерпрета-
ция могут, таким образом, значительно обогатить эконо-
мический анализ таблицы. Но такого рода операции тре-
буют знания некоторых несложных приемов, обоснова-
ние которых дается в курсах общей теории статистики.
Мы приводим здесь только механизм вычисления для
нанесенных на график прямых.
1 Указанные в уравнениях коэффициенты при х относятся к пя-
тилетиям, поэтому для получения средней за десятилетие они удвое-
ны. Техника выравнивания по прямой изложена в работе: П. Мас-
лов. Динамические ряды. М., 1953, или «Вестник статистики», 1955,
№ 1.
226

Изложенный способ выравнивания позволяет прибли-
женно определить ведущую тенденцию, т. е. направле-
ние движения. В данном случае и простейшие приемы
давали, как мы видели, свой эффект. Но могут быть слу-
чаи, когда определить направление движения нельзя без
выравнивания. Из большого динамического ряда путем
группировки можно получить следующие два ряда
(млн. ф. ст.) (см. таблицу на стр. 228).
В зависимости от выбора периода для группировки
получаются два диаметрально противоположных резуль-
тата. Выравнивание всего сорокалетнего периода в це-
лом показывает слабую повышательную тенденцию. Не
приводим расчета, чтобы не загромождать текст.
Изложенный выше прием выравнивания рядов слу-
жит для установления типа движения (сравнительный
темп, средняя скорость). В этом смысле аналитическое
227

выравнивание вполне пригодно и для всякого рода сопо-
ставлений наших уровней и темпов развития с данными
капиталистической статистики.
В письмах к Энгельсу в 1873 г. Маркс свидетельство-
вал, что он обрабатывал динамические ряды при анали-
зе кризисов: «...ты знаешь таблицы, в которых представ-
лены цены, учетный процент и пр. в их движении в тече-
ние года и т. п. в их колебаниях вверх и вниз. Я неодно-
кратно пытался — для анализа кризисов — вычислить
эти up and downs, как неправильные кривые, и думал
(думаю еще и теперь, что это возможно с достаточно про-
веренным материалом) математически вывести из этого
главные законы кризисов» К
То же можно сказать и в отношении коэффициента
связи. Покажем на простейшем примере, как рассчитать
коэффициент связи, не прибегая к предварительному ана-
литическому выравниванию динамического ряда.
Ниже приводятся данные об урожайности овса и тем-
пературе лета в Московской губернии с 1883 по 1911 г.
Располагаем их в таблице вместе со всеми вычислениями
(стр. 229).
Девятилетняя подвижная оредняя исчислена здесь
следующим способом:
Эта средняя отнесена к 1888 г. и т. д.
1 К. Маркс и Ф Энгельс. Соч., т. XXIV, стр. 414.
228

Полученные выравненные ряды вычитываются из пер-
воначальных данных и этим путем получаются ряды от-
клонений (х, у), далее берут квадраты этих отклонений
(х27 у2) и произведения отклонений (ху). Чтобы получить
нужный измеритель связи, берут полученные суммы и
располагают их по формуле (вывод самой формулы —
см. в курсах статистики):

Для нашего случая получается следующий результат:
Отрицательный знак у коэффициента корреляции ука-
зывает на то, что связь между температурой лета и уро-
жайностью обратная, т. е. чем выше температура, тем
ниже, как правило, и урожайность. Величина коэффи-
циента указывает на тесноту этой связи — своего рода
степень родства. Чем меньше коэффициент отличается от
единицы, тем связь больше. В нашем случае мы можем
констатировать довольно заметную связь, что можно ви-
деть из лрафика, где нанесены первоначальные данные
(рис. 11).
Рис. И. Связь между температурой и урожайностью овса.
Удобство метода заключается прежде всего в том,
что коэффициенты связи удобны для сопоставлений. Где
связь урожайности с осадками сильнее — в старое время
или теперь? В условиях крупного социалистического зем-
леделия связь будет ниже, потому что человек стал мень-
ше зависеть от природы (агротехника). Так, коэффициент
связи может показать преимущества социалистического
земледелия перед капиталистическим, т. е. сослужит
службу обратную той, которую он выполняет в руках бур-
жуазных экономистов
2.10

Исчисление коэффициента корреляции есть продолже-
ние метода группировки. Применяя комбинационную
группировку, мы стремимся исследовать действие какого-
нибудь фактора, изолируя его от действия других факто-
ров. То же имеет место и здесь.
«Норма прибыли является функцией нескольких пе-
ременных, и, если мы желаем узнать, как влияют эти пе-
ременные на норму прибыли, мы должны по порядку
исследовать обособленное влияние каждой из них,— без-
различно, мыслимо ли экономически такое изолирован-
ное влияние по отношению к одному и тому же капиталу
или же. нет» К Эти указания Маркса в первую очередь мо-
гут быть отнесены к индексным расчетам (за счет каких
факторов снижается себестоимость). Однако, поскольку
комбинационная группировка преследует цели изо-
ляции фактора от действия других факториальиых
признаков, указание Маркса удобно привести и в этом
контексте.
Иначе говоря, при невозможности исчерпать перечень
причин, воздействующих на данное явление, задача сво-
дится к тому, чтобы путем группировки уловить наиболее
влиятельные из них, отвлекаясь от всех остальных, а
вслед за тем исследовать действие и остальных. В работе
«Влияние метеорологических факторов на колебания
урожаев в засушливом Поволжье при различных уров-
нях агротехники» В. М. Обухов показывает на одном и
том же материале сравнительную эффективность группи-
ровки и расчетов коэффициентов корреляции2.
Преувеличивая познавательное значение коэффициен-
та корреляции или неправильно понимая его механизм,
экономист становится иногда на путь ошибочных и стран-
ных концепций, примеры которых мы приводили.
Применение расчетов уравнений связи и корреляции
мы можем считать законным лишь как оформление эм-
пирических изысканий, покоящихся на прочных теорети-
ческих основах. Иначе говоря, такие расчеты должны
только оформлять опыт и давать обобщение в схематиче-
ском и удобном виде.
1 К. Маркс. Капитал, т. III, 1949, стр. 62—63.
2 В. Обухов. Урожайность и метеорологические факторы. М.,
1949.
?:*/

Принципиально не должно быть разницы в построе-
нии групповой таблицы, где выступает оптически ощу-
тимая связь признаков, и вычислением коэффициента
корреляции, который измеряет эту связь, так же как
комбинационная таблица констатирует связь, измеряе-
мую так называемыми коэффициентами частной кор-
реляции.
В большинстве случаев экономический анализ стати-
стических данных и, в частности, динамических рядов не
требует ничего, кроме четырех правил арифметики. В бо-
лее редких случаях приходится прибегать к алгебраиче-
ским выкладкам. Чтобы иллюстрировать статистическими
расчетами социально-экономические законы, обычно мож-
но обойтись без более сложных приемов математической
обработки. Однако в некоторых случаях такой матема-
тический расчет может внести некоторые новые уточняю-
щие черты, которые сами по себе представляют интерес
с точки зрения объема наших знаний о данном конкрет-
ном явлении. Но принципиально не может быть никакой
разницы в том, применяется ли арифметика, алгебра или
дифференциальное исчисление.
Общий вывод таков: в выравнивании динамических
рядов и в расчетах тесноты связи есть определенный
смысл. Выравнивание помогает экономическому анализу,
давая схему развития, т. е. помогает обобщить данные
динамического ряда, а обобщение, как мы знаем, это и
есть задача аналитического расчета.
Выравнивание позволяет сопоставить ход развития от-
дельных явлений и выяснить тенденцию опережения од-
них другими. Но такое представление о выравнивании,
как о техническом средстве анализа, ничего общего не
имеет с тем выравниванием, которое применяют бур-
жуазные статистики, в задачи которых входит не анализ
существа явлений, а сокрытие этого существа под внеш-
ней формальной оболочкой математических кривых. Об
экстраполяции, как об аналитическом средстве, вообще
нечего говорить.
В буржуазной экономической литературе очень рас-
пространено представление всякого рода темпов в виде
логарифмических кривых. Анализ таких данных
требует некоторого навыка, так как логарифмические
изображения могут с первого взгляда дать искаженное
232

представление об истинном характере движения. Лога-
рифмическая кривая дает более сглаженные различия
между вершинами кривой, так как она основывается не
на абсолютных величинах, а на отношениях. Основной
принцип построения логарифмической кривой заключает-
ся в том, что пропорция между величинами не зависит
от их абсолютных значений. Так, разность между величи-
нами 0,30 и 0,15 равна 0,15. Разность между 0,60
и 0,30 — вдвое больше. Однако разности логарифмов
одинаковы:
log 0,15 = 1,176; log 0,30 = 1,477
разность 0,301
log 0,30 = 1,477; log 0,60 = 1,778
разность 0,301
В силу этого, когда имеется динамический ряд, где
абсолютные уровни в начале движения резко отличны от
уровней в конце периода, историограмма, выраженная
в логарифмах, будет скрадывать это различие. С другой
стороны, она может показать резкие подъемы там, где
движение абсолютного уровня претерпело незначитель-
ные изменения. Вот пример:
Число вкладов в сберегательных кассах
на 100 тыс. жителей в Бельгии г
Год
Абсолютная
величина
Логарифм
До франк о-прусс к ой войны
1865 11 1,041
1866 25 1,398
1867 85 1,929
1868 147 2,167
1869 226 2,354
1870 205 2,312
В конце столетия
1895 6 861 3,836
1896 7 227 3,859
1897 7 848 3,895
1898 8 298 3,919
1899 8 846 3,949
1900 9 669 3,985
1 «L'expose de la situation du Royaume de Belgique de 1876 a
1900», t. II. Bruxelle, 1902.
233

Нанеся эти данные на график (рис. 12), можно судить
о замедлении темпов роста числа вкладов (постоянным
темпам роста соответствовала бы прямая линия). Вместе
с тем в одном случае (1-й период) логарифмы дают
преувеличенное представление о стремительности движе-
ния, а во втором случае интенсивный рост скрадывается
Рис. 12. Число вкладов в сберегательных кассах на 100 тыс.
жителей в Бельгии
затуханием кривой. Хорошо если на одном и том же гра-
фике показаны и абсолютные значения и их логарифмы,
но часты случаи, когда изображается все в логарифми-
ческой шкале и подлинное движение оказывается спря-
танным в кривой дпижеиия логарифмов.
Относительные и средние величины
для динамических рядов
Мы намеренно остановились с самого начала на более
сложных приемах обработки материала, характеризующе-
го динамику экономических явлений. Надобность в этих
сложных приемах, однако, встречается значительно реже,
чем в простых приемах обработки динамических рядов.
Рассмотрим вкратце эти элементарные приемы ра-
счета.
2S4

Важнейшее значение в анализе динамических рядов
имеют относительные величины. Здесь следует иметь в
виду два случая — когда рассчитывают относительные
величины динамики с тем, чтобы привести ряды к одно-
му основанию, и когда их рассчитывают в виде отношений
наглядности. В обоих случаях преследуют пели сопостав-
ления рядов.
Территория (тыс. га) и население (млн.) Москвы
Обзор этой таблицы сразу указывает нам два пути,
по которым шел рост Москвы: 1) расширение территории
за счет окраин (центр, естественно, не мог расти), 2) уплот-
нение населения.
Очевидно, для суждения о том, какие части быстрее
уплотнялись, надо рассчитать плотность населения, т. е.
получить отношение населения к территории. Но в этом
случае мы не получим наглядного и убедительного мате-
риала для быстрой ориентации. Если же мы вычислим из
этой относительной величины новые отношения, приняв
1912 г. за 100 и относя к нему последующие го-
ды, картина предстанет в совершенно ясном виде.
Наконец, если мы такие данные нанесем на график,
таблица сразу будет раскрыта предельно ясно и по-
дробно.
236

В «Накоплении капитала» Р. Люксембург приводит
следующие данные о длине железнодорожной сети
(тыс. км) !.
На основании этих данных автор делает вывод, что
«железнодорожная сеть росла быстрее всего в 40-х годах
в Европе, в 50-х годах в Америке, в 60-х годах в Азии,
в 70-х и 80-х годах в Австралии и в 90-х годах в Афри-
ке» 2. Такой вывод будет очевидным, если все вышеприве-
денные данные представить в виде относительных величин
(прирост в процентах) 8.
При вычислении относительных величин для рядов ди-
намики далеко не всегда оказывается целесообразным
брать в качестве базы начальную или предыдущую дату
(как мы это делали выше).
1 Р. Люксембург. Накопление капитала. М., 1929, стр. 435
(округленно).
2 Там же.
3 Этот расчет сделан так:
23,5—2,9
' 29' X 100 = 710 и т, д.
236

В некоторых случаях поступательная тенденция может
быть уловлена лучше, если брать промежуточную или ко-
нечную дату.
Возьмем такой пример. Допустим, нам надо показать сравни-
тельное движение двух явлений А и В за три даты —1930, 1940,
1950 гг.
1930 г. 1940 г. 1950 г.
А 220 руб. 440 руб. 330 руб.
В 160 » 240 » 400 »
При вычислении в процентах в каждой из дат мы получаем
три варианта, представленные на следующих графиках (рис. 13).
Рис. 13. Три варианта вычислений процентов.
Очевидно, что из всех трех вариантов вариант III наиболее пра-
вильно демонстрирует сравнительные колебания, так как здесь их
пропорциональность показана лучше, чем в I варианте.
База, принятая для расчета при исчислении процента прироста,
имеет особое значение.
Возьмем два числа. Стоимость промышленной продукции пред-
приятия в 1944 г. составила 3 459 434 руб. В 1948 г. она достигла
6 461058 руб. Разделив второе число на первое и умножив на 100,
устанавливаем, что прирост равен 86,8%. Но мы можем первое
число разделить на второе и, умножив на 100, получим, что стои-
мость продукции в 1944 г. составила 53,5% от суммы 1948 г. Полу-
чается кажущееся противоречие: стоимость продукции в 1948 г.
больше ее стоимости в 1944 г. на 87%, а стоимость продукции
в 1944 г. меньше, чем в 1948 г., на 47%. Разница возникает вслед-
ствие того, что для исчисления в обоих случаях приняты разные
базы. Если одно число возрастает на 100%, то для того, чтобы вновь
237

возникшее число превратилось в первоначальное, надо его умень-
шить на 50%, и обратно: если число уменьшилось на 50%, то для
возвращения его в первоначальное состояние требуется увеличение
на 100%. Рост в процентах может быть, вообще говоря, безграни-
чен, уменьшение же на 100% означает превращение числа в нуль,
а более 100% — в отрицательные величины. Сказанное легко
пояснить нижеследующей таблицей.
Напоминаем, что уменьшить данное число на такой-то процент
означает помножить это число на процент, разделить на сто и
вычесть из заданного числа.
Одна из форм обмана рабочих предпринимателями: «Мы сни-
жаем заработную плату на 20%, но через месяц мы прибавим 20%!».
Тот, кто получал 2 долл. в день, будет получать 1,60 долл., а через
месяц 1,92 долл., а не 2 долл., как он естественно ожидает!
Требования, чтобы для сравнения рядом с относитель-
ными величинами приводились их абсолютные значения,
вытекает из той особенности относительных величин, что
они зависят не только от разницы между сравниваемой
величиной и общим основанием, но и от размера общего
основания. Один и тот же процент скрывает за собой, как
мы видели, разные абсолютные значения. Точно так же
одна и та же абсолютная величина выразится в различ-
ных относительных величинах, смотря по тому, как вели-
ко общее основание. Чем оно меньше, тем больше отно-
сительная величина, и наоборот. Поэтому незначительное
изменение сравниваемых величин на низших ступенях раз-
вития сказывается заметнее, чем крупное изменение на
высших его ступенях. Недаром Маркс упоминает о том,
что чем ниже заработная плата, тем выше процент, в ко-
тором выражается повышение.
2ZR

Помимо этого, когда рядом с относительными величи-
нами находятся абсолютные, они дополняют и развива-
ют смысл относительных величин, вкладывая в них кон-
кретное содержание. Маркс, разъясняя понятие нормы
прибавочной стоимости, говорит, что она является точным
выражением степени эксплуатации рабочей силы, но что
она не может служить выражением абсолютной величины
эксплуатации. Действительно,
5 6
///' = 100% и при m/V = —г- и при m/v = -g-
т е. и при 10-часовом и при 12-часовом рабочем дне.
Здесь уместно предостеречь от применения относитель-
ных величин, покоящихся на небольшом количестве слу-
чаев. Не следует вычислять относительные из семи или
девяти случаев, так как разница в таких малых числах
может основываться на случайности. Процентное число,
вычисленное на основании такого малого количества слу-
чаев, может быть лишь случайно правильным. Между тем
практика знает нередкие обозначения, например 50%,
когда речь идет о двух из четырех.
Представим себе, что в районной больнице за год было три
случая прививок от бешенства после укуса собаки. В одном из этих
трех случаев опоздали с прививками, и укушенный умер от водо-
боязни. Если показать в годовом отчете: «смертность от водо-
боязни = 33,3%», это будет явная бессмыслица, хотя формально
никакой арифметической ошибки здесь нет.
Если все же по ходу дела требуется непременно пока-
зывать процентные отношения для малых чисел, то свою
неуверенность в таких числах можно выразить, заключив
их в скобки. Вообще говоря, нельзя привести каких-либо
строгих критериев для установления того, когда материал
бывает достаточен для вычисления относительных вели-
чин. Обычно путем дробления материала стараются убе-
диться в его достаточности; например, если имеются ито-
ги за несколько лет,— наблюдаются ли соответствующие
отношения и в отдельные годы.
Излишнее вычисление относительных величин, говорил
В. И. Ленин (в связи с разбором издания Пензенского
земства), «превращается уже в нечто близкое к статисти-
ческой мании, когда мы видим графы 119—139, т. е

двадцать одну графу, дающую для каждого из тысячи
поуездных делений относительные числа, т. е. вычислен-
ные процентные отношения!!!» 1.
Второй случай вычисления относительных величин для
динамических рядов связан с вычислением отношений на-
глядности.
Экономический анализ иногда ограничивается сравне-
нием результатов каких-нибудь итогов в том виде, в ка-
ком эти итоги были получены непосредственно при под-
счете, т. е. сравнением абсолютных величин. Так, можно
сопоставлять данные о ввозе и вывозе товаров, о посев-
ных площадях, о размерах добычи угля и т. д. Сравнивая
эти данные по годам, мы сразу видим, увеличиваются ли
числа или уменьшаются. Абсолютные суммы играют здесь
роль важных обобщающих величин. Но случаи такого
простого анализа редки по той причине, что они явно не
исчерпывают числовых данных. Что растет быстрее —
посевная площадь или урожайность? Наблюдается ли рав-
номерный рост или темпы прироста меняются? Множе-
ство вопросов, на которые можно получить ответы из
данных цифр, остаются не освещенными, если мы ограни-
чиваемся абсолютными числами.
Население Москвы
В некоторых случаях таблица на первый взгляд совер-
шенно не носит аналитического характера, и мимо нее
экономист может пройти, не заметив существенных выво-
дов, которые он мог бы сделать при более внимательном
изучении материала. Возьмем следующий пример.
1 В. И. Л е н и н. Соч, т 20, стр. 69.
240

Исчислим для этого же ряда коэффициент брачности
и удельный вес женщин.
Коэффициент брачности отражает особенности разви-
тия Москвы: вместе с показателем удельного веса жен-
щин он подтверждает тот факт, что Москва росла сначала
главным образом за счет пришлого мужского населения,
которое оседало и выписывало к себе семьи впоследствии.
Вместе с тем резкий подъем брачности в 1907 г. означал
окончание русско-японской войны, падение брачности
в 1917 г. связано с мировой войной и резкий подъем в
1920 г. объясняется окончанием гражданской войны и
введением гражданского брака.
К относительным величинам наглядности относятся и
расчеты «на душу населения». Чем больше приходится
промышленной продукции на душу населения, тем выше
экономическая мощность страны. Таким образом, сопо-
ставлять экономические мощности отдельных стран
следует путем расчета объема производства на душу
населения.
В известной мере эти соображения можно отнести не
только к сопоставлению уровней экономического развития
разных стран, но и уровней, относящихся к разным эпо-
хам в одной и той же стране. В 1926 г. на душу населе-
ния приходилось у нас 108 руб. промышленной продук-
ции, в 1939 г.— 624 руб. (в тех же ценах). Поступательное
движение в нашей социалистической экономике таково,
что темп развития производства далеко опережает темп
роста населения.
241

Иное дело в США, где уровень душевого потребления
растет значительно медленнее роста продукции. В 1800 г.
в США насчитывалось всего 5 млн. жителей, а спустя
полтораста лет численность населения подошла к 150 млн.
Естественно, что, рассматривая экономические показатели
за весь этот период, нельзя отвлекаться от данного факта.
Ясно, что он вносит существенные коррективы в данные
об объемах продукции.
Действительно, если проанализировать некоторые дан-
ные, относящиеся к экономике США, легко убедиться, что
расчеты на душу населения в корне меняют сложившиеся
представления о темпах их экономического развития.
Возьмем данные об объеме продукции за длительный пе-
риод времени, с тем чтобы можно было видеть, что собой
представляет на самом деле «вековой уровень» в разви-
тии самой мощной капиталистической страны. Берем фи-
зический объем производства в процентах к начальному
уровню и тот же объем, рассчитанный на душу населения
(тоже в процентах к начальному уровню):
Из этих данных видно, что экономическая история
США представляется в совершенно ином свете, если рас-
сматривать данные о физическом объеме производства в
расчете на душу населения.
242

Возьмем последнюю четверть XIX столетия — период,
который считается периодом особенно бурного развития
зрелой капиталистической экономики. Абсолютные вели-
чины показывают здесь действительно быстрое возраста-
ние.
Год
Промышленная
продукция США,
(млн. долл.)
1870 4232
1880 5 370
1890 9 372
1900 13 004
Посмотрим, однако, как возрастало население за тот
же период (тыс.).
Год Население
1870 38 558
1880 50156
1890 62 622
1900 76.303
Прирост населения — это прирост рабочей силы, осо-
бенно в США, где в те времена поощрялась иммиграция
Год
Иммиграция за деся-
тилетие, окончившееся
данным годом, тыс.
Процент иммиграции
в общем приросте
за десятилетие
1870 2 315 27,6
1880 2 812 27,2
1890 5 247 40,6
1900 3 845 29,1
Если считать пропорционально населению, прирост про-
мышленной продукции должен был бы давать иную карти-
ну. Такие расчеты легко могут быть сделаны по итогам
цензов. Для последних лет о«и приведены у Бартлетта К
Теперь возьмем сельское хозяйство.
Если сделать расчет объема сельскохозяйственного
производства пропорционально численности населения,
получим следующий результат:
1 (См. R. Bartlett. Security for the people, № 9, 1949,
стр. 164 и след.).
243

Вся сельскохозяйственная продукция (млн. долл.)
Приведенные расчеты меняют представление о темпах
роста сельского хозяйства США в конце прошлого столе-
тия.
Надо еще иметь в виду, что исчисленный уровень, хотя
и показывает по существу, что производительные силы
сельского хозяйства США не использовались, все же ока-
зывается преувеличенным. Дело в том, что для США пра-
вильнее было бы считать не просто на душу населения,
а на душу взрослого населения, так как возрастная струк-
тура менялась в сторону повышения удельного веса
взрослых: естественный прирост населения снижался
(в 70-х годах рождаемость была 37,0 на 1000, а в 90-х го-
дах 29,8), прирост же иммигрантов пополнял ряды взрос-
лых, наиболее работоспособных. За сорокалетие, с 1861
по 1900 г., в США въехало свыше 14 млн. преимуществен-
но взрослых здоровых мужчин. Это цвет рабочей силы,
энергичные люди, которых гнали из Ирландии картофель-
ный голод, из Европы политические репрессии и острая
244

безработица в периоды кризисов и аграрное перенаселе-
ние. Если бы расчет вести не на душу вообще, а на взрос-
лого, то картина относительного1 изменения уровней в пе-
риод индустриального подъема стала бы еще нагляднее,
Всякото рода вторичные обработки относительных ве-
личин и превращение их в обобщающие показатели не
могут по аналогии переноситься на средние величины,
исчисленные для динамического ряда. Природа средних
величин совсем иная. Средние величины не допускают,
как правило, последующих счетных операций, их нельзя
складывать. Обычно такие операции приводят всегда к
неверным результатам.
Возьмем какую-нибудь известную таблицу, где имеются
данные о динамике, и попробуем вычислить среднюю из
средних.
В «Развитии капитализма в России» В. И. Ленин при-
водит таблицу, иллюстрирующую развитие внешней тор-
говли (сокращена)1.
Для того чтобы получить среднюю за весь период, мы,
казалось бы, можем выбрать какой-нибудь из следующих
вариантов.
1) Сложить оба столбца абсолютных чисел и поде-
лить второй на первый
2346,3 : 308,2 = 7,61
2) Рассчитать среднюю из приведенных в третьем
столбце средних
(4,55+4,70+7,00+9,66): 4 = 6,48
1 См. В. И. Л е н и н. Соч., т 3, стр. 487.
245

3) Найти сперва среднюю численность населения
далее средний товарооборот
и рассчитать на одного жителя
511,5:77 = 6,64.
Какой из этих способов расчета правилен? Строго го-
воря, все они неправильны, так как следовало бы взять
общую сумму оборота внешней торговли за весь период
(как это сделано В. И. Лениным по пятилетиям), т. е. за
20 лет, и разделить на среднюю численность населения,
которая рассчитывается как средняя хронологическая мо-
ментно'го ряда. Но данными этими мы, допустим, не
располагаем, нам же нужно получить среднюю для того,
чтобы ее сопоставить, скажем, со средней за следующее
двадцатилетие.
В этом случае следует признать правильным первый
из изложенных приемов, так как он является вычислением
средней взвешенной из приведенных в таблице душевых
норм: второй столбец является произведением первого и
последнего. Если последний считать за «%», то первый
будет «f» в формуле средней арифметической взвешенной
Внимательный разбор динамических рядов не должен оставлять
в стороне даже мелкие и малозаметные особенности, для которых
должно быть найдено свое объяснение.
Вот данные переписей о численности населения Москвы:
12 декабря 1871 г. 601 969 жителей
24 января 1882 г. 768 000 »
28 января 1897 г. 1038591 »
31 января 1902 г. 1 171 673 »
За эти 30 лет население Москвы почти удвоилось. Но средне-
годовые темпы прироста хотя и близки, однако, дают некоторые раз-
личия (2,47%, 2,03%, 2,48%). Почему период 1882—1897 гг. показы-
вает некоторую задержку? Прирост -населения Москвы почти целиком
246

связан был с приливом иногородних и деревенских жителей, приез-
жавших на заработки. По видимому, некоторое ослабление притока
этих рабочих рук связано с промышленным кризисом 80-х годов.
Некоторое влияние, возможно, оказало возникновение на юге нового
индустриального района и утрата в это время монопольного поло-
жения Московско-Владимирского района в области текстильной
промышленности (конкуренция Лодзи и Варшавы, ослабевшая
в 90-х годах).
Разобранные в настоящей главе вопросы показывают,
что динамические ряды являются основными материа-
лами, с которыми экономисту приходится иметь дело при
изучении капиталистического хозяйства. Располагая при-
мерами обработки этих данных в трудах классиков мар-
ксизма-ленинизма и богатым арсеналом статистических
приемов обработки материалов, мы можем критически
переработать данные буржуазной статистики и видеть
капиталистическую действительность в более правильном
освещении.

ГЛАВА ПЯТАЯ
ИНДЕКСЫ В БУРЖУАЗНОЙ СТАТИСТИКЕ
Индексный метод в освещении буржуазной науки
Построенные на строго научных принципах советские
индексы не нуждаются в каких-либо пересчетах или до-
полнениях, давая объективное представление об изучае-
мых явлениях. Буржуазная статистика дает очень часто
индексы недоброкачественные, нуждающиеся и в пересче-
тах, и в уточнениях. Поэтому, если речь идет о сопоставле-
нии наших индексных показателей с буржуазными, то в
этом случае следует помнить, что речь идет о сопоставле-
нии объективной статистики с недостаточно достоверным
материалом, пользоваться которым во многих случаях
можно лишь с большими оговорками К
Прибегать к буржуазным индексам мы вынуждены в
тех случаях, когда речь идет о капиталистическом мире:
источником статистических сведений служат буржуазные
публикации. Поэтому очень важно иметь о них ясное пред
ставление, с тем чтобы установить границы их возмож-
ного применения для экономического анализа капитали-
стической действительности.
* * *
С тех пор как Ирвинг Фишер выпустил «Построение
индексов» (1922), прошло более тридцати лет. Почти одно-
временно вышли работы В. Кинга «Разъяснение индек-
сов» (1930) и У. Пёрсонса «Конструкция индексов»
(1928). То, что сделал Фишер, осталось неприкосновен-
ным в буржуазной статистике, и все последующие авторы
в общем повторяли или дополняли его построения. Фи-
шер — их классик и основоположник.
Если говорить о методологии самого расчета современ-
ных буржуазных индексов, то здесь школа Митчеля не
1 Об этом см. П. iW а с л о в. Советские индексы. Мм 1953.
248

ушла далеко от И. Фишера. Сам В. Митчель ничего осо-
бенно нового не внес, хотя посвятил этой методологии спе-
циальную работу — «Построения индексов и их примене-
ние» ]. Фишеровские основы остаются незыблемыми. Эти
основы покоятся на постулате количественной теории
денег.
Все последователи Митчеля за малым исключением
до сих пор исходят из этой теории, как из само собою
разумеющегося положения.
Покажем сначала на примере, как обычно пользуется
индексом буржуазный экономист, и проследим за ходом
его рассуждения. Этот пример типичен и в миниатюре по-
казывает распространенные приемы «дефлятирования»,
на каждом шагу встречающиеся в буржуазной экономиче-
ской литературе.
Вот фермерские цены на картофель в США на 1 де-
кабря и индекс оптовых цен.
Индекс цен показывает (поскольку он измеряет стои-
мость денег), рассуждает американский экономист, что
в 1916 г. надо заплатить 1 долл. 25 цент, за то, что стоило
в течение 1910—1914 гг. только один доллар. В 1919 г. за
это же самое надо заплатить 2 долл. 2 цента. Иначе гово-
ря, деньги за это время обесценились. Если стоимость
картофеля, измеряемая не в деньгах, а в других товарах,
1 См. «Bulletin», US Bureau of Labor statistics, 1921. № 284.
U9

осталась бы неизменной за весь период, то цены на кар-
тофель поднялись бы, так как деньги обесценились. За
этот период цены на картофель поднялись с 1,46 долл.
за бушель до 1,58 долл. Может ли это вздорожание кар-
тофеля быть отнесено за счет обесценения денег? Мы на-
ходим ответ, говорит тот же типичный буржуазный эконо-
мист, в корректировании цен на картофель.
При делении цен на индекс (и умножении частного на
100) получаем:
Пересчитанные таким образом цены в долларах 1910—
1914 гг. принимаются как относительная покупательная
сила картофеля.
Таково понимание задач индекса у любого буржуазно-
го экономиста. Для них явление цен есть продукт взаимо-
действия двух стихийных сил — товарной массы и де-
нежной массы в обращении. Цены сами по себе не име-
ют стоимостной основы, а индекс позволяет изучать
влияние количества денег в обращении на общий уро-
вень цен и на этом основании устанавливать покупатель-
ную способность денег или той или иной товарной
массы.
Механическое взаимодействие количества денег и цен
было представлено Фишером еще в 1892 г. в статье «Мате-
матические исследования в теории цен», где он предложил
даже специальный аппарат — таз с плавающими в нем
цистернами, соединенными с рычагами, механически вос-
250

производящими «соответствующие экономическим зако-
нам» рыночные цены. Аппарат этот предназначался для
исследования всяких сложных комбинаций образований
рыночной цены.
По способам расчета фишеровская школа различает
шесть основных типов индексов: агрегатный, арифмети-
ческий, гармонический, геометрический, медианный и мо-
дальный. Последний на практике не применяется, осталь-
ные же получают применение и в простом и во взвешен-
ном виде.
При построении индекса Брэдстрита был в свое время
применен простой агрегат цен:
2Я0
где Л) — цены базисного периода, Р\ — текущего.
Поскольку простое сложение цен приводит к тому, что
цена за большую единицу веса (например, за тонну сена)
получает больший вес, чем цена за малую единицу (фунт
риса), составители предварительно приводили все цены
к одной весовой единице (за фунт). Но и в этом случае
получается автоматически совершенно нелогичное взве-
шивание: если сено стоило 0,01 долл. за фунт, хлопок 0,36
и рис 0,06, то в общем агрегате фунтовых цен сельскохо-
зяйственных товаров хлопок получит в действительности
вес в 6 раз больший, чем рис, и в 35 раз больший, чем
сено.
Что касается простой средней арифметической из от-
ношений цен, которая тоже находила применение в аме-
риканской индексной практике, то она по существу тоже
является бессмысленно взвешенной. Весом и здесь яв-
ляется весовое количество товара, которое может быть
куплено на 100 долл. по ценам базисного года. Невзве-
шенная средняя арифметическая из относительных цен
есть на самом деле взвешенный агрегат абсолютных цен.
Она равным образом взвешена и в том смысле, что стои-
мость того количества товара, которое действует в ка-
честве его веса, в базисном году равняется для каждого
товара 100 долл.
Медиана из отношений цен предполагает такое, обыч-
но умеренно ассиметричное, распределение отношений,
в котором медиана была бы центром распределения.
251

Этот индекс применяется сравнительно редко, так как
распределение относительных изменений цен является
обычно резко асимметричным, да и, кроме того, задача
индекса сводится обычно не к определению центра распре-
деления, а к определению сводной характеристики, по
которой можно было бы судить о покупательной силе
денег.
Пригодность того или иного невзвешенного индекса
серьезно дебатировалась в американской статистической
литературе, причем критерием пригодности, как всегда,
служили схоластические «тесты» Фишера — придуманные
им алгебраические испытания. Согласно этим «тестам»
наилучшей признается формула «идеального» индекса.
О ней мы скажем дальше.
Что касается взвешенных индексов, то здесь американ-
ская теория занимается попросту комбинаторикой (и Фи-
шер, и Макколей, и др.). Берут обычные обозначения ро,
pi и <7о, <7i и начинают делать сочетания p0q0, poqit
p\<Jo, р\Ци подставлять их то в агрегатную, то в средние
формы и испытывают по «тестам».
Некоторые английские индексы цен строятся на ос-
нове средней геометрической. Геометрическая средняя вы-
числяется как взвешенная средняя
Привести какие-либо серьезные логические доводы
для ее применения буржуазные статистики при этом не
могут. Так, например, американский статистик Блэр пи-
шет по этому поводу, что, «поскольку цена не может
упасть более чем на 100%, но может возрастать на мно-
гие тысячи процентов, может получиться такая картина.
Несколько цен, включенных в индекс, допустим, подня-
лись на несколько сот процентов. Арифметическая средняя
в этом случае придаст этим нескольким товарам с очень
высокой ценой такое действие, что индекс окажется
слишком высоким. Геометрическая же средняя сводит
1 (Цо — количество базисного периода, q\ — текущего.

к минимуму влияние нескольких высоких цен и дает более
аккуратное измерение общего движения»1.
По-просгу говоря, поскольку геометрическая средняя
всегда ниже средней арифметической, она смягчает кар-
тину инфляции.
Фишер, воображая, что строит аналитическую теорию
индексов, сделал комбинацию из эмпирически получен-
ных результатов с несложными математическими рассуж-
дениями. Чисто формальный характер этих построений
лучше всего можно видеть из его же собственных заяв-
лений. Его «идеальная» формула индекса цен2 была вы-
брана им «по самым общим мотивам формального, так
сказать, характера». «Нашей задачей,— говорит он,— яв-
ляется найти такую математическую формулу,* которая
совершенно не зависела бы от природы того материала,
к которому мы ее будем применять» 3.
Такая формалистическая позиция Фишера приводит к
тому, что ««материя исчезает», остаются одни уравнения» 4.
Однако американская же практика построения индексов
показывает, что как раз материальное содержание инде-
кса решает дело. Ирвинг Фишер подверг формалистиче-
скому «испытанию» множество формул индексов и при-
шел к заключению, что наилучшей является форму-
ла № 353. Группируя формулы на семь групп (негод-
ные, дурные, удовлетворительные, хорошие, очень хо-
рошие, отличные, превосходные), он для каждой груп-
пы вычислил конкретный индекс цен. Оказалось, что
разница между негодными и превосходными формулами
в большинстве случаев составляет не более 2—3% и да-
же... 0,13%!
Между тем официальный индекс продукции Федераль-
ного резервного управления за 1939 г. был сперва равен
88,5, а после пересмотра в 1943 г. этот же индекс за тот
же 1939 г. стал равен 99,1! Разница в индексах здесь
обусловлена причинами, совершенно не связанными
с построением формул. Такова цена утверждению Фишера,
1 М. Blair. Elementary Statistics with General Applications.
N. Y.f 1944, стр. 187.
2 См. дальше, стр. 255.
8 И. Фишер. Построение индексов, перев. под ред. Б. Ястрем-
ского. М., 1928.
4 В. И. Ленин. Соч., т. 14, стр. 294.
253

будто индексная формула имеет решающее значение при
построении индекса!
Когда в свое время Фишер предложил свою знаменитую «иде-
альную» формулу № 353:
он тогда же заявил, что вычислять по ней трудно из-за отсутствия
соответствующих данных, и тут же предложил «заменяющую»
формулу:
расценивая ее как «формулу во всех отношениях лучшую, т. е. луч-
шую со всех четырех точек зрения: точности, быстроты вычислений,
минимума допустимой круговой невязки и простоты». От № 353 она
не дает отличий более чем на 1%.
Здесь самое примечательное — это формулировка требований,
которые предъявляются к индексу — скорость вычислений и пр. От
индекса, следовательно, ждут всего, в данном случае, кроме эконо-
мического смысла.
Индекс Фишера не показывает реального изменения цен. Каж-
дый из сомножителей под корнем имеет некоторый реальный смысл.
Это показывает, что уровень цен
при текущих весах вырос в 4,5 раза, а при базисных весах —
в 2 раза. Но средняя геометрическая из этих величин К4,5х2=3
не показывает изменения цен ни в условиях базисного, ни
в условиях текущего периода К По поводу рекомендаций Фишера
Миллс меланхолично заявляет, что «все эти термины «лучший»,
«идеальный» и т. п. неудачны, потому что это говорится в
предположении, что существует какой-то безотносительный обра-
зец, по соотношению с которым можно выверять все формулы».
Поскольку такого абсолютного критерия нет (это Миллс понимает),
он машет рукой и приходит к выводу, что «осторожный исследова-
тель должен сам выбирать формулу индекса»2 из всего этого
арсенала.
Помимо чисто формального подхода к построению ин-
декса, следует еще отметить другую характерную черту
этих индексных построений. Буржуазный экономист подхо-
1 См. критику индекса Фишера в статье В. Новожилова «Ана-
лиз влияния факторов» («Труды Ленинградского инженерно-Эконо-
мического института», вып. 8, Машгиз, 1954).
2 F. С. Mills. Statistical Methods applied to Economics and
Business. N. Y., 1938, стр. 208.
254

дит к явлению цен, как к типично стохастической среде.
Для него цены — это поток не только стихийных, но и слу-
чайных событий, где в полной мере господствуют законы
случая.
Такая точка зрения разделялась и некоторыми наши-
ми статистиками, отождествлявшими понятие стихий-
ности и случайности. В частности, Б. С. Ястремский 1,
в предисловии к русскому переводу книги Фишера писал:
«временной ценовой ряд можно трактовать, как обычный
стохастический ряд с переменным уровнем». Отсюда воз-
можность применять для движения цен схемы теории
вероятностей, т. е. отождествление экономических явле-
ний со случайностной средой.
Что, казалось бы, проще индекса урожайности? Но некоторые
американские статистики умудряются и здесь так запутать вопрос,
что от реальной действительности не остается и сдеда.
В специальной работе «Индекс урожайности»2 профессор Гирш
излагает «систему» расчетов, опираясь на того же Фишера. Фишер
занимался ценами, Гирш же стремится все выкладки Фишера при-
менить к урожайности. Рассуждения этого профессора заслужи-
вают изложения, как типичный образец «достижений» современной
буржуазной статистической мысли. Гирш берет формулу арифмети-
ческого индекса, где вместо цен фигурируют размеры урожайности,
а в качестве веса — посевные площади. Далее он проделывает все-
возможные расчеты, комбинируя буквенные обозначения в точном
соответствии с тем, что проделывал Фишер. После этого Гирш при-
водит следующий пример расчета индекса:
1 Проф. Б. С. Ястремский — крупнейший советский статистик,
один из лучших знатоков вариационной статистики. Конструирован-
ная им теория изменяемости статистических рядов, к сожалению,
страдает тем недостатком, что экономические явления (уровни ди-
намического ряда) рассматриваются под углом зрения математиче-
ских ожиданий.
2 «Journal of the Farm Economics», 1943, август
25$

Первоначально он рассчитывает индекс так*
После этого он дает такой расчет:
результат, корен-
ным образом отличающийся от прежнего.
После всех этих прикидок Гирш приступает к «двойному»
взвешиванию индекса: сначала по площади, потом по чистому до-
ходу с одного акра. Геометрическая средняя и здесь находит при-
менение. Смысл всех этих расчетов остается совершенно неясным.
Статистическая служба Организации Объединенных
Наций проделала кропотливую работу по изучению ин-
дексной методологии и выпустила специальное издание,
посвященное индексам, особенно индексам физического
объема производства (1950). Для всех очевидно, что ин-
дексы разных стран не сопоставимы из-за разных спосо-
бов исчисления. Сделав полный обзор этих методов,
Статистическая служба рекомендует перестроить индексы,
унифицировав способы расчета на основе... скрещивания
индексов по Фишеру. Получается — назад к разбитому
корыту.
Из сказанного естественно возникает вопрос, как же
пользоваться индексами цен для анализа капиталистиче-
ской конъюнктуры? На этот вопрос ответить не так трудно,.
В тех случаях, когда эти индексы не дают характеристик
уровней, они все же могут служить для характеристики
направления движения.
Несмотря на все пороки механизма расчета индексов,
они могут дать представление, в частности, о последствиях
инфляции в капиталистических странах *.
1 Кстати, об этимологии этого термина. Скотопромышленник,
поставляющий скот на Чикагскую бойню, «изобрел» следующее мо-
шенничество. Он перед отправкой скота (гоном) кормил его отру-
бями с сильной примесью соли. Скот поили недалеко от приемного
пункта. Увеличение живого веса, связанное с выпитой водой, назвали
инфляция (т. е. вливание воды), отсюда экономисты и взяли этот
термин.
256

Бюджетный индекс
Чтобы судить о материальном уровне жизни трудя-
щихся капиталистических стран, приходится пользоваться
бюджетным индексом или, как его называют, «индексом
стоимости жизни». Предполагается, что номинальная за-
работная плата, деленная на этот индекс, должна дать
уровень реальной заработной платы.
О необходимости сопоставлять уровень номинальной
заработной платы с уровнем цен писал К. Маркс сто лет
тому назад *.
При таких сопоставлениях обычно проделывают не-
сложный расчет. Возьмем опубликованный Бюро стати-
стики труда США за 1941/42 г. бюджетный индекс
(1935—1939 гг.= 100) —«индекс стоимости жизни».
В среднем за 1940 г 100,20
1941 г. июнь 104,60
июль 105,30
август 106,20
сентябрь 108,10
октябрь 109,30
ноябрь 110,20
декабрь 110,50
1942 г. январь 112,0
февраль 112,9
март 114,3
апрель 115,1
май . 116,0
июнь 116,4
Иначе говоря, на каждые 100 долл., затрачиваемых в
среднем в 1935—1939 гг., приходилось тратить в декабре
1941 г. НО долл. 50 цент. Теперь, если мы хотим узнать,
как изменилась стоимость жизни на эту последнюю дату
сравнительно с той же датой прошлого года, мы можем
сделать расчет.
Декабрь 1941 г. = 110,5
минус
декабрь 1940 г. = 100,7
разность = 9,8
9,8:100,7 = 0,0Э7
100 х 0,097 = 9,7
1 См. К. Маркс. Капитал, т. I, 1952, стр. 711.
257

Такой расчет показывает, что стоимость жизни за год
возросла на 9,7%, т. е. на каждые 100 долл., затраченных
в декабре 1940 г., через год приходилось тратить 109 долл.
70 цент, для покупки тех же самых товаров. Так
и считают буржуазные экономисты. Формально здесь
все верно.
Но формальный расчет приводит к выводам, стоящим
зачастую в резком противоречии с действительностью.
При помощи индекса стоимости жизни буржуазные эконо-
мисты иногда ухитряются черное окрасить в белое.
К. Маркс указывал, что «официальная статистика ста-
новится все более обманчивым показателем действитель-
ных размеров пауперизма по мере того, как с накопле-
нием капитала развивается классовая борьба, а потому
и самосознание рабочих» К
Искажение статистических данных для построения ин-
декса стоимости жизни начинается у самых их истоков —
уже при собирании статистических сведений.
Крупнейшим из проведенных до сих пор в капита-
листических странах бюджетных обследований являет-
ся «Обследование потребительских покупок в США
в 1935/36 г.». Оно было проведено целым объедине-
нием официальных органов: Комитетом национальных
ресурсов, Бюро статистики труда (в городах), Бюро вну-
тренней экономики Министерства сельского хозяйства
(в деревнях) и др. Итоги обследования опублико-
ваны в 22 томах.
«Обследование потребительских покупок» охватило 32
гррода (где сорредоточено 19% городского населения
США). Казалось бы, репрезентативность материала долж-
на была быть весьма высокой. Но... при обследовании от-
бирались только «пригодные» семьи, причем эта «пригод-
ность» устанавливалась в зависимости от определенного
размера бюджета. Исключались семьи, в которых хотя бы
один член семьи обращался в течение года за пособием
(иначе говоря, семьи безработных), все иммигранты,
одиночки. Негры были представлены очень небольшим
числом. Организаторы этого обследования не обеспечи-
ли репрезентативность отобранных объектов наблю-
дения.
1 К. Маркс и Ф. Энгельс. Соч., т. XVII, стр. 718.
258

Последующую обработку также нельзя признать удов-
летворительной. Для построения индекса нужно составить
так называемый индексный набор товаров, т. е. набор
предметов потребления рабочих. Индекс призван отражать
динамику цен этих товаров.
Один из наиболее распространенных индексов в США—
это индекс стоимости жизни, публикуемый Бюро стати-
стики труда. Его задача заключается в том, чтобы «изме-
рить стоимость товаров, покупаемых в розницу, и стои-
мость услуг, оплачиваемых рабочими и низко оплачивае-
мыми служащими»1. Индекс публикуется ежемесячно.
Он исчисляется по ценам на продовольствие, регистрируе-
мым в 51 большом городе, ценам на другие товары и услу-
ги в 21 большом городе и, кроме того, раз в три месяца
в 13 добавочных городах и 20 местечках. Индекс охваты-
вает около 200 товаров и услуг, что составляет около
400 разного рода цен, разгруппированных ла семь групп:
пища, жилище, платье, обстановка, топливо, электричество
и лед. Для каждой группы исчисляется отдельный индекс,
а из них уже составляется общий индекс. Выбор товаров
для индексного набора основан на указанных бюджетных
обследованиях 1934—1936 гг.
Все дело заключается в этом наборе. Набор това-
ров и удельный вес каждого товара составляются так,
что перевод («дефлятирование») номинальной зара-
ботной платы на реальную всегда дает преувеличенный
уровень.
Допустим, цены на хлеб возросли на 10% и на такой
же процент возросла цена сыра. Если рабочая семья тра-
тит, допустим, 4 долл. на хлеб и 60 цент, на сыр, то
10%-ный рост цен отразится на ее бюджете не одинаково:
40 цент, на хлеб и 6 цент, на сыр. Далее, при равномер-
ном возрастании цен на все товары и при неподвижной
номинальной заработной плате происходят передвижки
в бюджете, возрастает относительное значение более де-
шевых товаров, расходы на сыр могут совсем исчезнуть
из бюджета. Поэтому неподвижные и устарелые веса в
бюджетном индексе могут совершенно исказить движение
уровня реальной заработной платы.
1 «Cost of Living in the United States, 1914—1936» (National
Industrial Conference Board), N. Y., 1936, Введение.
259

Существенный корректив получает индекс стоимости
жизни, если его составные части (субиндексы) взвешивать
по текущим весам. Буржуазный экономист профессор
университета в Кембридже Аллен ввел такие именно по-
правки К
Американский индекс стоимости жизни отличается и другими
дефектами. Характерно, что во время войны он не учитывал цены
черного рынка, хотя ясно, что эти цены отражались на бюджете
рабочего; квартирная плата оценивается по довоенным ценам и др.
По всем этим причинам расчеты, основанные на этом индексе, тен-
денциозно искажают действительную величину реальной заработной
платы. Поэтому для суждения об истинном движении уровня реаль-
ной заработной платы гораздо большее значение имеет не индекс
стоимости жизни, а индекс розничных цен. Например, с июля 1946
по май 1947 г. цены на жиры в США удвоились, а цены на мясо
возросли на 83%, на продовольствие в целом — на 40% с последую-
щим повышением. Такие показатели дают достаточно ясное пред-
ставление об уровне жизни широких слоев населения, особенно если
их сопоставить с движением номинальной заработной платы.
Определить движение реального материального уровня трудя-
щегося населения США вообще очень трудно по данным буржуаз-
ной статистики. Но косвенные указания мы имеем: нам известен
непрерывный рост цен и замораживание заработной платы, нам
известно снижение доли фермера в реализуемом им продукте.
Все дело в том, что рассматривать любой показатель по капита-
листической экономике (так же как и по социалистической эконо-
мике) изолированно нельзя. Различные факты действительности —
и прибыли американских предпринимателей, и голод, и нищета в
колониях, и высокий уровень заболеваемости — звенья единой цепи.
Они вызываются действием одного и того же основного экономиче-
ского закона современного капитализма.
Возьмем данные о среднем потреблении в натуре. Конечно,
расчет на душу населения — чрезвычайно грубая прикидка. Но все
же это прикидка, пригодная по той причине, что основной слой
потребляющих продовольственные продукты — это трудящиеся мас-
сы. Вот пример таких данных, которые не нуждаются в пояснениях
(по данным «Статистического абстракта» за 1949/50 г. в процентах
к средней за 1935—1939 гг.):
Масло .... 60
Молоко .... 92
Фрукты .... 90
Сахар .... 96
Овощи .... 104
Кофе .... 128
1 «London and Cambridge Economic Service», 1950, ноябрь. Его
расчеты были дополнены М. Смит («Положение рабочего класса
в США, Англии и Франции». М., 1953), которая, впрочем, пришла
к заключению, что и в этом случае индекс стоимости жизни оказы-
вается заниженным.
260

Буржуазный статистик А. Боули исчислил движение реальной
заработной платы с конца 80-х годов в книге «Заработная плата
и доход с 1860 г.» (Лнд., 1937) К
Какова цена его расчетам, можно видеть из следующего.
Для периода 1930—1932 гг. он получил для Англии индексы
(база неизвестна):
Таким образом, в годы обострения кризиса реальная заработ-
ная плата, по его расчетам, поднималась. Но вот перед нами офи-
циальный английский индекс занятости за эти же годы. Сопоставим
его с индексом реальной заработной платы Боули. Мало того, мы
можем их перемножить, чтобы поправить вычисления Боули:
Получается не рост, а даже некоторое падение реальной зара-
ботной платы.
При этом, конечно, полученный здесь результат далеко не
отражает картину действительного падения реальной заработ-
ной платы из-за дефектов самих индексов — и стоимости жизни,
и заработной платы, и занятости.
1 Это продолжение его старой работы: А. В о w 1 е у. Changes
in average wages (nominal and real) in the United Kingdom between
1860 and 1891 («Journal of the Royal Statistical Society», 1895, июнь).
Однако сопоставлений с его прежними исчислениями он предусмот-
рительно не делает,
т

Характерны разногласия, возникшие недавно по во-
просу о вздорожании жизни в США. Официально сооб-
щалось, что стоимость жизни в США в начале 1951 г.
была на 83% выше довоенной.
По данным же профсоюзов стоимость жизни в США
в начале 1951 г. была выше, чем в 1938 г., на 163% 1.
Но наивно было бы думать, что, взяв вместо бюджет-
ного индекса индекс розничных цен (с весами по бюдже-
ту) , можно непосредственно приблизиться к расчету дви-
жения уровня реальной заработной платы. Так поступает
М. Н. Смит2. Конечно, показатель реальной заработной
платы и в этом случае будет ниже, чем при официальных
расчетах стоимости жизни. Но этот показатель будет все
же мало отличаться от расчетов Боули, пока мы не внесем
в него поправки хотя бы на индекс занятости.
Нужно также иметь в внду, что общий индекс реальной зара-
ботной платы скрадывает существенные различия между разны-
ми отраслями промышленности (уже не говоря о резком разли-
чии в уровне жизни промышленных и сельскохозяйственных ра-
бочих, кадровых рабочих и чернорабочих, постоянных и сезонных
и т. д.).
Так, за время первой мировой войны официальные индексы
в США показывали следующее движение реальной заработной
платы.
Конечно, эти данные, взятые из Статистических ежегодников
США («'Abstracts»), преуменьшали падение реальной заработной
платы, но все же характерные различия между отраслями здесь
вполне заметны.
В специальном исследовании, охватывающем период в 70 лет —
с 1880 по 1950 г., Статистический институт при Оксфордском уни-
1 «Dayly Worker», 25.IV 1951 г.
2 «Вопросы экономики», 1949, № 5, стр. 53.
262

верситете (Бюллетень этого университета, 1951, апрель) рассчитал
отношение заработной платы неквалифицированного рабочего к за-
работной плате квалифицированного. Этому историческому исследо-
ванию были подвергнуты данные по пяти отраслям: строительство,
судостроение, машиностроение, железные дороги и... полиция. Везде,
кроме полиции, отношение уровня заработной платы неквалифици-
рованных рабочих к уровню заработной платы квалифицированных
рабочих повысилось с 60% в 1880 г. до 80% в 1950 г.
На этом основании авторы исследования заявляют о росте
уровня жизни английского рабочего класса в целом.
Нетрудно раскрыть неправильность этой статистической кон-
струкции. Отношение оплаты чернорабочего к оплате мастера может
изменяться и при увеличении и при падении уровня заработной
платы вообще.
В условиях общего падения номинальной заработной платы,
например в 1920—1923 гг., заработная плата квалифицированных
рабочих падала сильнее, чем неквалифицированных. Если взять
период 1929—1935 гг., при резком увеличении безработицы будет
наблюдаться та же картина: средняя (взвешенная) заработная
плата квалифицированных рабочих падает быстрее, чем заработная
плата чернорабочих (ниже некуда падать). Но авторы исследова-
ния в окончательных выводах скрывают в промежутке 1923—1933 гг.
период обострения кризиса, рассчитывая свои средние и для этого
десятилетнего интервала. Кроме того, манипуляции с данными
о номинальных ставках заработной платы не отражают действи-
тельного соотношения уровней реальной заработной платы квали-
фицированных и неквалифицированных рабочих.
В книге «Английские кризисы» Зигфрида 1 «наглядно
доказывается», что с ростом безработицы уровень жизни
рабочих повышается. «Доказательство» простое: берется
индекс заработной платы и делится на индекс оптовых
цен. После всеобщей забастовки 1926 г. до 1930 г. и
дальше результат такого деления дает резко возрастаю-
щую кривую, движение которой совпадает с движением
процента безработных. Это естественно, поскольку опто-
вые цены в период кризиса резко падают. В чем заклю-
чается здесь фальсификация?
Во-первых, если уж говорить о показателе уровня
жизни, то надо брать индекс розничных, а не оптовых цен.
Во-вторых, и это главное, речь идет о заработной пла-
те занятых рабочих, следовательно, если говорить опять-
таки об уровне жизни рабочего класса в целом, надо
брать всю выплаченную заработную плату и делить на
1 A. Siegfried. England's crisis. N. Y., 1931, стр. 125 (диа-
грамма).
Ш

число всех рабочих (и занятых и не занятых) и после
этого строить индекс.
В-третьих, индекс заработной платы является не чем
иным, как индексом ставок, и к фактическим заработкам
он не имеет отношения, так как не учитывает отработан-
ного времени.
В-четвертых, процент безработных касается только
профсоюзов (чернорабочих, например, не касается), сле-
довательно, процент этот вообще занижен, занижен и
темп его роста.
Весьма поучительна история индекса стоимости жизни
военного периода, который исчисляло Бюро статистики
труда Министерства труда США (Бюллетень этого Бюро,
№ 699).
Во время войны стало для всех очевидно, что индекс,
исчисляемый Бюро, совершенно не отражает реальной за-
1работиой платы даже привилегированных рабочих и
мелких служащих. Последний перед войной состав товар-
ного набора относился к 1934 г. Изменения, сделанные
в 1934 г., были мотивированы изменениями в потреби-
тельских привычках: многие товары, включенные в набор,
давно исчезли с рынка — высокие башмаки на пуговицах
уступили место полуботинкам, пижамы заменили ночные
рубашки, столовые гарнитуры заменили обеденные столы,
буфеты стали продавать отдельно от стульев. В новый
набор включили автомобили, ремонт их, бензин, налог на
автомобиль и его страховку, холодильники, стиральные
машины, пылесосы, радио, ковры, мебель и пр. Были
включены оплата прислуги, услуги кабинетов красоты и
химической чистки.
Из этого перечня видно, что набор составляется так,
что он имеет отдаленное отношение к бюджету рабочего,
уже не говоря о чернорабочем. Это набор мелкого буржуа.
Высокая сумма цен отобранных товаров дается в относи-
тельных величинах динамики, поэтому абсолютная вели-
чина этой суммы не связана с уровнем индекса. Но все
дело в том, что присутствие в индексе дорогих товаров
и услуг преуменьшает рост индекса (а следовательно,
преувеличивает рост реальной заработной платы). В усло-
виях товарного голода относительно гораздо более высо-
кий рост дают предметы первой необходимости. Жалова-
ние прислуге, например, весьма мало изменяется и в усло-
264

виях инфляции. Отсюда, поскольку предметы нерабочего
потребления занимают в наборе твердый вес, индекс дает
весьма малый рост и в условиях резкого вздорожания
жизни.
В январе 1942 г. Бюро пересмотрело набор в связи с
военными условиями. Были исключены товары, которые
нельзя было покупать без особой лицензии (новые авто-
мобили, резина к ним; старые автомобили остались),
уменьшили вес расходов на транспорт всех видов (с 8 до
5% стоимости жизни).
В июне были убраны стиральные машины, так как они
исчезли с рынка.
В результате этих пересмотров в соотношении весов
довоенного и военного индексов произошли следующие
перемены.
Усилился удельный вес расходов на питание, но и эта
статья не учтена полностью. О существовании черного
рынка -и нормировании продовольствия и одежды Бюро,
повидимому, не слыхало. Между тем в условиях, когда
рабочий вынужден обращаться к черному рынку, вся
приведенная здесь схема выглядит совершенно иначе.
Кроме того, известно, что во время войны наблюдался
рост квартирной платы, и снижение ее удельного веса
можно отнести опять-таки за счет того, что Бюро строило
индекс для живущих в особняках, а не для снимающих
углы. Вряд ли можно считать, что рабочий, получавший,
например, во время войны даже 1 долл. за час рабо-
ты, тратил из него Vs на подарки, прислугу и обста-
новку. Неправдоподобность приведенных весов бросается
в глаза.
265

Бюро сообщает, как велись эти расчеты, как прики-
дывали и откидывали, но по существу вся возня вокруг
пересмотра индекса кончилась ничем: индекс попрежнему
остается довольно далеким от реального состава товаров
массового потребления.
В отношении оценок товаров Бюро опять-таки тен-
денциозно не желало замечать изменение качества то-
варов.
Если за килограмм масла платили до войны 50 цент, и
75 цент, на второй год войны, то считали, что цена подня-
лась в 1V2 раза, не считаясь с тем, что за 50 цент, покупали
именно масло, а за 75 цент, стали покупать суррогат.
Между тем даже этот преуменьшенный индекс показал
рост расходов на пищу за период 1939—1942 гг. на 35%
при росте всего индекса стоимости жизни на 19% К Мож-
но ли при этих условиях говорить, что удельный вес пищи
в товарном наборе почти не изменился? Можно ли считать
достоверными расчеты уровня реальной заработной пла-
ты, исчисленные на основе этого индекса?
После окончания войны положение нисколько не изме-
нилось: попрежнему набор товаров остается по своему
составу типичным, скорее, для мелкого буржуа, чем для
рядового рабочего.
Не случайно Бюро говорит, что жизненный индекс
составляется для «лиц, работающих по найму, и для свя-
щенников». «Работающие по найму»! Как много в этом
обтекаемом термине стремления уйти от действительности
и зарыть голову в песок.
Индекс цен, публикуемый сейчас Бюро труда, подвер-
гался неоднократным изменениям в отношении методов
первичного учета и методов последующего расчета.
Очередной пересмотр был в 1946 г. Если проследить за
всеми этими переменами в методах собирания первичных
данных и их последующей обработки, то получается совер-
шенно бесспорная картина тенденциозного стремления за-
ставить индекс смягчать резкие скачки при повышении
цен. Для этого опытным порядком подбираются разные
пути: география наблюдательной сети, подбор объектов
наблюдения, численность этих объектов.
1 «Journal of the American Statistical Association», 1942, декабрь.
266

В официальном бюллетене Бюро статистики труда сказано: «Ни
одно из исследований не обеспечивает полную информацию о расхо-
дах семьи наемного рабочего и мелкого служащего в крупных го-
родах» 1.
Кстати, надо повторить, что самокритика в буржуазной стати-
стике тоже принята на вооружение как важное демагогическое
средство.
В различных изданиях, даже официальных, можно встретить
критические замечания, направленные в адрес официальной ста-
тистики.
Такая критика преследует цель создать впечатление объектив-
ности суждения и показать, что их статистика якобы стремится
к правдивому освещению действительности2. Характерным
образчиком такого рода попыток путем мнимой «критики»
недостатков официальной статистики оправдать ее порочность
и фальшь является статья «Цели и опасности статистики», по-
мещенная в английском банковском органе «Мидленд бэнк
рнвыо».
Отмечая, что «нет более заманчивого искушения, как подбор
статистических данных или представление их в форме, подходящей
определенному случаю», автор статьи высказывает ряд практиче-
ских замечаний по адресу английской официальной статистики,
в частности, относительно официального индекса стоимости жизни,
который преуменьшает рост дороговизны, а следовательно, и паде-
ние реальной заработной платы. Однако под видом критики
делается попытка оправдать фальсифицированные показатели офи-
циальной статистики. Автор старается уверить читателей, что дина-
мика заработной платы и уровня жизни рабочего класса вообще
не может быть отражена статистическими показателями, что
само падение уровня жизни трудящихся является отражением
роста «вынужденных сбережений» вследствие «неспособности
достать на рынке те предметы, которые можно было достать до
войны».
В конце 1950 г. индекс стоимости жизни, публикуемый
Бюро статистики труда Министерства труда США, под-
взргается пересмотру, и с января 1951 г. он публикуется
уже в новой, как это они называют, редакции. Изменения
выразились в том, что удельный вес продуктов питания
был снижен на 10%. Вследствие этого индекс стал пока-
зывать меньшее вздорожание жизни, чем раньше, так как
в США в послевоенный период быстрее всего росли цены
1 Цит. по «Вестнику статистики», 1950, № 4, стр. 61. На Восьмой
Международной конференции статистиков труда (происходившей в
конце 1954 г. в Женеве) все эти вопросы обсуждались. Как сви-
детельствует «Вестник статистики» (1955 г., № 2, стр. 52), участ-
ники конференции признали необходимость улучшения статистики
труда.
2 См. «Вестник статистики», 1950, № 5, стр. 89.
267

на продовольствие 1. Таким образом, новая редакция ин-
декса — это дальнейший шаг по пути его искажения.
Естественно встает вопрос — насколько же преуменьшает аме-
риканский бюджетный индекс рост дороговизны? Ответ на это мы
находим в специальных расчетах, приведенных в «Вестнике стати-
стики» 2.
По индексу стоимости жизни, который в годы войны исчисляло
Управление военного производства США, получалось, что в 1944 г.
в сравнении с 1939 г. цены в США повысились на 44%, тогда как
индекс стоимости жизни, исчисляемый Бюро статистики труда Ми-
нистерства труда, показывал рост за этот период только на 26%.
Расхождение между индексом Управления военного производ-
ства и индексом Министерства труда на протяжении всего периода
войны непрерывно увеличивалось, что видно из следующих данных:
Руководители Управления военного производства, разумеется,
вовсе не были заинтересованы в опубликовании данных, правильно
освещающих рост дороговизны в США. Имеется достаточно осно-
ваний утверждать, что индекс Управления военного производства
намного преуменьшал фактический рост цен в США в годы войны.
В частности, если исходить из индекса, приводимого ниже, исчис-
ленного профсоюзом рабочих электро-радио-машиностроительной
промышленности, то получается, что в 1944 г. Управление военного
производства преуменьшало рост стоимости жизни рабочих США
в сравнении с 1939 г. больше чем на 40%.
Полная несостоятельность индекса стоимости жизни Министер-
ства труда США выступает при сопоставлении его с индексом стои-
мости жизни, исчисляемым прогрессивными деятелями профсою-
зов США.
Во время войны, когда по требованию прогрессивных профсоюз-
ных организаций президент Рузвельт назначил специальную комис-
сию для проверки индекса стоимости жизни, исчисляемого Мини-
стерством труда, представители профсоюзов в этой комиссии
1 Это обстоятельство показано Миллсом (см. F. Mills. The
structure of postwar prices, № 9, 1948, стр. 41, где он сравнивает
рост цен во время первой и второй войны).
2 «Вестник статистики», 1952, № 2, стр. 73,
268

доказали, что рост стоимости жизни в США только за период
с января 1941 г. по декабрь 1943 г. был на 86% больше, чем пока-
зывал официальный индекс.
Таким образом, из подсчетов представителей профсоюзов вид-
но, что официальная статистика США только за период с января
1941 г. по декабрь 1943 г. приблизительно в два раза преуменьшала
рост стоимости прожиточного минимума. По этим же материалам
официальная статистика США за указанные три года преуменьшила
рост розничных цен на продукты питания почти в два раза, рост
розничных цен на предметы одежды, мебель и предметы домашнего
обихода — больше чем в два раза и квартирной платы — в пять раз.
Профессиональный союз рабочих электро-радио-
машиностроительной промышленности США с начала
1951 г. публиковал индекс стоимости жизни, исчисленный
его исследовательским бюро, начиная с 1939 г. Исчисление
этого индекса в значительной степени основывается на
данных официальной статистики о росте цен и налогов.
Индекс стоимости жизни (1939 г. = 100) *
* «The Facts about High Living costs», N. J., 1951. United Electrical, Ra-
dio and Machine Workers of America, дополнено по «News», September 1,
1952 (приведено в «Плановом хозяйстве», 1953, № 3). Это издапие — одна из
немногих попыток показать недостатки американской официальной статистики.
Следует назвать также другую работу исследовательского бюро двух проф-
сою8ов — Межнационального союза рабочих горной и металлургической про-
мышленности и Объединенного союза рабочих электро-радио-машинострои-
тельпой промышленности Америки. „How High Are Living Costs?" (international
Union of Mine, Mill and Smelter Workers and United Electrical, Radio and 1 Machine
Workers of America), Toronto, 1951.
Поэтому можно предполагать, что индекс профсоюза
рабочих электро-радиопромышленности также не свобо-
ден от недочетов. Но сопоставление этого индекса с офи-
циальным индексом Министерства труда дает во всяком
случае вполне ясное представление о полной непригодно-
го

сти последнего в качестве измерителя роста дороговизны
в США, а тем самым и в качестве показателя для опреде-
ления уровня реальной заработной платы наиболее много-
численной части рабочих.
Расхождение между обоими индексами проистекает из-за сле-
дующих обстоятельств: Министерство труда не учитывает в индексе
прямые налоги. Между тем индекс прямых налогов был равен
в 1951 г. 2662 (1939 г.= 100).
Прогрессивный профсоюз рабочих электро-радио-машинострои-
тельной промышленности указывал, чтю федеральный подоходный
налог с заработной платы среднего рабочего составлял в 1951 г.
11%. Но сюда надо добавить налоги штатов и отчисления на соци-
альное страхование. Это можно сделать следующим путем (расчет
А. Пучкова). Общая сумма федерального подоходного налога
в 1951 г. составила 27 077 млн. долл.1 -Подоходные налоги штатов
и страхование составили в том же 1951 г. 4 560 млн. долл.2 Если
всю сумму федерального налога принять за 11% и рассчитать
облагаемую им сумму, то налоги штатов составят 1,85% к этой
сумме. Таким образом, можно условно полагать, что процент обло-
жения заработной платы всеми подоходными налогами и страхо-
ванием составляет около 13. Этот расчет весьма приближенный,
так как в показанную сумму 27 млрд. долл. входит не только налог
на заработную плату. Но, с другой стороны, и налоги штатов вклю-
чают не только налоги на заработную плату.
Помимо прямого обложения, заработная плата урезывается
косвенными налогами и перекладываемыми на потребителя нало-
гами с корпораций (через цены).
Федеральный подоходный налог, косвенные налоги, налоги шта-
тов, местные налоги и сборы, а также налоги на корпорации, пере-
ложенные на население, составляют приблизительно 30% доходов
населения 3.
Следует иметь в виду, что монополии не только перелагают
налоги на потребителя через цены. Как это показано А. Саксом4,
американский подоходный налог регрессивен, он оберегает от обло-
жения наиболее высокие личные доходы. Подсчитывая окончатель-
ное несение налогов с учетом переложения налогов, профессор уни-
верситета в Лос-Анжелосе Петенгилл5 дает группировку по раз-
меру доходов и делает расчет доли национального дохода, полу-
чаемой каждой группой. Само собой разумеется, что такой расчет
не может бить признан научно обоснованным, так как он опирается
на личный метод исчисления самого национального дохода. Аполо-
гетическая сущность всей счетной операции заключается в конеч-
1 «Survey of Current Business», 1952, июль, стр. 16.
2 «.Compendium of State Government Finances in 1952 (U. S. De-
partment of Commerce. Bureau of the Census), Вашингтон, 1953,
стр. 6—7.
3 «News Week», 17 марта 1952 г.
4 См. «Записки Казанского финансового института», вып. Ill,
Казань, 1948.
5 «The Analist», 29 августа 1940 г.
270

ном выводе, согласно которому доля национального дохода оказы-
вается пропорциональной размеру личных доходов, а личные доходы
высших групп включают ничтожную часть монопольных прибылей
(«нераспределенная прибыль корпораций»).
Орган исследовательского отдела Конгресса производ-
ственных профсоюзов журнал «Экономический обзор»
(«Economic Outlook») критиковал в декабре 1946 г. при-
веденный индекс Бюро статистики труда Министерства
труда. Там указывалось следующее:
1) Индекс этот исходит из того, что рабочие семьи
покупают те же самые товары и в тех самых количествах,
что и в 1934—1936 гг. Уже это одно опорочивает самую
базу исчислений.
2) Набор товаров сделан применительно к малосе-
мейным.
3) Удельный вес пищи в наборе преуменьшен, так как
у низкодоходных семей большая часть затрат идет на
пищу, а набор имеет в виду среднезажиточные
семьи.
4) Индекс не учитывает ухудшения качества покупае-
мых предметов потребления.
5) Индекс оперирует с высокосортными и дешевыми
товарами, которые исчезли.
Помимо этих замечаний, можно еще указать на то, что
индекс министерства рассчитывается на семью с доходом
1500 долл. в год (1934—1936 гг.). Между тем сами же
американские экономисты признают, что в 1935—1936 гг.
свыше 63% семейств в США имели доход менее
1500 долл. в год 1. Далее, при составлении индекса Ми-
нистерство труда опирается на товары, цены которых
регулировались. Однако известно, что цены на товары,
которые не регулируются, растут значительно быстрее,
чем цены на товары, которые регулируются.
Однако дело ограничивается не только различной
оценкой вздорожания. В официальном индексе цены
берутся по такому набору товаров, который, как мы
уже указывали, никак нельзя признать репрезентатив-
ным. Этот набор не представляет всего потребления рабо-
чего. Товары, не входящие в набор, но обязательно фигу-
рирующие в бюджете рабочего, дорожают сильней, чем
1 «The Review of economic statistics», ноябрь 1940, стр. 180.
271

товары из набора. Кроме того, индекс не отражает ухуд-
шения сортности товаров (второсортные во время войны
шли как первосортные). Баснословный рост цен на чер-
ном рынке не получил отражение в индексе, а к черному
рынку рабочий вынужден был прибегать. Рост цен в бу-
фетах и столовых также не отражен индексом, между
тем удельный вес этих расходов во время войны вырос.
Взвинченная квартирная плата в мелких городах, вызван-
ная военными условиями, не отразилась на индексе стои-
мости жизни и т. д.
При исчислении размеров прожиточного минимума
буржуазная статистика часто исходит из низкой оценки
потребностей рабочего. Однако, даже исходя из такого ис-
ключительно низкого набора, легко видеть при критиче-
ском разборе, что номинальная заработная плата во мно-
гих случаях не обеспечивает даже этого минимума.
Прожиточный минимум исчислен, исходя из индекса,
построенного на бюджетном наборе. Но в этот индекс
входят товары, индивидуальные индексы цен которых со-
вершенно различны. В условиях инфляции давно подме-
чен для капиталистического хозяйства «избирательный»
рост цен: в первую очередь и быстрее всех растут цены
на предметы самой острой необходимости и меньше всего
растут цены на предметы потребления богатых слоев
населения.
Между тем средний индекс скрадывает эти различия и не учи-
тывает того, что для низших имущественных групп расходы на
питание составляют львиную долю в бюджете, а для высших групп
эти расходы существенного значения в бюджете не имеют.
Правильный расчет движения цен требовал бы отдельных
индексов цен для лиц с малым доходом и для лиц с большим
доходом.
В № 27 издававшегося на русском языке журнала «Америка»
приведен коллективный договор от 7 апреля 1943 г. мясной фирмы
Сталь-Меер с профсоюзом мясников. В этом договоре сказано, что
рабочий получает от 0,9 до 1,22 долл. за час при сорокачасовой ра-
бочей неделе. Таким образом, в месяц рабочие должны получать
по этому договору от 144 до 196,5 долл. Даже при предположении
о круглогодовой занятости это дает 1728—2346 долл. годового за-
работка.
Легко видеть, какой огромный дефицит получается у рабочего,
если он даже и занят круглый год на работе. В свое время
В. И. Ленин (1914 г.), писал, что наемные рабы Америки требуют
4 тыс. руб. дохода для каждой семьи *. Это было 40 лет назад,
1 См. В. И. Л е н и н. Соч., т. 20, стр. 52—53.
272

назад, когда эта сумма равнялась 2 тыс. долл. Годовой доход в
2 тыс. долл. теперь, после вздорожания жизни, далеко не достаточен:
прожиточный минимум в 1951 г. составлял более 4,5 тыс. долл. К Но
большинство рабочих США до сих пор не добились и этих
2 тыс. долл. Кроме того, надо учитывать рост физиологических
потребностей рабочих, связанный с повышением интенсивности
труда, что требует возмещения в виде добавочного питания.
По данным Американской федерации труда, производительность
труда за период 1939—1951 гг. увеличилась на 38%. Этот рост
достигнут повышением скорости работы конвейеров и другими ана-
логичными методами. Журнал «Новое время»2 считает, что увели-
чение интенсивности эксплуатации рабочего составляет по крайней
мере 25%. Это видно и из увеличения числа недельных рабочих
часов. В обрабатывающей промышленности в 1939 г. среднее число
отработанных за неделю часов составляло 36,7, в 1944 г.— 45,23.
Но и индекс профсоюза электро-радио-машинострои-
телей тоже оказывается заниженным, так как он опирает-
ся на данные официальной статистики и, кроме того, упу-
скает из виду одно существенное обстоятельство, а имен-
но не улавливает действительного роста квартирной пла-
ты. Американские статистики исходят из ставок квартир-
ной платы, указанных в договорах, заключенных на дли-
тельный срок. В этих условиях не учитывается рост ставок
квартирной платы при найме квартир в новых и перестро-
енных домах или в старых домах новыми съемщиками.
Между тем о значительном росте квартирной платы уже
давно пишет американская пресса. Квартирная плата по-
глощает 25—40% бюджета и резко отражается на уровне
потребления. Удельный вес квартирных расходов обнару-
живает тенденцию непрерывно возрастать. Федеральное
управление жилищного строительства в докладе 1950 г.
указывало, что средняя месячная квартирная плата за 10
лете 1940 по 1950 г. выросла на 67%, а для негритянских
семей на 250%. Кроме того, с августа 1951 г. в силу так
называемого закона о производстве на оборону разрешено
повышать квартирную плату еще на 20%.
Следует отметить еще одно обстоятельство, которое остается
вне поля зрения бюджетных индексов: рост военного производства
отражается на увеличении транспортных расходов в бюджете рабо-
1 «Коммунист», 1953, № 6, стр. 96.
2 «Новое время», 1952, № 27.
8 «The World Economic Survey». League of Nations, Geneva,
1945, стр. 89.
273

чих, занятых в военной промышленности: военные заводы распо-
ложены вдали от городов и проезд к месту работы в этих условиях
стоит гораздо дороже, чем раньше.
Индексы стоимости жизни не учитывают рост безработных.
Между тем рост числа иждивенцев в семьях снижает бюджет до
значительных размеров.
Все изложенное говорит, таким образом, о том, что не только
индекс Министерства труда, но и индекс профсоюза электро-радио-
машиностроителей не в состоянии отразить действительные раз-
меры падения уровня реальной заработной платы в США.
В дополнение к своим мало репрезентативным бюджетным
исследованиям буржуазная статистика придумала еще «статисти-
ку жилищ и домоводства (household)». Специальное собрание экс-
пертов при Лиге Наций еще в 1939 г. опубликовало программу
таких обследований. Там имеется определение домашнего хозяйства
как единицы наблюдения. «Семейное домашнее хозяйство,— гово-
рится там,— должно включать в себя членов семьи, образующих
ячейку, а также постоянную домашнюю прислугу. Другие лица, про-
живающие в углах или отдельных комнатах и столующиеся в семье,
также должны считаться в числе членов домашнего хозяйства».
Таким образом, совершенно не ясно, кто будет фигурировать в ка-
честве типичного среднего домашнего хозяйства — в конечном счете
получится обычная огульная средняя, где не видно будет разницы
в уровне жизни нанимателя и нанятого, потому что в условиях
сельского хозяйства отделить домашнюю прислугу от производ-
ственных рабочих, вообще говоря, довольно трудно.
Пользуясь буржуазными публикациями в области ин-
дексов цен, мы в первую очередь должны обращаться к
групповым индексам. Дифференциальный анализ этих
публикаций позволяет делать далеко идущие выводы.
Так, оптовые цены в США возросли за десять лет с
1939 до конца 1948 г. на 120%. Таков тотальный индекс
цен. Возьмем теперь групповые индексы: цены на сырье
показывают рост на 159%, а на промышленные товары
на 105%. Это мало о чем говорит. Обратимся к более
дробным групповым индексам, к субиндексам и к индиви-
дуальным индексам. Здесь картина получается на первый
взгляд довольно пестрая:
вискозный шелк ..... +44%
цемент +46%
химикалии +49%
домашняя утварь .... +64%
удобрения +69%
чугун и сталь +70%
мебель +74%
растительное масло и жиры +173 %
мясо +155%
хлопчатобумажная ткань . +106%
274

Неравномерный рост цен показывает, что стоимостная
структура изменилась: относительная стоимость одних
товаров увеличилась, а относительная стоимость других
упала. Но, как известно, прибыли монополий возросли
особенно резко в области производства средств производ-
ства и в военной промышленности. Ясно, что при росте
цен на сталь на 70% одновременно резко расширился
объем производства, вызванный военным спросом.
Значительно занижает рост цен и индекс оптовых цен
(«эскалатор»). Здесь опять-таки все дело заключается в
подборе весов.
Рост цен происходит неравномерно, всегда наблюдает-
ся избирательный рост цен. Если веса товаров с более
медленным ростом цен преувеличены за счет весов това-
ров, цены которых растут быстрее, то индекс, даже при
самой точной регистрации цен, будет показывать пре-
уменьшение. Известно, что с ростом милитаризации цены
на металлические изделия растут быстрее, чем на другие
товары. Так, цены на металлические изделия в США воз-
росли в 1949 г. по сравнению с 1926 г. на 70%, а на все
промышленные товары только на 52%. Это опережение
наблюдается и дальше. Вместе с тем и удельный вес ме-
таллической и химической промышленности возрастает по
мере милитаризации страны. Сейчас продукция этих от-
раслей составляет более половины всей промышленной
продукции США. Между тем удельный вес этих изделий
в индексе оптовых цен составляет только 25%. Таким об-
разом, структура весов в индексе не соответствует струк-
туре промышленной продукции.
Отсюда — искажения, которые дает индекс оптовых
цен. Если пользоваться этим индексом для общих сужде-
ний о вздорожании товарной массы в США к 1950 г., ин-
декс следует брать с поправкой приблизительно в 1,1, т. е.
считать преуменьшение уровня около 10%. Но для после-
дующих лет эта поправка должна быть увеличена.
Многие буржуазные экономисты на основании того,
что индекс служит подспорьем для расчетов, всячески
превозносят практическое его значение. Но дело все в
том, что цены растут пучком — одни цены опережают дру-
гие в зависимости от множества конъюнктурных факто-
ров. Поэтому если «эскалатор» и позволяет производить
глобальные расчеты по договорам, это еще не значит, что
276

он позволяет делать сметные калькуляции, особенно в
сельском хозяйстве. Дифференциальный рост цен поэтому
совершенно опрокидывает целую отрасль буржуазной
науки — сельскохозяйственную экономию со всей ее гро-
моздкой математической аппаратурой. Здесь общетовар-
кый индекс ничем помочь не может,
В результате инфляции возросли цены на все товары,
но хаотичность капиталистической экономики привела к
тому, что эквивалентные отношения между товарами из-
менились, причем изменились так, что относительно доро-
же всех оказались предметы потребления и в первую оче-
редь продовольствие. Изменения в соотношении цен при-
вели к падению реальной заработной платы, к снижению
жизненного уровня не только рабочих, но и многочислен-
ного слоя мелких служащих, учителей, пенсионеров и пр.
Снижение уровня жизни особенно становится очевидным, когда
сопоставляются индексы номинальной заработной платы с индек-
сами цен на предметы потребления. Относительное же обнищание
можно видеть из соотношения долей в национальном доходе.
В книге Чэндлера «Инфляция в США», вышедшей в Ныо-Р1орке
в 1951 г., приведены индексы реальной доли прибылей корпораций
в национальном доходе. С 1945 по 1948 г. эта доля более чем
удвоилась. Вместе с тем индекс доли оплаты труда снизился за
это же время на одну десятую. Конечно, последний индекс,
построенный на огульных средних, не отражает действительного
падения доли заработной платы, так как по американским расчетам,
как мы знаем, «оплата труда» не есть заработная плата. Однако,
несмотря на это, картина относительного обнищания и по этим
данным делается очевидной.
Подтверждением этому служат данные того же Чэндлера о ди-
намике так называемого чистого дохода (в долл. 1939 г.). По этим
данным получается, что общий объем расходов на потребление
с 1945 по 1949 г. сократился на 1 млрд. долл. Между тем известно,
что население США за этот период возросло на 7 млн. чел. Ясно,
что это сокращение валовой суммы расходов на потребление озна-
чает резкое снижение среднего уровня потребления широких слоев
населения.
При Калифорнийском университете вот уже 20 лет работает
комитет Геллера, который разрабатывает бюджет, «необходимый
для поддержания здоровой и скромной жизни семьи из четырех
человек». Что бюджет этот «скромен», видно из того, что потребле-
ние сливочного масла ограничивается 56 г в неделю на человека,
сигарет можно курить не более 20 штук в неделю, пальто надо
носить в течение шести лет. Расходов на театр, на книги, на поездки
в отпуск нет. В кино можно ходить не чаще двух раз в месяц. При
таком спартанском образе жизни прожиточный минимум рабочей
семьи установлен был бюджетом Геллера в 1939 г. в размере
1940 долл.
276

Характерно, что включить расходы на лечение в бюджет Геллер
целиком не может, так как это означало бы включение такой боль-
шой суммы, которая совершенно непосильна семьям со средним
доходом К Средний же доход рабочих и служащих в 1939 г. амери-
канская статистика называла 1103 долл. В 1950 г. при индексе
стоимости жизни 241% (1939 г.= 100) бюджет Геллера должен
был бы быть равен 4675 долл. Между тем комитет вывел для
1950 г. величину 4276 долл. Таким образом, комитет Геллера заве-
домо уменьшает свой и без того чрезмерно скромный бюджетный
набор, стараясь, видимо, сгладить бросающийся в глаза разрыв
между его «нормативом» и фактическим уровнем жизни.
Поскольку индексным показателям доверять в силу
изложенных причин не следует, можно опираться на дру-
гие, хотя и косвенные, но бесспорно объективные показа-
тели. Таким бесспорным показателем жизненного уровня
широких слоев населения служат данные о движении про-
цента расходов на пищу. Давно уже подмечен бесспор-
ный статистический факт, который буржуазная наука на-
зывает «законом Энгеля 1857 г.». Согласно этому «зако-
ну» «бедняк затрачивает на необходимые потребности в
питании хотя и меньшую денежную сумму, чем богач, но
эта сумма составляет большую долю его дохода; чем
выше доход, тем более значительная его часть остается
для менее настоятельных трат». Поэтому можно отчетли-
во себе представить степень падения материального уров-
ня жизни по проценту расходов на пищу в бюджете рабо-
чего. Пусть отсутствуют данные об уровне реальной зара-
ботной платы, пусть запутывается и скрывается ее дейст-
вительная величина, но, сопоставив доли расходов на
пищу в рабочих бюджетах по периодам, легко видеть
степень падения этого уровня. Не будем приводить таких
данных. Каждый может сделать такие сопоставления на
основе публикаций «Year-Book of Labour Statistics» или
«Monthly Labour Review».
Для конца XIX и начала XX в. такие сопоставления
можно сделать и по данным, приведенным в русском пе-
реводе книги К- Ольдеиберга «Потребление»2.
Особенно эффективным такой показатель может быть для
периода инфляции, когда уровень жизни резко падает, даже в усло-
виях скользящей шкалы заработной платы. Известный буржуазный
1 Е. Lews on. Budget for the Family of a Wage Earner. «Heller
Committee Research in Social Economics», 1949, № 9.
*K. Ольденберг. Потребление. М., 1929.
277

экономист Кейнс доказывал, что во время инфляции заработная
плата английских рабочих отставала ровно на год от уровня вздо-
рожания жизни, но что она неизменно двигалась вверх на этом рас-
стоянии. Иначе говоря, заработная плата данного года соответство-
вала все время уровню цен прошлого года 1. Этот расчет сделан прн
помощи довольно сложных индексных манипуляций (см. дальше).
Но миф об открытом Кейнсом постоянном соотношении легко опро-
вергается при сопоставлении доли расходов на пищу в 1914 и 1918 гг.
Буржуазные статистики любят заявлять, что цифры
нельзя опровергать отвлеченными рассуждениями («ал-
гебру нельзя опровергать стихами»). Но здесь буржуаз-
ных авторов можно опровергнуть их же излюбленной
«статистической аргументацией». Помимо такого косвен-
ного определения степени падения жизненного уровня,
прямым показателем могут служить данные о военных
расходах на душу населения. Американские профсоюзы
подсчитали, что расходы по федеральному (государствен-
ному) бюджету на душу населения составили (в неиз-
менных долл. 1930 г.) 2:
Прямые
военные'
На здравоохранение,
народное образование
и пр.
в 1938/39 г. . . . 20,6 31,3
в 1952/53 г. . . . 243,8 8,9
Индекс физического объема
и производительности труда
Индекс физического объема продукции, если его стро-
ить на строго научных основах, должен опираться на
принцип неизменных цен. Но капиталистические предпри-
ятия, конечно, не дают оценки продукции в неизменных
ценах. Они оценивают продукцию в соответствии с тре-
бованиями своего бухгалтерского учета, т. е. в текущих
ценах. Поэтому построение индекса связано там с различ-
ными последующими переоценками (дефлятированием
стоимости продукции). Уже в одном этом можно видеть
существенное отличие буржуазных индексов физического
объема от советских индексов.
Исчисление индекса физического объема заключается
в том, что для каждого из индивидуальных рядов находит-
ся надлежащий уровень. Затем эмпирические величины
1 J. Keynes. How to pay for the war, 1940, стр. 71—72.
2 «The Worker Magazine», 1952, сентябрь, стр. 38,
278

выражаются в процентах к соответствующим значениям
уровней. После того как это сделано для каждого ряда,
окончательный индекс на каждый год представляет собой
взвешенную среднюю этих процентных отклонений от
уровней на данный год. Это и будет индекс физического
объема продукции.
Одним из таких индексов является индекс продукции
Федерального резервного управления США. В качестве
базы этого индекса по последней редакции 1 принят пе-
риод 1947—1949 гг.
В настоящее время индекс физического объема про-
дукции Федерального резервно-го управления включает в
себя 175 показателей (субиндексов), причем многие из
этих производств относятся к тем, которые в свое вре-
мя предназначались для военных целей и в значительной
мере предназначены для этого и сейчас. «Нововведение»,
примененное впервые в 1940 г.,— измерение объема про-
изводства количеством отработанных человеко-часов с по-
правкой на часовую производительность труда получило
в этом индексе с 1943 г. самое широкое применение (50%
рядов или серий исчисляется методом человеко-часов).
Часть продукции, далее, сопоставляется по физическому
объему (металлы, уголь, нефть, строительные материалы,
керамика), часть — по количеству потребленного сырья
(хлопок, шерсть). Вследствие такой замены, а главным
образом вследствие того, что продукция военных отрас-
лей, обнаруживающих большой рост, оценивается по вы-
соким монопольным ценам, индекс оказывается раздутым.
По данным Федерального резервного управления про-
дукция США с 1939 по 1943 г. возросла почти в 2,5 раза
(со 100 до 239%). Однако нетрудно показать, что здесь
имеется преувеличение. Достаточно привести сопоставле-
ние с индексами отработанного рабочего времени (увели-
чение вдвое) и с данными о продукции промышленного
сырья и материалов (рост всего на 40%). Разрыв объяс-
няется тем, что индексы ФРУ построены на основе дан-
ных о выпуске продукции важнейших отраслей, что там,
где нет соответствующих данных, берется число отрабо-
танных человеко-часов. Далее взвешиваются индексы про-
изводства по данным о «стоимости, добавленной обработ-
1 «Federal Reserve Bulletin», 1953, декабрь.
279

кой» соответствующих отраслей, исчисленной в неизмен-
ных ценах. Искажение получается прежде всею от того,
что продукция ряда отраслей, обнаруживавших особенно
большой рост в период войны (машиностроение, химия
и др.), оценивалась по высоким монопольным ценам.
Неоднократные пересмотры «редакции» индекса физи-
ческого объема производства Федерального резервного
управления (последний был произведен в конце 1953 г.)
не изменили основы для его расчета. А в основе лежит
принцип репрезентативности, а не непосредственный
учет промышленной продукции. Непосредственный учет
буржуазным статистикам недоступен, и многие отрасли
промышленности в индексе не представлены. Сами соста-
вители вынуждены признавать, что отбор ряда отраслей
производился не по экономическим соображениям, а по
соображениям, связанным с возможностью своевременно-
го получения сопоставимого исходного материала.
Пересмотры «редакции» привели к тому, что индекс
Федерального резервного управления стал показывать
уровни выше, чем раньше. Так, по сравнению с первона-
чально составленным он давал в годы острого кризиса
более «мягкие» ступени снижения (1923—1925 гг.= 100):
Последний пересмотр индекса ФРУ (в конце 1953 г.)
также привел к тому, что индекс стал показывать значи-
тельно более высокий рост продукции, чем прежний. По
данным нового индекса, темп роста продукции в США за
период с 1947 по 1953 г. достигал 5% в год, тогда как ин-
декс в старой редакции давал рост продукции только
в 4%. Высокая оценка военной продукции, получившей
особенно большое развитие после начала войны в Корее,
отражается, бесспорно, на индексе в сторону его повы-
шения.
280

Особенно сильно американский индекс ФРУ искажал
картину динамики выпуска продукции в период второй
мировой войны.
Если верить показаниям этого индекса (рост продук-
ции в 1943 г. в 2,5 раз против 1939 г.), то произ-
водственная мощность американской промышленности
перед войной была использована наполовину, но этому
противоречат данные по отдельным отраслям промыш-
ленности.
Для советских экономистов американские индексы фи-
зического объема производства представляют первостепен-
ный интерес. Поскольку американская статистика не дает
движения общего уровня промышленного производства, их
индексы являются единственным источником сведений о
динамике промышленности. Мы широко пользуемся имен-
но этими данными при анализе экономического положения
капиталистических стран. Вместе с тем вопрос о сопоста-
влении уровней промышленного производства на душу на-
селения у нас и в капиталистических странах также сво-
дится к вопросу об индексах. Для суждения о том, как из-
меняется промышленное производство в целом на душу на-
селения в капиталистических странах, имеется только один
путь: сравнивать индекс продукции и рост населения. От-
сюда— необходимость использования индексных показа-
телей физического объема продукции, которые публикуют-
ся в США. Но- при этом нужно всегда иметь в виду отли-
чия этих индексов от наших показателей.
Советский индекс физического объема промышленной
продукции исчисляется на основе сплошного учета
продукции, американский же индекс исчисляется на ос-
нове твердого набора товаров. Но такая выборка не дает
правильного представления о динамике объема продук-
ции.
В отношении динамики здесь присутствует допущение,
что динамика набора товаров совпадает с динамикой все-
го объема. Однако индекс набора не отражает появление
новой продукции и прекращение выпуска каких-либо ви-
дов продукции. Но и движение твердого набора выпускае-
мых товаров во многих случаях покоится на косвенных
показателях (потребление сырья, отработанные человеко-
часы, при этом среднесуточные показатели вместо итогов
за весь период).
281

Из всего сказанного вытекает, что американские
индексы физического объема производства годятся только
для грубых прикладок и оценок при учете всех других по-
казателей капиталистической экономики.
Следует сказать еще несколько слов по поводу амери-
канских индексов производительности труда.
В американской статистике вместо годовой производи-
тельности труда обычно берется часовая производитель-
ность. При наличии большого числа полубезработных,
занятых немногим более 14 часов в неделю, получают
высокие показатели, которые ничего не имеют общего с
понятием общественной производительности труда. Время,
в течение которого полубезработный не работает, надо
считать попросту простоем, и игнорировать эти простои,
конечно, нельзя. При росте часовой производительности
труда и при уменьшении числа часов работы в году этот
показатель производительности труда даст неправильное
представление о динамике явления.
Кроме указанного недостатка американской статистики произво-
дительности труда, следует отметить часто встречающийся прием
деления продукции не на все число рабочих отрасли, а только на
основных производственных рабочих (без вспомогательных рабо-
чих). Это также, конечно, преувеличивает показатель.
Общеизвестно, что повышение производительности труда
в США связано прежде всего с увеличением интенсивности труда1.
Но статистика никаких данных в этой области не приводит.
Однако косвенное представление об этом можно получить, если
рассчитать относительный рост служащих в промышленности. Уве-
личение числа служащих относительно числа рабочих связано
с капиталистической рационализацией и ростом интенсивности
труда. «Вестник статистики» приводит следующие данные2:
Год
Служащие на предприятиях
обрабатывающей промыш-
ленности в процентах^
числу рабочих
1899 7,7
1937 14,2
1947 20,0
На предприятиях с числом рабочих свыше 2500 чел. этот про-
цент повышается до 22.
Показатели производительности труда нельзя отрывать от тех-
нического уровня производства. О таких вещах буржуазная стати*
1 См. В. И. Ленин. Соч., т. 20, стр. 134.
2 «Вестник статистики», 1951, № 6, стр. 67.

стика предпочитает молчать, но советский исследователь должен
стремиться освещать и эту сторону дела. В упомянутом уже номере
«Вестника статистики» приводится следующий интересный расчет.
В 1929 г. валовая продукция обрабатывающей промышленности
США в ценах 1926 г. составляла 72,6 млрц. долл., а в 1939 г.—
71,4 млрд. долл., или почти на 2% меньше. Энергетическая же мощ-
ность, обслуживающая рабочие машины, увеличилась за этот
период с 42,9 млн. л. с. в 1929 г. до 53,6 млн. л. с. в 1939 г., или на
24,9%. Число рабочих уменьшилось с 8,4 млн. до 7,9 млн., или
на 6%. Это означает, что технический уровень повысился на 32%,
производительность труда повысилась на 5%, а продукция на 1 л. с.
уменьшилась на 21%. Таков важнейший показатель растущего
противоречия между ростом техники и возможностью ее исполь-
зования.
Следует еще указать на то, что, поскольку в капиталистиче-
ском хозяйстве нельзя собрать полных данных об отработанных
человеко-часах, индекс производительности труда строится как
производный индекс: путем деления индекса физического объема
на индекс отработанного времени, построенный по выборочным
данным. Пример такого расчета приводит Миллс 1.
За период 1929—1935 гг. общий объем продукции обрабатываю-
щей промышленности уменьшился на 13%. Число отработанных
человеко-часов уменьшилось на 30 %. Отсюда — вывод о росте
производительности труда на 24% 2.
Полученный таким путем индекс является фикцией, поскольку
круг наблюдений в обоих исходных индексах совершенно разный.
Индекс отработанного времени относился только к
человеко-часам основных рабочих, труд, предшествую-
щий собственно производственному процессу, и труд по
обслуживанию и надзору в знаменателе совершенно
не отражен.
1 F. С. Mills. Statistical Methods applied to Economics and
Business. N. Y., 1938, стр. 321.
2 0,87 : 0,70 = 1,24.

Индекс производительности труда является, таким об-
разом, результатом вторичных исчислений, он получен
косвенным путем. Прежде всего исчисляется индекс чис-
ленности рабочих (тоже по выборочным данным о про-
центах изменения этой численности по необходимым от-
раслям). При этом не включаются служащие, мастера
и пр. На основе этого индекса строят индекс человеко-
часов нормативным путем — путем прикидок средних не-
дельных затрат труда. После этого индекс человеко-часов
делят на индекс продукции (или обратно).
Конечно при таком «многоэтажном» расчете, где ав-
торы даже в начале вычислений не располагают абсолют-
ными исходными данными, наслаиваются ошибки, кото-
рые могут увести далеко от действительной картины дви-
жения уровня производительности труда.
Об этих своих расчетах Министерство труда сообщает
в бюллетене № 1046 (конец 1951 г.). Публикуя эти ин-
дексы по избранным производствам, министерство нахо-
дит достаточно здравого смысла, чтобы предостеречь от
распространения этих показателей на всю промышлен-
ность.
Механизм расчета индекса производительности сель-
скохозяйственного труда опубликован там же.
Он получен также путем деления индекса продукции на ин-
декс отработанных человеко-часов. В индекс продукции входит
73 продукта, из них 8 животноводческих, остальные — продукты зем-
леделия. Отработанные человеко-дни определены нормативным пу-
тем: из расчета «практики истекшего года» считали в среднем че-
ловеко-дни на акр и множили на число акров.
Помимо индекса производительности труда, тут же представ-
лен индекс занятости в сельском хозяйстве за 40 лет. К занятым
до 1939 г. относили работающих на ферме не менее двух дней в
неделю, независимо от возраста. Складывались вместе собствен-
ник фермы, члены его семьи и наемные рабочие. С 1939 г. стали
считать так, как считает Бюро цензов в ежемесячных публикациях
о занятой рабочей силе: 1) все работавшие 1 час и более в неделю,
независимо от того где — на ферме, складах или в торговле про-
дуктами фермы; 2) наемные рабочие или члены семьи владельца,
работавшие более 1 часа за плату; 3) члены семьи владельца или
родственники, работавшие даром не менее 15 часов в неделю.
Из этих пояснений, приводимых в конце издания, понятно, почему
индекс занятости в 1929—1938 гг. стоял почти на месте, а в 1950 г.
дал снижение по сравнению с 1939 г. только на 11,7 пункта.
Исчислением производительности труда в США зани-
маются прежде всего официальные органы — Министер-
284

ство труда, Министерство внутренних дел (Бюро добыва-
ющей промышленности) и Министерство земледелия
(Бюро сельскохозяйственной экономии). Кроме того, этим
же заняты неправительственные организации — Нацио-
нальное бюро индустрии (National Industrial Conference
Board) и Национальное бюро экономических исследова-
ний (National Bureau of Economic Research).
Бюро статистики труда — одно из пяти управлений Министер-
ства труда США. Созданное в 1884 г., Бюро является второй (по-
сле Бюро цензов) по значению статистической организацией. Его
функции контролируются, так же как и функции других официаль-
ных статистических органов, Бюджетным бюро, т. е. исполнитель-
ным органом при президенте. Поскольку в США нет центрально-
го статистического органа, Бюджетное бюро координирует дея-
тельность таких отдельных оффисов.
Бюро статистики труда насчитывало в 1950 г. 1600 служащих,
распределенных по следующим отделам (название отделов дает
представление о направлении работ Бюро): статистика заработной
платы, индустриальные взаимоотношения, цены и стоимость жизни,
статистика строительства, взаимоотношения нанимателя и рабоче-
го, статистика занятости, условия труда за границей и производи-
тельность. Помимо центрального бюро в Вашингтоне, имеются еще
пять местных его отделений, которые тоже имеют отношение к со-
ставлению индекса производительности труда.
Бюро статистики труда рассчитывает производитель-
ность труда с 1945 г. двумя способами, различающимися
не только методологически, но и дающими разные конеч-
ные результаты. Первый способ — расчет по данным, соб-
ранным для других целей, иначе говоря, косвенный рас-
чет. Второй способ — специальные анкетные обследова-
ния предприятий; на основании этих обследований
непосредственно строится индекс. По первому способу
применяют для вторичных расчетов 19 индексов, относя-
щихся к обрабатывающей промышленности, 5 индексов
по добывающей, 3 индекса услуг и 1 по земледелию. Что
касается второго способа, то он служит только как прове-
рочный материал для первого и основывается на выбо-
рочном обследовании непостоянного и очень нерепрезен-
тативного круга предприятий.
Косвенный расчет индекса производительности труда
заключается в том, что индекс продукции делят на индекс
отработанных человеко-часов (или обратно).
Для этих расчетов пользуются не только индекса-
ми, составленными для других целей самим Бюро, но и
285

другими организациями — Бюро цензов (наиболее важ-
ный источник сведений по промышленной продукции),
Бюро добывающей промышленности и др., а равно и раз-
ными объединениями монополистического капитала.
Индекс отработанного времени составляется самим
Бюро статистики труда. Но он основывается в свою оче-
редь на косвенных расчетах: берут индекс занятости и
множат на индекс средней недельной продолжительности
рабочего времени (сколько часов отработано в среднем
за неделю).
Что касается корректирования результатов расчетов
при помощи индекса, полученного на основании специаль-
ных анкетных исследований, то здесь вообще остается не-
ясным, является ли индекс, полученный этим вторым спо-
собом, более достоверным и пригодным для корректиро-
вания.
Ежегодные абсолютные величины, лежащие в основе
расчета, обычно бывают несопоставимы из-за изменения
круга объектов наблюдения и из-за изменения в качестве
и ассортименте отобранной продукции.
В результате всех этих условий индекс, полученный
первым способом (косвенным), бывает то ниже, то выше
индекса, полученного вторым способом.
Отношение первого индекса ко второму в 1947 г. (бе-
рем крайние значения):
Бумажная масса 0,815
Сигары, табак нюхательный, жевательный
и курительный 0,858
Сигары 1,105
Мороженое 1,399
Индекс производительности труда был подвергнут своеобразной
«теоретической разработке» профессором из Буфалло ЦобелемJ.
Им рассчитана сложнейшая формула этого индекса, где в качестве
компонентов были привлечены факторы производительности труда.
Факторы разбиты на два основных типа — «объективные и субъек-
тивные». К первым относятся 1) зависящие от предприятия (спосо-
бы работы, возраст предприятия, степень нагрузки завода, энерге-
тика), 2) зависящие от потока благ (поставки, методы контроля
качества, спрос на товар, издержки производства, объем продук-
ции), 3) прочие (географическое местоположение, фаза промыш-
ленного цикла). К субъективным факторам относятся 1) админи-
стративные (организация управления, продолжительность рабочего
дня), 2) индивидуальные (работоспособность, рабочая смена,
1 «Journal of the American Statistical Association», 1950, июнь.
286

навык, тип работы, продолжительность рабочей недели, уровень
заработной платы, организация труда, специализация).
В этот пестрый набор показателей входит все, кроме главных
факторов интенсификации труда при капитализме: мышечного и
нервного перенапряжения и страха потерять место.
Помимо всего, что мы говорили о буржуазных инде-
ксах производительности труда, надо еще упомянуть о
следующем.
Нередки случаи, когда буржуазные экономисты выда-
ют количество человеко-часов, требующихся на единицу
продукции, за индекс производительности труда. Так
поступают, например, Вейнтрауб и Познер !, которые при-
водят индекс, составленный на основе нормативных дан-
ных. Согласно этим данным в добывающей промышлен-
ности время, потребное на изготовление единицы продук-
ции, в 1941 г. на 39% ниже, чем в 1920 г. Такой расчет
отнюдь не является индексом производительности труда:
исчисленное путем прикидок время, которое требуется для
изготовления изделия,— будучи оторванным от фактиче-
ски затраченного времени на всю продукцию и от количе-
ства продукции, не может характеризовать движение про-
изводительности труда.
* * *
Следует еще упомянуть о сводных индексах, которые
в большом ходу в буржуазной статистике (теперь, правда,
меньше, чем раньше). Такой сводный индекс строится как
производный, как средний из разных индексов. Формаль-
но говоря, индексы можно перемножать, так как это не
именованные числа, а относительные величины. Однако,
относительная величина — не то же самое, что безличная
величина, а об этом буржуазная статистика часто за-
бывает.
Таких сводных индексов много. Многие из них, как, на-
пример, «экономические барометры», в свое время пользо-
вались в капиталистическом мире громкой славой
(см. дальше).
Довольно «своеобразный» сводный индекс начал пуб-
ликовать в последнее время Оксфордский университет.
1 D. Weintraub, H. Posner. Unemployment and Increasing
Productivity. «National Research Project», 1937, март.
287

Назван он «Индекс капитала» (Index of Capital items)
и исчисляется на основе следующих индексов: 1) актуар-
ный индекс инвестиций (цены 2% консолей), 2) индекс
ценных бумаг Лондонской и Кембриджской службы эко-
номики, 3) индекс индустриальных акций, 4) индекс цен
потребительских товаров, 5) индекс средненедельного
уровня заработной платы и цен на сырье.
В этом индексном блюде причудливость сочетаний
разнородных индексов только кажущаяся. На самом деле
это сочетание строго целеустремленно: с позиции капита-
листа-предпринимателя сырье и заработная плата в рав-
ной мере являются издержками производства. Институт
статистики Оксфордского университета публикует этот
сводный индекс для «своего» круга читателей — владель-
цев капитала, но практическая польза от этого индекса
сомнительна и с точки зрения капиталиста. Для него важ-
на норма прибыли, а не академический индекс.
Стремление составить из групповых индексов сводный индекс
объясняется тяготением буржуазной статистики к огульным сред-
ним, о котором мы уже много раз говорили. В некоторых случаях
такие сложные индексы приводят к явным нелепостям.
Вот пример, который приводит „Вестник статистики" \
Индексы 1949 г. (1937 = 100)
США Франция
Физический объем продукции . . 156 112
Оптовые цены 165 2099
Физический объем экспорта . . 204 132
Сводный индекс 175 781
Сводный индекс получен здесь как простая арифметическая
средняя из трех предыдущих. Отсюда видно, что сводный индекс во
Франции в 4 раза больше, чем в США. Поскольку здесь представ-
лены и составные части этого сводного индекса, нетрудно видеть,
что во Франции сводный индекс больше, чем в США, только вслед-
ствие весьма резкого падения курса франка, что отразилось на оп-
товых цечах. В результате сводный индекс получился абсурдным.
Умножение и деление одного индекса на другой приводит к
тому, что этим совершенно фантастически злоупотребляют. Приве-
дем примеры таких манипуляций.
Крейнгольд в своей книге «Распределение сырья в мировом хо-
зяйстве»2 исчисляет индекс обеспеченности разных стран сырьем.
Анализу подвергаются 15 стран и 73 вида сырья. Каждая страна
получает одну единицу, или очко, для каждой доли сырья в пре-
делах от 5 до 15% мирового производства. Эти единицы умножают-
1 «Вестник статистики», 1952, № 1, стр. 93.
2 С. Kreingold. Distribution of raw Materials. N. Y., 1939
288

ся на «взвешивающий индекс», представляющий собой относитель-
ную долю экспорта данного товара в мировом экспорте. Из сложе-
ния всех величин получен итог в 2785 взвешенных единиц, который
затем распределяется в процентах по всем 15 странам. Далее скла-
дывается население 15 стран и для каждой страны исчисляет-
ся процент населения. Наконец, процент по взвешенным едини-
цам делится на процент по населению. Полученная величина н
является «индексом обеспеченности сырьем» (из расчета на душу
населения).
В работе «Экономическая демография», вышедшей в Нью-
Йорке в 1945 г., Мур рассчитывает «индекс коммуникаций», где
длина железнодорожной сети делится на площадь и на население,
пассажирские вагоны, почта, телеграф, телефон и радио делятся
тоже на население. Все перемножается и получается фантастиче-
ский препарат, который также называется «индекс».
Во время войны была опубликована упомянутая уже
книга Кейиса под названием «Как оплатить войну». Рабо-
ты этого автора, которого В. И. Ленин называл еще в
1920 г. английским мещанином, получили огромную рек-
ламу во всем мире. Английская буржуазия выставляла
Кейнса как крупнейшего теоретика-экономиста, ему даже
был присвоен титул баронета «за поднятие экономическо-
го сознания страны»! И надо сказать, что Кейнс действи-
тельно очень много сделал по части пропаганды «прими-
рения труда с капиталом». К книге «Как оплатить войну»
Кейнс делает пересчет индексов стоимости жизни, приме-
няя способ «модификации» индекса.
Различие между официальным индексом и модифици-
рованным заключается в том, что первый учитывает неиз-
менный набор товаров, в том числе платье, сахар, масло
и маргарин, а второй индекс предусматривает замену
этих товаров другими, вследствие изменения во время
войны норм потребления, что означает, разумеется, рез-
кое ухудшение жизненного уровня. Результаты своих рас-
четов Кейнс интерпретирует следующим образом. Общий
фонд заработной платы (который возрастал быстрее, чем
ставки заработной платы, вследствие расширения числа
занятых рабочих) обгонял общую стоимость товаров для
потребления. На это указывает то, что цены росли на 15%
быстрее, чем заработная плата. Это вздорожание жизни
вызвало соответствующий рост ставок заработной платы,
с запозданием почти точно на один год. Но цены продол-
жали подниматься, и заработная плата данного года соот-
ветствовала все время уровню цен прошлого года. Вслед-
289

ствие этого постоянного отставания Кейнс считает,
что Англия пришла через четыре года первой мировой
войны якобы только к удвоению цен и избежала большой
инфляции.
Кейнс здесь излагает апологетическую концепцию, со-
гласно которой отставание реальной заработной платы от
вздорожания жизни представлено как естественное явле-
ние и как разумное и радикальное противоинфляционное
средство. Дальнейшие выводы книги сводятся к «научно-
му обоснованию» необходимости оплачивать войну не уре-
зыванием монополистических прибылей, а урезыванием
заработной платы.
Существенно заметить, что формалистические упраж-
нения, преследующие цель не только искусственно пре-
образовать действительность, но и прикрыть это преобра-
зование, покоятся у буржуазных экономистов на том фор-
мальном («логическом») допущении, что относительные
величины позволяют широко применять вторичные, тре-
тичные и т. д. расчеты. В этом направлении некоторые
буржуазные экономисты доходят до вершин нелепости,
«скрещивая» самые неожиданные показатели. Так. социо-
лог Ничефоро в свое время вычислил «индекс цивилиза-
ции» г, состоящий из скрещивания (crossing) двух свод-
ных индексов, состоящих каждый из ряда индексов.
Эти индексы расположены в таком порядке: богатство, потреб-
ление, периодичгская пресса, незаконнорожденные, крайне левые
политические идеи, промышленность, урбанизм, мошенничества, гра-
мотность, атеизм, преступность, смерти и рождения, прирост насе-
ления, земледелие, самоубийства. При помощи таких кривых, гово-
рит Ничефоро, можно создать «метрологию прогресса» и описать
цивилизацию какой-либо страны и сравнить ее с цивилизацией дру-
гих стран. Для Франции у него приведена еще более любопытная
схема-график «индексов сигналитических фактов движения коллек-
тивной жизни Франции». Они расположены в таком порядке: раз-
воды, потребление каменного угля, потребление сахара, кофе и ал-
коголя, самоубийства, богатство (наследства, дарения), ученики
начальных школ, население, осужденные в судах, смерти, рожде-
ния, осужденные верховным судом.
В последнее время некоторые экономисты выдвинули
специальные «ненадежные» единые индексы для сравни-
тельного установления уровня потребления в стра-
1 А. N i с е f о г о. Les indices numeriques, Рим, 1927.
290

не1. Этот чрезвычайно сложный показатель покоится на
кропотливых расчетах и состоит из ряда компонентов:
общее число потребляемых калорий, детская смертность,
число врачей, применение пиленого леса, потребление
цемента, электроэнергии, процент школьников, почтовые
посылки, кино, перевозка грузов, число автомобилей, те-
лефонов, поголовье скота (все на душу населения). Каж-
дому из частных индексов придается особый необъяснен-
ный вес. От старых «индексов цивилизации» такой индекс
мало чем отличается.
Значение базы и весов
Помимо всего указанного, при расчетах индексов бур-
жуазная статистика знает еще один удобный способ со-
крытия симптомов нарастающего кризиса. Это выбор соот-
ветствующей базы для индекса. Так, Федеральное резерв-
ное управление принимало раньше в качестве базы для
исчисления индекса период самого низкого уровня произ-
водства — 1935—1939 гг. Ясно, что, если базой были бы
годы 1929 или 1940, темпы оказались бы совсем иные, чем
это показывают индексы. Теперь базой этого индекса яв-
ляется уровень 1947—1949 гг.
О необходимости особо обращать внимание на базу,
в отношении которой вычислен процент, писал еще Маркс.
«Не давайте поэтому обольщать себя громко звучащими
цифрами, говорящими о проценте повышения уровня за-
работной платы. Всегда спрашивайте: каковы были пер-
воначальные размеры заработной платы?»2. Тут же он
приводит пример: «Если человек получал заработную
плату в 2 шилл. в неделю, а затем она повысилась до
4 шилл., то уровень заработной платы повысился на 100%.
Это покажется великолепной вещью, ...хотя действитель-
ные размеры заработной платы, 4 шилл, в неделю, оста-
нутся все еще ничтожно жалкими...» 3.
1 М. J. H a g о о d. Exploration of techniques for measuring
economic density of population (доклад Международному демографи-
ческому конгрессу в Риме 1954 г.).
2 К. Маркс и Ф. Энгельс. Соч., т. XIII, ч. I, стр. 106.
3 Там же*
291

В отчетном докладе XVII съезду ВКЩб) И. В. Ста-
лин привел параллельные данные о росте промышленной
продукции в СССР и о снижении уровня этой продукции
в капиталистических странах. Если за базу принять
1929 г., то в 1933 г. промышленная продукция в СССР
окажется равной 201,6%. Если за базу принять 1913 г.,
промышленная продукция СССР окажется в 1933 г.
391,9%. Из приведенных данных вытекало, что уже
с 1933 г. уровень промышленного производства превысил
уровень 1913 г. в 4 раза; в Англии и Германии он был
значительно ниже 1913 г., а США и Франция превысили
его всего на несколько процентов '. В докладе, посвящен-
ном 31-й годовщине Октябрьской социалистической рево-
люции, В. М. Молотов специально останавливался на
этом обстоятельстве. На этом же останавливался не раз
и наш представитель в Экономическом Совете ООН. При
публикации статистических обзоров аппарат Организации
Объединенных Иаций показывал индексы промышленно-
го производства капиталистических стран с базой кризис-
ного 1938 г., а для СССР в тех же таблицах базой слу-
жит 1940 г. Этим безусловно искажалось различие уров
ней промышленного производства обеих систем. В тех же
обзорах индексы даются по «Европе в целом» без раз-
деления стран на капиталистические и демократические.
Этим скрывается мощный рост промышленности в стра-
нах народной демократии.
По поводу выбора базы для индекса обычно рекомен-
дуют брать «нормальный» год. Так, американский автор
О (Waugh) определения «нормального» года не дает,
ограничиваясь намеком: «Конечно, можно сказать, что нет
нормальных периодов, но все же можно понять, что значит,
когда говорят, что цены 1920 г. были «анормальны»»2.
Вагеман в упомянутой уже книге «Кривое зеркало
статистики» прямо говорит, что от выбора базы индекса
зависит получение результата. От выбора базы будет за-
висеть увеличение признака или его уменьшение.
Практически очень важным является вопрос о сопоставимости
индексов с разной базой. Но этот вопрос разрешается довольно
просто. Допустим, у нас имеются индексы с базой 1946 г. и какой-
1 См. И. Сталин. Вопросы ленинизма, изд. 11, 1953, стр. 462
и 463.
2 A. W a u g h. Elements of Statictical Method. N. Y., 1943, стр. 364.
292

либо индекс представлен с базой 1947 г. Для того чтобы этот по-
следний индекс превратить в индекс с базой 1946 г., надо разделить
звенья индекса на звено 1946 г. (при условии постоянства весов
индекса). Вот пример.
Весьма употребительным приемом является пересчет опубли-
кованных индексов, связанный с превращением их из цепных в ба-
зисные.
Напомним, что базисным индексом называется такой индекс,
в котором каждая последующая дата относится к начальной, цеп-
ным же индексом — такой, где каждая последующая дата относит-
ся к предыдущей. Если, допустим, опубликованный цепной индекс
показывает:
Объем продукции февраля в процентах к январю . . 113
марта „ к февралю . 101
апреля „ к марту . . . 106
мая „ к апрелю . . 116
то, перемножив эти отношения (1,13x1,01 х 1,06 х 1,16) х 100, мы
получим базисный индекс:
Объем продукции мая в процентах к январю .... 140
В свою очередь базисный индекс поддается перерасчету в цеп-
ной. Возьмем индекс промышленной продукции США, исчислен-
ный, как базисный индекс *:
1939 ... 100
1940 ... 115
1941 ... 149
1942 ... 183
1943 ... 219
1944 ... 216
1945 ... 186
1946 ... 156
Каждый год здесь рассчитан в процентах к 1939 г. (1939 = 100).
В свою очередь, для того чтобы получить отношение 1941 к 1940 г.,
следует поделить 1,49 на 1,15, чтобы получить отношение 1942 к
1941 г., следует поделить 1,83 на 1,49 и т. д.
1 «Большевик», 1948, № 23, стр. 44.
293

В этом случае получаем цепной индекс
1939 ... 100
1940 ... 115
1941 ... 130
1942 ... 123
1943 ... 120
1944 ... 99
1945 ... 86
1946 ... 84
Первый индекс (базисный) показывает изменение (в частности,
падение) уровня промышленного производства, второй (цепной)
показывает ежегодные темпы этого изменения (рис. 14).
Рис. 14. Индексы промышленного производства в США.
Когда мы говорим о пересчете базисных индексов
в цепные и обратно, т. е. когда речь идет о перемене
294

базы вообще, нужно иметь в виду некоторые допущения.
Они заключаются в том, что, пересчитывая индексы на
иной базе, мы исходим из необходимого предположения,
что веса у индексного набора остаются неизменными. На
самом же деле меняются ли веса или нет, нам обычно
неизвестно. Между тем, если веса меняются существенно,
алгебраически такой пересчет, вообще говоря, будет не
вполне законным.
Искажение, которое в этом случае получается, легко показать
на арифметическом примере. Возьмем схему базисного индекса
промышленной продукции.
Если мы составим индекс продукции, то получим:
Если мы примем за базу не 1913. а 192Э г., то очевидно, что
не только количества 1929 г. будут у нас в знаменателе, но обяза-
тельно и цены 1929 г. В этом случае для двух последних лет мы по-
лучим:
Таким образом, пересчитывая индекс к базе 1929 г., мы, во-
первых, получаем для 1930 и 1931 гг. более низкие показатели,
во-вторых, соотношение между этими показателями иное, чем в
первоначальном индексе: при базе 1913 г.. отношение индекса
1931 г. к индексу 1930 г. было: 3,5:2,5=1,4, при базе 192Э г.
2,76:1.88= 1,5.
На эти различия повлияло изменение в структуре цен.
295

Эти замечания нужно иметь в виду, в частности, в свя-
зи с индексами, приведенными И. В. Сталиным в отчетном
докладе XVII съезду ВКП(б). Вот эти индексы г.
Объем промышленной продукции в процентах к 1929 г.
Объем промышленной продукции в процентах к довоенному
уровню
При рассмотрении этих таблиц может возникнуть
вопрос, каким образом первый индекс для Англии
в 1931 и 1932 гг. был одинаковым (83,8), а второй индекс
оказался разным (83,0 и 82,5). Казалось бы, при переме-
не базы соотношение между годами должно было быть
такое же. На самом деле, как мы выше доказывали, пере-
мена базы повлекла за собой и перемену весов, в данном
случае цен. Ясно, что при базе 1929 г. должны были быть
взяты и цены 1929 г., а при пересчете — цены 1913 г.
Поэтому нет ничего неестественного в том, что по Англии
в одном случае для 1931 и 1932 гг. получилась одна и та
же величина, а в другом случае — разные величины.
1 Смк И. Сталин. Вопросы ленинизма, изд. 11, стр. 462^463.
296

Если бы речь шла об одном каком-либо виде продукции, то яс-
но, что одинаковый уровень в 1931 и 1932 гг. должен был бы дать
и одинаковую величину индекса независимо от принятой базы и
независимо от способа оценки. Но когда речь идет об индексе про-
мышленной продукции, то имеется в виду сумма разных видов про-
дукции (синтетическая сумма), и здесь одинаковый уровень в 1931
и 1932 гг. может сложиться при повышении продукции одних отра-
слей и одновременном понижении других. В таких условиях все бу-
дет зависеть от оценки тех и других: если к 1932 г. понижается в
одинаковой мере выпуск более дешевой продукции и повышается
выпуск более дорогой, то индекс повысится, и обратно. Поскольку
в ценах 1913 г. уровень в 1931 и 1932 гг. был одинаковым,
а в ценах 1929 г. в 1932 г. он оказался ниже, то ясно, что удель-
ный вес более дешевой (сравнительно с ценами 1913 г.) продукции
повысился, хотя физический объем продукции в целом остался
неизменным.
Отсюда мы можем видеть, какую роль в индексных
расчетах играют веса. В данном случае речь шла об
оценке по разным ценам. Если мы возьмем не индекс про-
дукции, а индекс цен, роль весов окажется еще более
существенной. Пересчеты базисных индексов в цепные и
обратно требуют особой осмотрительности.
Индекс цен строится в СССР как индекс с переменными
(текущими) весами.
Построим такой индекс с базой 1948 г.

Перемножая звенья цепного индекса, мы должны получить
последнее звено базисного индекса. Действительно, в данном
случае мы это получаем:
0,631 х 0,797 = 0,503
Однако, если происходит резкий сдвиг в ассортименте и соот-
ношение весов резко меняется, пересчет цепного индекса в базис-
ный может дать искажение. Пусть товар Б в 1950 г. выпускается
в ничтожном количестве.
В этом случае цепной индекс получится:
1948 г. = 100
1949 г. =0,631
,npft 1 х 300 + 1,5 у 0
1950 г- 1,1x300 + 2x0 =0'909
а базисный
1948 г. = 100
1949 г. = 0,631
1 х 300 + 1,5 х 0
1950 г. 2x300 + 3x0 -°>50
Перемножая звенья цепного индекса, получаем
0,63x0,91 = 0,57
Вторичное исчисление дает существенную разницу в 14%,
т. е. недоучитывает снижение цен. Это происходит из-за изменения
весов индекса, что и следует иметь в виду, когда мы пересчитыва-
ем индексы на новую базу.
Таковы экономические соображения. Что касается алгебры
индексных формул, то они, как известно, вообще не допускают та-
ких пересчетов для индекса цен.
Очевидно, прекрасно понимая значение базы для вы-
числения индексов, комитет экспертов при Лиге Наций
еще в 1939 г. постановил считать ненужным унификацию
баз для расчета индексов К
Пересчетом индексов на новую базу, конечно, не огра-
ничиваются приемы дополнительной обработки индексов.
В некоторых случаях приходится прибегать к замене од-,
ного индекса другим (вместо бюджетного индекса — ин-
декс розничных цен) или к перемножению индексов (ин-
декс заработной платы с поправкой на индекс занятости).
Нередки случаи, когда приходится для получения при-
ближенного ответа путем деления из двух индексов нахо-
дить третий.
1 «Исследования и отчеты по статистическим методам», № 6,
298

Не чем иным, как делением индекса на индекс являет-
ся прием, к которому прибегает Маркс в «Нищете фило-
софии», когда он делит относительный рост техники на
относительный рост производительного населения. Произ-
водительное население выросло в Англии с 1770 по 1840 г.
в 2 раза. Производительная сила технических усовершен-
ствований выросла за это же время в 54 раза. Отсюда
Маркс делает заключение о росте общественной произво-
дительности труда в 27 раз, т. е. он делит 54 на 2 1.
Деление индекса на индекс с целью получить третий
индекс — прием довольно распространенный в тех слу-
чаях, когда нет возможности получить непосредственно
этот третий показатель. Так, в книге «История условий
труда в США» Юрген Кучинский делит индекс производ-
ства на индекс числа часов работы для получения индек-
са производительности труда в обрабатывающей промыш-
ленности США2. Действительно, вот схема:
В другой работе Ю. Кучинский строит «индекс непро*
изводительности» путем деления индекса производитель-
ности занятых рабочих на индекс производительности
всех (включая и незанятых рабочих и служащих).
В таких вторичных расчетах непременным условием
является органическая сзязь величин (например, числен-
ность рабочих и производительность труда при перемно-
жении дают объем продукции). Если такой органической
связи нет, а имеются просто слагаемые и сумма их, то
вторичные расчеты будут сомнительны, даже если и будет
в них на первый взгляд экономический смысл.
1 См. К. Маркс и Ф. Энгельс. Соч., т. V, сто. 355—356.
2 См. Ю. Кучинский. История условий труда в США с 1779
по 1947 г. М., 1948, стр. 337.
299

Конъюнктурные индексы
Буржуазная статистика призвана прежде всего обслу-
живать «деловые круги», т. е. монополистические корпора-
ции. Первостепенное место в этом обслуживании занимает
конъюнктурная статистика. В условиях хаотических ры-
ночных отношений, когда экономические связи могут воз-
никнуть внезапно, также внезапно исчезнуть, а в некото-
рых случаях и вовсе не появиться на свет, вся экономика
представляется цепью случайных явлений, где обнаруже
ние складывающейся тенденции возможно только тогда
когда наблюдения носят систематический, длительный и
массовый характер. Поэтому статистическому методу бур-
жуазный экономист придает решающее значение. Он не
задумывается над вопросами капиталистической эконо-
мики в собственном смысле слова. Политическая экономия
и движущие силы развития общества для него в значитель-
ной мере —область философских рассуждений. Для его
практических целей нужна прежде всего поверхностная
оболочка, т. е. рыночные явления. Их он тщательно изу-
чает, стараясь поймать синюю птицу — найти способ пред-
видеть конъюнктуру. С осложнением рыночных связей
практическому дельцу уже невозможно руководствоваться
исключительно «деловым чутьем», «деловым опытом» и пр.
Ему нужны какие-либо объективные показатели, «компас»
или «барометр». По его заказу буржуазная статистика
давно уже стала работать в этом направлении —работать
энергично, с огромным исследовательским аппаратом и с
громадной затратой сил и средств.
Уже второе поколение высококвалифицированных ста-
тистиков-математиков бьется над решением задачи эко-
номического прогноза. Но все более и более очевидным
становится и для них, что эта задача сходна с квадрату-
рой круга.
Задача при этом не ограничивалась только указания-
ми для частнохозяйственных функций отдельных пред-
принимателей и корпораций. Речь всегда шла о способах
умерения конъюнктурных колебаний и даже о рационали-
зации хозяйственного процесса для преодоления кри-
зисов. Предполагалось, что «экономический барометр»
поможет предпринимателям приспосабливаться к СОСТОЯ-
300

кию рынка и координировать с ним в каких-то пределах
слепой размах хозяйственной деятельности.
Уже в первые годы после мировой войны в Америке
возникли разные бюро и агентства, ставившие себе целью
составление «экономических барометров». Тут и исследо-
вательские институты (специальные и при университетах),
и частные агентства — «services». «Business forecasting»
(так именуется в США предвидение конъюнктуры) стало
само не плохим бизнесом. Наиболее солидные из этих
барометров основаны на большом статистическом мате-
риале, разработанном современными усовершенствован-
ными математико-статистическими методами. Такие прие-
мы при таком подходе диктуются тем, что речь идет не
о проникновении в глубины причинной связи между явле-
ниями, а об установлении эмпирически наблюденных пра-
вильностей. Хозяйственные связи носят здесь корреля-
ционный, а не неразрывный характер. Постепенные или
внезапные изменения в структуре рыночных связей спо-
собны совершенно менять внешнюю физиономию соответ-
ствующих правильностей, а иногда и сводить их на нет,
создазая новые неожиданные связи и соотношения между
явлениями. Отсюда — расчеты, основанные на теории
вероятностей. Возможные сочетания и комбинации рыноч-
ных явлений изучаются так же, как шансы в лотерее,
рулетке или игре в орлянку. Сфера действия случайных
явлений требует применения вероятностных схем и расче-
тов математического ожидания. Поскольку буржуазный
статистик отождествляет стихийные явления капиталисти-
ческого рынка со случайными явлениями, он вполне зако-
номерно применяет здесь и соответствующие математиче-
ские расчеты. Таким образом, не следует считать матема-
тические приемы изучения конъюнктуры пустым
привеском к буржуазной статистике. Эти приемы нахо-
дятся в соответствии с их концепцией. Другое дело, что
все их попытки предсказывать конъюнктуру оказываются
практически безрезультатными. Это связано с пороком
буржуазной методологии, с непониманием политико-эко-
номических основ.
Поскольку конъюнктурная статистика до сих пор яв-
ляется главной отраслью статистической работы по об-
служиванию капиталистических монополий, представ-
ляется целесообразным вкратце проследить за основными
301

этапами ее развития. Буржуазная литература, посвящен-
ная данному вопросу, огромна. Это больше всего свиде-
тельствует об остром значении конъюнктурной статистики
для капиталистических корпораций.
Первенство в области построения конъюнктурного ба-
рометра принадлежит Комитету экономических исследо-
ваний при Гарвардском университете в Кембридже в
штате Массачузетс. Он возник в 1917—1919 гг., когда
при Гарвардском университете под руководством Уорре-
на Пёрсонса были поставлены обширные и кропотливые
работы по статистическому изучению конъюнктурных ря-
дов за 1903—1914 гг. Результаты работ были опублико-
ваны в первом вводном выпуске журнала «Review of
Economic Statistics». Построенные в этой работе показа-
тели конъюнктуры с тех пор неоднократно пересмат-
ривались и перестраивались, но принцип их построения
считается в буржуазной науке классическим в стати-
стике, подобно построениям И. Фишера в области ин-
дексов или Кейнса в области буржуазной политической
экономии.
Сущность Гарвардского барометра и способ его по-
строения сводится к следующему. Идея состоит в исполь-
зовании последовательности в изменениях различных
признаков рыночной ситуации. Если бы изменения раз-
личных признаков были синхронными, то строилась бы,
как это делалось до того, одна динамическая кривая,
экстраполяция которой служила основанием для предпо-
ложений о будущем. Предположения, основанные на та-
кой экстраполяции, естественно, совершенно не удовле-
творяли буржуазных дельцов, так как конъюнктурные
колебания, хотя и носят циклический характер, но пра-
вильной периодичностью не отличаются. Поскольку
конъюнктурные изменения в различных областях капита-
листического рынка не являются синхронными, а следуют
друг за другом, это позволяет, по мнению Гарвардского
Комитета, делать ряд заключений: наблюдая правиль-
ность в следовании изменений в явлении А за измене-
ниями в явлении В, на основании последних предсказы-
вать с некоторой вероятностью первые. Соответствующие
правильности следования изменений в различных явлениях
друг за другом и установлены были Гарвардским бюро
путем изучения огромного эмпирического материала.
302

В этом и заключается «открытие» Гарвардской школы,
наделавшее в свое время много шума в буржуазной
литературе.
За период 1903—1914 гг. было подвергнуто наблюде-
нию движение многочисленных количественных показа-
телей, могущих иметь значение с точки зрения конъюнк-
туры. Из них было выбрано 20 показателей, проявлявших
наиболее правильные цикличные колебания (цены акций
и облигаций, расчетные операции банков, выплавка чугу-
на, индекс товарных цен, импорт, банкротства, учетный
процент и т. п.). В каждом из динамических рядов было
исключено «вековое движение» (secular trend), т. е. яко-
бы существующая общая, связывающая на протяжении
всего периода тенденция к росту или снижению, а также
исключены сезонные колебания. Остаточные ряды, вклю-
чающие уже только циклические (конъюнктурные) и чи-
сто случайные колебания, были приведены к некоторому
общему знаменателю в смысле колеблемости, облегчаю-
щему их сравнение друг с другом. Затем они тщательно
сравнивались для установления синхронности и большей
или меньшей внешней взаимосвязи. Сравнения произво-
дились на глаз, а затем путем вычисления коэффициента
корреляции. Все кривые были таким образом разбиты на
группы (сначала на пять, потом, после объединения, на
три) по синхронности и по наибольшей коррелированно-
сти друг с другом. Получилось три групповых кривых, из
которых первая (А) относится к фондовому рынку (глав-
ный составной показатель в этой группе — индекс цен
фондов), вторая (В) —к товарному рынку (главный ча-
стный показатель — использование банковского кредита
и индекс товарных цен), третья (С) —к денежному рын-
ку (главный показатель — учетный процент). Нанесен-
ные на график, эти три кривые представляют довольно
явственную картину последовательности изменений: сна-
чала проделывает циклические колебания кривая А, за
ней, спустя некоторый промежуток времени (несколько
месяцев), проделывает те же фазы кривая В, а вслед
за ними, еще через некоторый промежуток времени,
движется кривая С.
На основе этих эмпирических изысканий (здесь суще-
ственно то, что в основу положена именно внешняя
форма экономических явлений) Персоне построил схему
303

фаз конъюнктурного цикла, вошедшую в «сокровищницу»
буржуазной экономической науки.
Персоне различает пять фаз в составе конъюнктур-
ного цикла:
1. Депрессия. Эта фаза характеризуется следующими
явлениями: а) курсы фондов начинают подыматься и спе-
куляция оживляется (в результате бегства денежных
средств из производства и торговли); б) в области товар-
ного рынка деятельность слабая, цены движутся вниз;
в) в области денежного рынка учетная ставка падает,
резервы банков растут.
2. Оживление: а) спекуляция на фондовом рынке
развивается; б) в производстве и торговле начинается
оживление; в) в самом конце этой фазы начинается
повышение учетного процента.
3. Подъем («деловое благополучие»): а) спекуляция
фондами приостанавливается; б) цены товаров и ожив-
ление на товарном рынке продолжают расти; в) учетный
процент растет, резервы банков сокращаются.
4. Финансовое напряжение: а) курсы фондов резко
падают, спекуляция замирает; б) повышательное движе-
ние товарных цен и торгово-промышленной деятельности
приостанавливается; в) учетные ставки высоки, положе-
ние денежного рынка напряженное.
5. Кризис: а) курсы фондов достигают низшей точки,
фондовый рынок в панике; б) товары не продаются, це-
ны падают, торгово-промышленная деятельность зами-
рает; в) учетные ставки достигают максимума, а банков-
ские резервы — минимума. Приходит волна банкротств1.
Если нанести эти фазы на график, причем отдельными
линиями изобразить движение фондового, товарного и
денежного рынков, то легко убедиться, что для тех пе-
риодов, с которыми оперировал Персоне, кривая фондо-
вого рынка по этой схеме проделывает весь цикл колеба-
ний первой, за ней, сплетаясь с нею, через некоторый
промежуток проделывает те же фазы кривая товарного
1 Как известно, Маркс различал для своего времени следующие
правильные последовательности в стадиях капиталистического цикла:
покой, оживление, растущие надежды, оживленный ход дел, процве-
тание, пароксизм, перепроизводство, крах, ограничение производства,
застой и безденежье и возвращение к покою (см. К. Маркс и
Ф. Энгельс. Соч., т. IX, стр. 33).
304

рынка, а вслед за ними повторяет их и кривая денежного
рынка.
Поскольку и до первой мировой войны и значительное
время после войны все шло более или менее по этой схе-
ме, Гарвардский барометр в первые годы после его
построения, казалось, давал прекрасные средства для при-
близительного предсказывания движения кривой товар-
ного рынка по движению кривой фондового рынка и дви-
жения кривой денежного рынка по первым двум кривым;
правда, соответствующие предсказания уже тогда могли
быть лишь весьма неопределенны в смысле времени, ибо
те промежутки («lags»), через которые разные кривые
следуют друг за другом, оказывались непостоянны и
сами колебались в очень широких пределах.
Однако так обстояло дело лишь до середины 1925 г.,
когда вышеуказанная правильность в следовании кривых
друг за другом нарушилась. Уже тогда, казалось бы,
можно было видеть, что система Пёрсонса построена
на песке.
В 1925 г., несмотря на движение вверх кривой фондо-
вого рынка, кривая товарного рынка не последовала за
ней, а до конца 1925 г. оставалась приблизительно на
месте, чтобы потом — при продолжавшемся, с некоторы-
ми колебаниями, движении вверх фондовой кривой —
начать понижаться. Равным образом и кривая денежного
рынка не последовала вверх за кривою фондового рын-
ка, а оставалась более или менее стабильною. При этом
из двух основных элементов кривой, товарного — индекс
цен и объема используемых банковских кредитов, в пони-
жении находится именно первый, который и тянет за со-
бой вниз всю кривую. Показатель торгово-промышленной
деятельности, за исключением отдельных отраслей, был
сравнительно высок. По терминологии Пёрсонса, рынок
находился в состоянии «делового благополучия», а товар-
ные цены между тем падали. Об этом «парадоксе» быстро
появилась обширная журнальная литература. Вскоре
нашлось и соответствующее апологетическое объяснение:
понижение цен при высокой конъюнктуре стали объяснять
снижением издержек производства, рационализацией,
уменьшением накладных расходов и пр. Капиталисты
якобы «поумнели»: вместо того, де, чтобы использовать
конъюнктурный подъем для возможного повышения цен
305

и слепого расширения производства, они старались про-
должить и стабилизировать период подъема путем пони-
жения цен за счет сокращения издержек производства.
Это наивное объяснение охотно поддерживалось угодни-
ческой литературой, находящейся на службе монополий.
Репутация «экономического барометра» была поддержана,
требовалась лишь некоторая перестановка кривых, чтобы
приспособить их к показателям конъюнктуры. Гарвард-
ские кривые не только не оспаривались, но появилась
литература, которая стремилась подкрепить их даже тео-
ретически и кое в чем критически подправить. Крупный
буржуазный статистик Карл Карстен выступил с новой
интерпретацией Гарвардского индекса \ Он заявил, что
не кривая В (товарного рынка) следует в своих движе-
ниях за кривой А (фондового рынка), а, наоборот: кривая
А повторяет через некоторые промежутки времени дви-
жение кривой В. Кривую В следует перевернуть, ибо она
поставлена Гарвардским бюро вверх ногами. Основанием
к этому служит то, что тип связи между парою кривых,
который имеет в виду Карстен, состоит в том, что одна
из них представляет собою кумуляцию (или интегра-
цию) рядов значений другой. Цена фондов, являющаяся
наиболее существенным элементом кривой фондового
рынка (А), как и цена всякого товара, находится, по мне-
нию всех фишерианцев, в том числе и Карстена, в пря-
мой зависимости от количества денег в обращении. Но
количество денег, наличное на фондовом рынке, является,
естественно, кумулятивной функцией притока денег на
фондовый рынок и отлива денег из него. Поэтому кри-
вая А должна быть по существу кумулятивной кривой
по отношению к той кривой, которая изображала бы
«чистый» приток денег на фондовый рынок. При низкой
конъюнктуре на товарном рынке происходит приток де-
нег из товарного рынка на фондовый рынок. Таким обра-
зом, «чистый приток денег» на фондовый рынок является
обратной функцией конъюнктуры товарного рынка (изо-
бражаемой при помощи кривой В): при плохой конъюнк-
туре он отрицателен, при хорошей — положителен. По-
этому для установления связи между кривой фондового
и кривой товарного рынка эта последняя должна быть
1 «Journal of the American Statistical Association», 1926, декабрь.
306

вычерчена в обращенном виде. Карстен не ограничивался
этим рассуждением, основанным на количественной тео-
рии денег. Он приводил и его эмпирико-статистическую
проверку.
Таким образом, перевернув одну из кривых, амери-
канская статистика приспособила кривые к тогдашней
ситуации и подвела под эти расчеты некий «теоретиче-
ский» базис в образе количественной теории денег. Идея
построения экономического барометра оставалась незыб-
лемой. Но вот наступил разрушительный кризис середи-
ны 1929 г. Катастрофа, обрушившаяся на капиталисти-
ческий мир, не была предсказана ни Гарвардским баро-
метром, ни многочисленными другими его подражателями.
Он пришел неумолимо и неожиданно для «делового
мира» Америки, верившего в свои услужливые и кропот-
ливо составленные экономические барометры. Наступил
период, унесший больше жертв, чем первая мировая вой-
на: голод, нищета и безработица резко повысили смерт-
ность и сократили рождаемость. Экономическая жизнь
замерла. Кривые «барометров» расползлись в разные
стороны, и, казалось бы, идея их составления должна
была себя окончательно скомпрометировать.
Однако буржуазная статистика должна делать свое
дело. «Раз мы не умеем предсказывать экономическую
погоду, значит, мы не владеем нужными методами», рас-
суждает буржуазный статистик. Объявляется высокая
премия за изобретение способов предсказывать цены.
Признать ту простую истину, что это — бесплодное заня-
тие в условиях капиталистического хаоса, их статистика
не может, так как это означало бы признание ее полной
методологической негодности. Заниматься же глубоким
анализом капиталистической действительности она тоже
не в состоянии, так как она основана на вульгарной по-
литической экономии. Изменить же эту основу означало
бы признать неизбежной гибель капитализма.
Таким образом, конъюнктурная статистика в усло-
виях капитализма бьется и по сей день над решением
своей главной, но неразрешимой задачи.
Целая плеяда буржуазных статистиков и экономистов
из школы Митчеля продолжает усердно трудиться над
решением этой задачи. Поиски синей птицы продолжают-
ся и сейчас, но они уже не приковывают к себе того
307

внимания, так как капиталист-предприниматель требует
от статистики «дела», а не беспочвенных мечтаний, хотя
бы и одетых в лучшие математические одежды.
Но попутно она выполняет ряд подсобных функций,
имеющих безусловно важное значение для деятельности
капиталистических корпораций и для правительства. Она
служит важнейшим распознавательным средством для
лучшей ориентировки в путях, ведущих к извлечению
максимальных прибылей. Конъюнктурные наблюдения
ведутся правительственными органами, публикующими
официальные материалы, далекие от романтических меч-
таний Пёрсонса.
Мы не случайно довольно подробно останавливались
на Гарвардском барометре. Несмотря на то, что он, ка-
залось бы, совершенно должен был быть снят со счетов
буржуазной статистикой из-за практической несостоятель-
ности, он не только существует и по сей день, но приемы
его составления изучаются как важный раздел даже эле-
ментарных американских курсов статистики г. Но истек-
шие 25 лет протекли для буржуазной конъюнктурной
статистики под знаком не только подражания Пёрсонсу.
Сейчас наметилась и некоторая перестройка. Вопросам
измерения конъюнктурны* условий уделяют много вни-
мания и Национальное бюро экономических исследова-
ний, и Национальный совет промышленников, и стати-
стики из Министерства торговли. Но плоскость инте-
ресов переместилась. В отличие от сводных индексов и
прежних конкретных конъюнктурных показателей вместо
индексов продукции, занятости, объема торговли и т. п.
новые расчеты, которые стали причислять к конъюнктур-
ным, стремятся измерять размеры национального дохода
и его распределения, потребительские расходы и издерж-
ки производства, сбережения, вложения капитала и т. п.
Популярностью пользуется индекс потребительских рас-
ходов, построенный Национальным бюро экономических
исследований и Министерством торговли (публикуется в
«Review of Economic Statistics»). Бюро управляющих фе-
1 См., например: G. Smith and A. Duncan. Elementary Sta-
tistics and Applications. Fundamentals of the Theory of Statistic*.
N. Y. and Lnd, 1944. Характерно, что появились книги, где экономи-
ческий барометр сочетают с евангелизмом, например, R. В a b s о п,
Looking ahead fifty years, N. Y., 1942.
308

деральной резервной системы составило индекс «расходов
на новые товары длительного пользования». Появился,
следовательно, новый тип конъюнктурного индекса
(«national-income type of index»). Совершенно очевидно,
что такие индексы уже ничего общего с практическими
задачами не имеют. Для отдельного предпринимателя
гораздо важнее иметь точные сведения, например, о дви-
жении цен на рис в разных районах страны, чем об
уровне сбережений или о распределении абстрактного
национального дохода по количественным группам ,. Ясно,
что новый тип конъюнктурных индексов носит отвлечен-
ный характер.
Для изучения конкретных экономических условий в
США наиболее надежным материалом из всей массы ин-
дексных показателей являются, конечно, самые конкрет-
ные индексы и наименее надежными самые
обобщающие. То, что буржуазная статистика дает
для практических расчетов самих предпринимателей, яв-
ляется наиболее надежным в смысле достоверности
материалом и для изучения экономической ситуации. Ко-
нечно, и здесь надо иметь в виду все явные и скрытые
пороки таких показателей и во всех случаях оглядывать-
ся на приемы их вычислений.
В настоящее время конъюнктурные обзоры буржуаз-
ная статистика понимает в более широком смысле, чем
раньше. В международные обзоры стремятся включить
более глубокие (в понимании буржуазной науки) показа-
тели. Примером может служить «Обзор экономического
положения Европы в 1953 г.», составленный Экономиче-
ским Советом Организации Объединенных Наций.
Обращает на себя внимание, что в подобного рода экономи-
ческих обзорах, по преимуществу конъюнктурного характера, не-
уместно казалось бы вводить политико-экономические рассуждения
общетеоретического характера, но сборник приводит соображения
о критериях эффективности капиталовложений, взятые из арсенала
вульгарной политической экономии. Они попросту развивают обще-
известные соображения А. Пигу. Этот теоретический экскурс здесь
не случаен. Смысл текста сводится к тому, чтобы указать пути Гре-
ции, Турции, Испании и Португалии в выборе сфер приложения
1 В этом отношении типичными являются «деловые индикато-
ры», которые публикуются в «The business outlook» (изд. National
Industrial Conference Board), а также сборники «Commodity Year
Book» (изд. частной организации Commodity Research Bureau).
309

инвестиции и в выборе импортного ассортимента. Отсюда — доказа-
тельство «целесообразности» экспорта алюминия и ферроникеля из
Греции. Совершенно наивными представляются рассуждения о созда-
нии промышленных отраслей, «защищающих страну от импорта», в
Турции и Испании (сахар, растительное масло, обработка молока и
мяса, но не тяжелая индустрия).
Далее следуют абстрактные рассуждения о доле национально-
го дохода, которая должна быть отчисляема на воспроизводство.
Обычный ежегодный прирост населения в Южной Европе считает-
ся 0,75%. При приросте населения в 0,75% в год для сохране-
ния того же уровня дохода на душу населения необходимо увели-
чение объема дохода населения также на 0,75%, следовательно,
необходимо и увеличение производительного капитала (инвести-
ций в производство) на 0,75%, при постоянном проценте его до-
ходности.
Предполагается приблизительное соотношение между капита-
лом и доходом (capital income ratio), т. е. долей национального до-
хода, идущего на расширение производства, и долей дохода насе-
ления; оно равно 1 : 3 или 1 :4 (a certain increase in income requires
investments three or four times as great), т. е. для увеличения на
1% объема дохода населения необходимо инвестировать 3—4% на-
ционального дохода. Поскольку необходимо увеличение объема до-
хода на 0,75%, то это соответствует 0,75x3 = 2,25% или
0,75 X 4 = 3% национального дохода. Соответственно для увеличе-
ния объема дохода на 2,5% требуется инвестировать (2,5 X 3 = 7,5%;
2,5X4= 10%) от 7,5 до 10% национального дохода1.
Как же организовать эти «сбережения» (savings)? Для этого,
говорят авторы, существует только один путь. Если не принимать
в расчет финансирование из-за границы, то необходимо снижать
потребление некоторых (some — подчеркнуто) слоев населения.
Этого можно достигнуть четырьмя путями: 1) инфляция, 2) рацио-
нирование, 3) рост добровольных сбережений и 4) увеличение
налогов. Инфляция, которую уже испробовали все страны, после
превышения известного («скромного») предела, дает обратный ре-
зультат. Рационирование потребления там, где много аграрного на-
селения, возможно только в очень ограниченных пределах. Добро-
вольные сбережения в условиях инфляции невозможны. Что же
остается? Остается налоговый пресс.
Так, введение в конъюнктурный обзор «теоретической» части
приводит к определенным заключениям политического характера
Индексы внешней торговли и анализ оборотов
Индексы внешней торговли имеют свою специфику.
Дело в том, что для их расчета обычно нехватает суще-
ственно важного показателя: цен товаров. Во всех слу-
чаях анализу подвергаются уже подсчитанные итоги, т. е.
1 Этим прикидкам можно противопоставить работу П. Махала-
нобиса (Р. С. М a h а 1 а п о b i s. Some Observations on the Growth
of National Income, 1953).
310

общее количество товаров и их стоимость. Индексы под-
считываются непосредственно по итогам. Вот пример *.
Вывоз автомобилей из Англии
Цены в графе 3 получены путем деления графы 2-й на
1-ю, т. е. представляют собой не фактические цены, а
среднюю оценку. Очевидно, что итоговое число автомо-
билей в графах 1 и 4 не является однородной массой, по-
скольку сюда входят машины разной мощности и разной
стоимости. Поэтому общее число автомобилей не может
служить показателем объема вывоза. Действительно,
если принять рост вывоза на 56%, исходя из отношения
274,4 к 175,6, то вывоз будет преуменьшен, так как воз-
росло не только число вывезенных автомобилей, но и
изменился их состав: относительно увеличился вывоз
крупных машин.
Встает вопрос: как измерить действительное измене-
ние объема вывоза? Изменение в стоимости всего вывоза
может быть рассчитано просто как отношение
1 R. Allen and E. Ely. International Trade Statistics. Lnd,
1953. стр. 187,
311

т. е. прирост от 1948 к 1950 г. составляет 78%. Но эта
величина зависит не только от роста числа автомобилей,
но и от роста цен. Исключить влияние цен возможно
обычным для агрегатного -индекса способом — сделать
весь расчет в ценах 1948 г., как это сделано в графе 6.
т. е. рост вывоза в неизменных ценах на 71%.
Для установления степени возрастания цен можно
рассчитать
V = p х q\ 1,78 = р х 1,71 (опуская 100 и ур и уд).
Легко видеть, что индекс цен будет получен:
Это обычный индекс цен, взвешенный по текущему
периоду.
Он может быть получен из ранее выведенных инде-
ксов, поскольку
V = p х q\ 1,78= 1,04 х 1,71
Эти данные позволяют, на первый взгляд, заключить,
что прирост объема вывоза на 78% связан с ростом чис-
ла вывезенных машин ( + 71%) и изменением цен
(+4%).
Приведенный простейший способ расчета лежит в
основе обычных в статистике внешней торговли капита-
листических стран расчетов. Однако здесь могут быть
различные осложнения, связанные с годом, по которому
берут исходные цены. Так, для Англии объем вывоза
в млн. ф. ст. получается
в 1938 г. по ценам 1938 г.— 471
в 1947 г. по ценам 1947 г.—1138
в 1947 г. по ценам 1938 г,— 524
312

Отсюда для 1947 г. (1938= 100) получаются следую-
щие индексы:
По стоимости вывоза
По физическому объему
По ценам
и, следовательно,
2,416=2,172 х 1.112
Прирост в 142% по стоимости складывается из прироста
объема экспорта на 117% и роста цен на 11%. Средняя
цена автомобиля в 1948 г. получается 291 ф. ст., а в
1950 г. по тем же ценам 1948 г. — 319 ф. ст. Этот рост
средней цены связан с увеличением удельного веса
более дорогих машин.
Между тем рост номинальной расчетной цены полу-
чается от 291 ф. ст. до 332. Отсюда возрастание средней
экспортной цены на 31 ф. ст. складывается из двух ча-
стей: за счет роста более дорогой продукции — на
28 ф. ст. и за счет роста цен — на 3 ф. ст.
Однако в этом рассуждении имеется существен-
ный порок. Дело в том, что изменения в структуре выво-
зимых товаров здесь считаются целиком отраженными в
средней цене, полученной расчетным путем. Рост цен как
бы связан с увеличением удельного веса более дорогих
товаров.
Таким образом, в тех случаях, когда буржуазная ста-
тистика останавливается на этом этапе расчетов, она за-
малчивает инфляционные тенденции.
Легко видеть, что приведенные примитивные индекс-
ные расчеты получают смысл лишь при условии, когда
речь идет об однородной продукции, где отдельные сла-
313

гаемые различаются только в пределах качественных
(мощность) особенностей. Только в этих случаях можно
говорить о какой-то средней цене. Ясно, что, когда речь
идет об итогах внешней торговли по ввозу и вывозу, со-
стоящих из множества совершенно разных товаров, весь
расчет средней цены теряет смысл.
В этой связи буржуазная статистика прибегает к
ряду индексных расчетов, имея в виду учесть ряд допол-
нительных усложняющих условий.
Если речь идет об одном товаре, то вполне законно
равенство
Для базисного периода можно считать V0 = p0q0, для
текущего Vn = pnqn,
Но когда в расчетах фигурируют не один вид това-
ров, а целая масса их, то приходится обращаться
к агрегатной форме:
Из этого неравенства вытекает необходимость при-
менять средние индексы для переоценки отдельных
видов товаров, передвигающихся через таможни. Здесь
буржуазная статистика дает весьма пестрый ассорти-
мент индексных форм, поскольку для p0q0 и pnqn она
полагает возможным вычислять отдельно два индекса
для физического объема и два для цен: для физиче-
ского объема—- с весами базисного периода p0q0 для
Яо
каждого товара и — с весами текущего периода. Ю
же и в отношении цен.
Вот пример этого набора индексов.

Из этой таблицы видно, что для периода, где сопо-
ставляется 1935 с 1930 г., индекс цен близок к индексу
объема. Для этого периода тождество V = P\XQ2 =
= P2XQ\ = P3XQ3 выражается
0,746 = 0,858 X 0,870 = 0,821 X 0,908 = 0,839 X 0,889
Вывод здесь таков: снижение зарегистрированной стои-
мости экспорта за время 1930—1935 гг. на 25% склады-
вается из 16% за счет падения цен и 11% за счет паде-
ния объема вывоза. Аналогичное заключение может
быть сделано для периода 1935—1938 гг.
Для сравнения 1947 с 1938 г. получается
2,416 = 2,436 х 0,992 = 2,173 х 1,112 = 2,300 X 1,050
315

Точного определения степени изменения уровня цен
и физического объема из этих данных получить нельзя.
В отношении 141,6% прироста стоимости вывоза уже
нельзя сказать, какая часть падает на изменение цен и
что отнести на счет изменения объема. Причины этого —
резкие сдвиги в составе экспорта после второй мировой
войны. Это ясно и самим авторам расчетов. Для выхода
из положения они прибегают к условным расчетам под
названием «дефлятирование».
В первом периоде, поскольку считается установлен-
ным, что падение в 25% связано, с одной стороны, с па-
дением цен (на 16%) и уменьшением объема (на 11%),
может быть выведено приближенное равенство
0,75 = 0,84 х 0,89
Отсюда следующий расчет (млн. ф. ст.):
Зарегистрированная стоимость вывоза 1930 г 571
426
Стоимость вывоза 1935 г. по ценам 1930 г. о §53 = • • 519
Зарегистрированная стоимость вывоза 1935 г 426
Отсюда:
Уменьшение за счет объема 52
Уменьшение за счет цен 93
Всего 145
Но иной результат будет получен, если принять другой «дефля-
тор»:
Зарегистрированная стоимость вывоза 1930 г 571
426
Стоимость вывоза 1935 г. по ценам 1930 г. п~821 = 497
Зарегистрированная стоимость вывоза 1935 г 426
Отсюда:
Уменьшение за счет объема 74
Уменьшение за счет цен 71
Всего 145
Применяется и третий вариант:
Зарегистрированная стоимость вывоза 1930 г 571
Стоимость вывоза 1930 г. по ценам 1935 г.
571X0,858= 490
Зарегистрированная стоимость вывоза 1935 г 426
Отсюда:
Уменьшение за счет объема 64
Уменьшение за счет цен 81
Всего 145
Как видим, получается три существенно разных результата.
Буржуазная статистика применяет все три способа «дефлятиро-
вания». Ряд стран (Англия, Бельгия, Франция, Голландия и Норве-
гия) применяет один и тот же способ. В Канаде и Австрии приме-
няется другой способ, в Португалии и Швейцарии — третий способ
316

В США для дефлятирования применяется комбинированный
индекс, в основе которого лежит знаменитая «идеальная» формула
Фишера. Указания, какой индекс применяется в какой стране, можно
найти в упомянутой книге Эллена и Иля.
В области индексов внешней торговли буржуазная
статистика, так же как и в других случаях, не обходится
без схоластики. Вот пример. В глубокомысленном иссле-
довании «National Power and the Structure of Foreign
Trade» (1945) Гиршман из Калифорнийского университета
предлагает «индекс концентрации». Если через Р обозна-
чить долю каждого из рынков для сбыта товаров данной
страны при числе рынков, равном /г, то индекс получается
Получаемый процент концентрации может колебаться от
О до 100. Остается неясным только одно обстоятельство:
что может означать эта величина?
Если принять во внимание, что не только конечная
обработка данных по внешней торговле, но и все пре-
дыдущие стадии — сбор материала, оценка, классифи-
кация, отнесение к разным категориям внешней торговли
(экспорт, реэкспорт, транзит, общая и специальная тор-
говля и т. д.) — в разных странах осуществляется по
разному, следует признать, что сопоставление и подсчет
международных итогов возможны лишь с большими до-
пусками и условностями. Все попытки унификации при-
емов собирания и обработки данных по внешней торговле
(Брюссельская конвенция 1913 г., соглашение 1919 г.
при Лиге Наций, решения Международного статистиче-
ского института 1923 г., Международная конвенция
1928 г., работы по унификации при ООН в 1951 и
1952 гг.) не вносят единства приемов собирания и об-
работки данных. В этом отношении положение стати-
стики внешней торговли за последние 30 лет мало изме-
нилось К
Помимо вопроса об индексах, т. е. о способах при-
ведения в сравнимый вид итогов по ввозу и вывозу,
1 См. наш обзор: «Вестник статистики», 1924, № 10—12.
317

существенное значение, как уже сказано, имеет также во-
прос об установлении категории ввоза и вывоза. Мы мо-
жем остановиться на этом, чтобы не возвращаться к внеш-
ней торговле в другом месте.
Рис. 15. Схема классификации оборотов внешней торговли.
Здесь также наблюдается большой разнобой в пу-
бликациях. Однако основную схему, позволяющую ра-
зобраться в том, к какой категории какой вид торговли
относится, можно представить в виде следующего графика
(рис. 15). Здесь показаны основные торговые потоки
так, как они рассматриваются обычно в буржуазных пуб-
ликациях.
Внешний круг — государственная граница, внутрен-
ний круг — таможенный барьер. Товары, поступающие
в страну, или проходят через таможню, поступая на
внутренний рынок, или задерживаются в той или иной
318

форме под таможенным контролем. Они показаны на чер-
теже литерами Ь, с, d.
Вторая категория складывается из следующих групп:
1) Товары, поступающие на таможенные склады (а).
Они или вывозятся вновь за границу (/), или, после
оплаты пошлины, направляются для внутреннего потреб-
ления (А).
2) Товары, ввозимые для переработки (например,
очистка нефти), причем продукт переработки вывозится
за границу (е, g).
3) Товары, проходящие транзитом в другие страны
Не считая двух последних пунктов, экспорт склады-
вается из следующих частей:
1) Вывоз товаров, произведенных внутри страны,
включая и те товары, которые переработаны из ввезен-
ного сырья (/).
2) Вывоз товаров, бывших в употреблении, например
автомобилей или ношеного платья (/).
3) Вывоз товаров, ввезенных ранее из-за границы
и не подвергающихся переработке (&).
Все эти виды торговли группируются в разных соче-
таниях, но сводятся в основном к двум классам:
1) Генеральная торговля. Она включает в себя все
ввозимые или вывозимые товары по следующим подраз-
делениям:
генеральный ввоз = a + 6 + c + d + e
вывоз товаров своего производства = g + i + j
реэкспорт = / + k
2) Специальная торговля. Эта группа строится по
признаку прохождения через таможню (или, как часто
они выражаются,— через «статистическую границу»):
специальный импорт = b + с + d + е + h
специальный экспорт = g]+ i + j + k
При помощи приведенной схемы легко разобраться
во всех публикациях по статистике внешней торговли.
Важно только знать, какую часть из приведенных пото-
ков данная публикация включает в группу и какие по-
токи она не включает.
При анализе итоговых данных по внешней торговле
разных стран мы обычно пользуемся международными
319

сборниками и обзорами, где эти итоги приведены в бо-
лее или менее сопоставимый вид. Однако во многих
случаях для характеристики экономического положения
какой-либо капиталистической страны приходится при-
бегать к групповым итогам и к отдельным статьям им-
порта и экспорта. В этих случаях приходится прибегать
к национальным публикациям.
Приводим перечень этих публикаций по главнейшим капитали-
стическим странам (только ежегодники, без квартальных и ежеме-
сячных публикаций).
США: «Foreign Commerce and Navigation of the U. S. Calendar
Year». (U. S. Department of Commerce, Bureau of the Census,
Washington). В двух томах. В первом даны итоги по товарам, раз-
деленные по странам, и итоги по странам, разделенные по товар-
ным группам. Во втором — подробные таблицы по ввозу и вывозу
морским путем с данными о ценности и весе, с указанием портов
(теперь последний показатель не публикуется).
Англия: «Annual Statement of the Trade and Navigation of the
U. K. with British Countries and Foreign Countries» (Statistical Office
of the Customs and Excise Department. L.). В четырех томах: т. I.
Итоги по товарам; т. II. Импорт и реэкспорт по товарам с подраз-
делением по странам; т. III — то же по экспорту; т. IV. Итоги по
странам, подразделенные по товарам.
Канада: «Trade of Canada. Year Ended...» (Department of
Trade and Commerce, Dominion Bureau of Statistics. Ottawa). В трех
томах: т. I. Итоговые таблицы, где даны товарные группы по стра-
нам; т. II. Экспорт по странам назначения; т. III. Импорт по стра-
нам происхождения.
Франция: «Tableau General du Commerce exterieur. Commerce
de la France avec la France d'Outre-mer et lcs pays Etrangers»
(Direction de Douanes et Droits indirects. P.). Таблицы по товарам
и товарным группам, распределенным по странам. «Annuaire
statistique de l'Union Francaise d'Outre-mer» (Ministere des Finances
ct des Affaires Economiques, Institut National de la statistique
et Etudes Economiques P). Итоговые таблицы по колониям
Франции.
Западная Германия: «Der Aussenhandel des Vereinigten Wirt-
schaftsgebietes» (Statistische Amt des Vereinigten Wirtschaftsgebietes.
Wiesbaden). Только товарные группы по странам и страны по то-
варным группам.
Италия: «Compendio Statistico Italiano» (Instituto Centrale di
Statistica. Roma). Итоги по главнейшим товарам и суммарные дан-
ные по странам.
Норвегия: «Norges Handel — Statistique du Commerce Exterieur
de ia Norvcge» (Statistisk Sentraibyra. Oslo).
Швеция: «Handel, Berattelse» (Kommerskollegium, Sveriges Offi-
cielbla Statistik. Stockholm).
Швейцария: «Jahresstatistik des Aussenhandels der Schweiz»
(Oberzolldirektion. Bern). Есть параллельный французский текст.
320

Турция: «Statistique Annuelle du Commerce Exterieur et Statis-
tique Mensuelle du Decembre» (Office Central de Statistiques. An-
kara) .
Япония: «Japan Statistical Yearbook» (Statistics Bureau of the
Prime Minister's Office. Tokio).
Особо следует сказать о публикациях по статистике -внешней
торговли США. Прежде всего и по ввозу, и по вывозу статисти-
ка включает не только США в собственном смысле (континенталь-
ную часть), но и Аляску, и Гавайские острова, и Пуэрто-Рико. До
1948 г. еще можно было приблизительно выделить эти территории,
но с апреля 1948 г. перестали публиковать товарооборот между США
и указанными территориями. Возможность отделения континенталь-
ной части была исключена. Далее статистика США, как правило,
включала в торговый оборот государственную торговлю, но не вклю-
чала данные об экспорте и импорте «для нужд своих вооруженных
сил». Вместе с тем по вывозу включены были данные о перевозках
за границу правительственных грузов по «специальным программам»
(ленд-лиз, ЮНРА, «план Маршалла», так называемые оборонитель-
ные сообщества, особенно Северо-атлантический пакт и пр.). До
1948 г. эти перевозки показывались отдельно. После 1948 г. отде-
лить их уже нельзя, они скрыты в итоговых данных по экспорту.
Формальным поводом служит то, что «специально натуральные по-
ставки по плану Маршалла и пр. нельзя отделить от товаров, за-
купленных на кредиты, предоставленные по плану Маршалла».
Итоги импорта даются по 5500 видам товаров (до 1934 г. их было
4400). Такая детализация (перчатки, например, группируются по
размерам!) затрудняет пересчет в сравнимые гомогенные товарные
группы. Вместе с тем классификация дается по 2700 товарным
группам, которые часто меняются, и сравнимость во времени здесь
исключена. По экспорту до 1944 г. было 1600—1800 групп, сейчас
их насчитывается 3500. При этом классификация придерживается
технологического принципа, при котором в одну и ту же группу
зачастую попадают и предметы обихода и военное снаряжение.
Экономической группировки из подобной классификации товаров
сделать, конечно, нельзя. Помимо этого нужно еще отметить сле-
дующее. По правилам американской статистики под «страной на-
значения» понимается страна конечного прибытия. Между тем при
отправлении товара она часто бывает «неизвестна» и вместо нее
указывается та страна, где товар отгружается. В обзоре Эллена
приводится пример, когда 40 судов во время второй мировой войны
были направлены в Мурманск, но оказались разгруженными в Анг-
лии якобы «из-за опасности подводной атаки». Груз же числился
отправленным в СССР. Эллен скромно называет американскую ста-
тистику внешней торговли «неаккуратной».

ГЛАВА ШЕСТАЯ
ИСЧИСЛЕНИЕ НАЦИОНАЛЬНОГО ДОХОДА
В КАПИТАЛИСТИЧЕСКИХ СТРАНАХ
Теория вопроса
Для того чтобы понять, в чем заключаются непра-
вильности в исчислении национального дохода в США,
надо сперва установить, как должен исчисляться нацио-
нальный доход на научных основах. Поэтому рассмот-
рим схематически методы исчисления национального
дохода в СССР.
Показатели роста национального дохода СССР яв-
ляются важнейшим итоговым отражением роста эконо-
мического могущества государства. Национальный до-
ход планируется, и итоги выполнения плана по нацио-
нальному доходу публикуются ежегодно ЦСУ СССР.
Методы исчисления национального дохода, которые
применяются советской статистикой, совершенно не по-
хожи на расчеты буржуазной статистики. Различие ме-
тодов обусловлено и разным пониманием национального
дохода и разными целями, которые преследуются совет-
ской и буржуазной статистикой.
В данном случае, как и »в других случаях, эти разные
цели обусловливают разное понимание экономической
категории.
Марксистско-ленинская политическая экономия пони-
мает под национальным доходом созданную трудом
часть стоимости годового общественного продукта сверх
той части, которая представляет собой перенесенную
стоимость, т. е. возмещающую затраты прошлого труда.
В соответствии с этим советская статистика понимает
под национальным доходом вновь произведенную мате-
риальную продукцию страны. Эта вновь созданная
продукция, или чистая продукция, представляет собой
разность между валовой продукцией всех отраслей
материального производства и материальными затра-
322

тами. Так именно определял национальный доход
К. Маркс 1.
Если из валовой продукции промышленных пред-
приятий вычесть расходы сырья и материалов, топлива,
энергии и пр., а также износ орудий производства, полу-
чим чистую продукцию промышленности. Вычитая из
валовой продукции сельскохозяйственных предприятий
расход кормов, семян, износ орудий и пр., получим чи-
стую продукцию сельского хозяйства. Таким образом,
национальный доход состоит из материальных продуктов
или благ, поступающих населению или идущих в фонд
общественного накопления. Эти блага получают в на-
циональном доходе денежное выражение как сумма чи-
стой продукции отраслей, выраженной в деньгах. Само
собой разумеется, что натурального выражения ни сумма,
ми ее слагаемые получить не могут.
Доходы, образовавшиеся и полученные в сфере ма-
териального производства, составляют национальный
доход. Те же доходы, которые получены вне этой сферы,
образуются путем перераспределения первичных дохо-
дов при посредстве финансовой системы или путем опла-
ты услуг. Таким образом, далеко не весь результат
общественного труда включается в национальный доход,
а только та его часть, которая вновь создает обществен-
ный продукт.
Принципиальное отличие национального дохода
СССР от национального дохода капиталистических
стран, независимо от способов исчисления, заключается
в том, что в СССР нет отношений эксплуатации, экс-
плуататорских классов и их доходов.
Отсутствие отношений эксплуатации и общественная
собственность на орудия и средства производства обу-
словливают возможность ведения планового хозяйства
и исключают непроизводительное потребление паразити-
ческих классов. Это создает основные предпосылки для
быстрого роста производства и для непрерывного воз-
растания национального дохода.
Объем национального дохода тождественен объему
чистой продукции отраслей материального производства,
1 См. К. Маркс и Ф. Энгельс. Соч., т. XIX, ч. II.
стр. 406—407.
323

которая зависит от объема валовой продукции. Но ва-
ловая продукция обусловлена абсолютным числом заня-
тых в материальном производстве людей и их произво-
дительностью труда. Третьим фактором, влияющим
на размеры чистой продукции, является относительная
величина материальных издержек. Поскольку советская
статистика дает исчерпывающие сведения и о численно-
сти участников производства, и о производительности
труда, и об издержках, она показывает не только вели-
чину национального дохода, но и относительное значение
образующих его факторов.
Распределение национального дохода происходит по
плану. Часть идет на потребление, часть на накопление
в соответствии с заданной пропорцией. Рост потреби-
тельской части следует за ростом национального дохода.
Так, в 1950 г. доходы рабочих, служащих и крестьян
выросли по сравнению с 1940 г. на 62% (в сопостави-
мых ценах). Национальный доход за это же время вы-
рос на 64% (тоже в сопоставимых ценах). Потребляется
национальный доход и в индивидуальной форме (зара-
ботная плата, выплата по трудодням, пенсии, стипендии
и пр.) и в виде расходов на общественные нужды (просве-
щение, здравоохранение, культурно-бытовые нужды, уп-
равление, оборона). Накопление выражается в приросте
основных и оборотных производственных фондов и непро-
изводственных запасов.
Такова принципиальная схема распределения нацио-
нального дохода. Практически процессы распределения
и перераспределения осуществляются сложным механиз-
мом финансово-кредитной и торговой системы.
Проблемы, которые возникают перед советской ста-
тистикой в связи с исчислением национального дохода,
сводятся к двум основным вопросам: устранению по-
вторного счета при расчете чистой продукции и оценке
этой продукции в сопоставимых ценах наряду с текущи-
ми ценами.
Первая задача решается на основе исчисления ба-
ланса народного хозяйства, вторая, уже чисто практиче-
ская задача решается путем соответствующей оценки
чистой продукции по отдельным производствам.
Национальный доход СССР коренным образом отли-
чается от национального дохода капиталистических
324

стран. Национальный доход в стране социализма создает-
ся в социалистических предприятиях, т. е. его создают тру-
женики, свободные от эксплуатации, при помощи обобще-
ствленных орудий и средств производства.
Эта основная черта отличия определяет собой и дру-
гие особенности социалистического национального дохода.
Так, наш национальный доход не распадается на стои-
мость переменного капитала и прибавочную стоимость, за
которыми стоят два класса капиталистического общест-
ва — рабочие и капиталисты.
У нас в результате живого труда, затраченного в ма-
териальном производстве, вновь созданная стоимость
распадается на часть стоимости, возмещающей заработ-
ную плату (в этом смысле это «труд для себя»), и часть
стоимости, идущей на общественные нужды (в этом смыс-
ле это «труд для общества»). За этими частями не стоят
никакие антагонистические классы. Наоборот, обе части
представляют собой органическое единство: чем выше
часть, идущая на накопление, тем быстрее развивает-
ся социалистическое производство, повышается заработ-
ная плата и увеличивается численность рабочих и слу-
жащих.
Особенностью национального дохода СССР являет-
ся то, что национальный доход, принадлежащий наро-
ду, направлен на развитие общественных производитель-
ных сил.
В капиталистических же странах львиная доля на-
ционального дохода присваивается монополиями и рас-
трачивается непроизводительно. Отсюда — резкое разли-
чие в темпах накопления.
Говоря о принципиальных различиях, нельзя не упо-
мянуть о том, что распределение национального дохода
СССР происходит не стихийно, а планомерно, в нем
проявляется действие закона планомерного развития на-
родного хозяйства.
Распределение национального дохода при капитализ-
ме осуществляется стихийно в условиях ожесточенной
борьбы антагонистических сил.
Таковы важнейшие принципиальные особенности на-
ционального дохода в стране социализма, особенности,
отличающие его от национального дохода капиталисти-
ческих стран.
325

В послевоенное время пятилетний план предусматри-
вал превышение в 1950 г. уровня 1940 г. по националь-
ному доходу на 38%, а фактически в 1950 г. националь-
ный доход превысил уровень 1940 г. на 64% (в сопоста-
вимых ценах).
В результате этого общий объем национального дохо-
да СССР в 1950 г. более чем в 10 раз превысил уровень
национального дохода 1913 г.
В пятой пятилетке национальный доход СССР увели-
чится не менее чем на 60%, т. е. возрастет по сравнению
с 1940 г. более чем в 2,5 раза.
На одну треть национальный доход США до послед-
него времени состоял из военной продукции и именно эта
часть показывает возрастание за счет гражданской про-
дукции.
Рост национального дохода США за счет увеличения
военной продукции рассчитан был весьма приблизительно
Кузнецом *.
По его осторожным подсчетам получается, что про-
цент военного добавления (war outlay) к национальному
доходу составлял в первые годы войны 36%.
Внимание советского экономиста естественно привле-
кает вопрос об уровне, динамике и распределении на-
ционального дохода в капиталистическом мире.
В этой связи особенно важно разобраться в методо-
логии расчетов национального дохода, принятой в бур-
жуазной статистике.
Вообще говоря, понятие «национального дохода» в
отношении капиталистических стран в высшей степени
условно, так как сосредоточение общественного богат-
ства в руках монополистов ведет к монополизации и об-
щественного дохода.
В этом смысле о «национальном доходе» может быть
сказано то, что в свое время было сказано Энгельсом
о «национальном богатстве»: «Выражение «национальное
богатство» появилось впервые благодаря стремлению
либеральных экономистов к обобщениям. Пока суще-
ствует частная собственность, выражение это не имеет
смысла» 2.
1 S. К u z n e t s. Uses of National Income in Peace and War. N. Y.
1942, стр. 23.
2 К. Map к си Ф. Энгельс. Соч., т. II, стр. 296—297.
326

Действительно, о каком национальном богатстве, так
же как и «национальном» доходе, можно говорить, напри-
мер, в США, где 13 семейств (Рокфеллер, Меллон, Форд,
Маккормик и др.) контролируют имущество стоимостью
не менее 50 млрд. долл.?
Однако, поскольку с этим понятием постоянно при-
ходится сталкиваться, очень важно ясно отдавать себе
отчет, во-первых, в методах исчисления, которые при-
меняют буржуазные экономисты, и, во-вторых, в том,
что можно извлечь из этих расчетов для получения
хотя бы приблизительного представления об уровне и
распределении доходов среди отдельных слоев насе-
ления.
Устоявшейся методики расчета национального дохо-
да в капиталистических странах нет.
Расчеты ведутся разными лицами и учреждениями,
разными способами.
Нет единства в самом понимании этого термина «на-
циональный доход»; содержание, которое в него вкла-
дывается, у буржуазных экономистов разное. Но раз-
личные позиции, в конечном счете, сводятся к разным
степеням преувеличения национального дохода. Наиболее
крайняя позиция заключается в том, что в этот доход
включается и труд домашних хозяек, потребляемые в на-
туре продукты фермерства на месте производства, про-
дукты из огородов рабочих и служащих, которые они са-
ми потребляют, натуральная арендная плата (издоль-
щика) и часть стоимости предметов, потребляемых по-
степенно (длительного пользования). Все эти виды по-
требления предполагают оценку по таким ценам, которые
бы были у продуктов, если бы они носили товарную фор-
му. Более умеренные авторы предлагают включать в на-
циональный доход не все эти элементы, а только часть
их. Включение дохода от труда домашних хозяек встре-
чает у ряда авторов возражения.
Другой пункт расхождений заключается в способах
оценки дохода от капитала, помещенного за границей,
и дохода от чужих капиталов, помещенных в стране,
для которой рассчитывается национальный доход.
Возникают вопросы и о внешних долгах. Буржуаз-
ные экономисты безусловно правы в том, что понятие
национального дохода, созданного на территории одной
327

капиталистической страны,— понятие чрезвычайно аб-
страктное \
Работы по исчислению национального дохода развер-
нулись в основном в период первой мировой войны, при-
чем особый размах они получили в США. До этого вре-
мени Карл Шпар опубликовал в 1896 г. «Распределение
богатств в Соединенных Штатах», под таким же названи-
ем выпустил книгу в 1912 г. Ф. Штрейгтоф. С 1915 г. на-
чал публиковать свои расчеты В. Кинг. В 1915 г. вышла
его книга «Богатство и доход народа Соединенных Шта-
тов». После первой мировой войны этим вопросом заня-
лось Бюро экономических исследований, где первоначаль-
но руководит работамиКинг вместе с Митчелем. Вначале
этим Бюро было опубликовано (в 1921—1922 гг.) двух-
томное исследование «Доход в Соединенных Штатах», по-
том, в 1925 г.— «Доход в разных штатах» и в 1930 г.— об-
ширный материал «Национальный доход и его покупа-
тельная сила».
Бюро экономических исследований — центральное и
главное исследовательское учреждение в области эко-
номики США. Оно было создано Митчелем. Его сотрудни-
ками являются В. Кинг, С. Кузнец, Ф. Миллс, Ф. Макко-
лей и др.
Бюро работает на основе выработанной указанными
изданиями методологии и занимается исчислением на-
ционального дохода как текущей работой.
На лондонской сессии Международного статистическо-
го института Митчель и Кузнец выступили с докладом о
методах измерения национального дохода, где изложили
все возникающие при этих исчислениях спорные вопросы.
Особенностью метода Бюро, отличающей его расче-
ты от других, является прежде всего то, что он не вклю-
чает в национальный доход стоимость «услуг самому
себе и членам своей семьи». По поводу критики, которая
была направлена против Бюро за то, что оно не вклю-
чало стоимость услуг домашних хозяек, Кинг пишет:
«Если оценивать эти услуги, то надо тогда включать и
услуги главы семьи, когда он колет дрова, бреется сам
1 Обзор причин несопоставимости разных исчислений нацио-
нального дохода дан в работе J. D e k s e п. The comparability of na-
tional income Staltistios (U. N. World statistical congress, vol., II,
1947, сентябрь, стр. 237).
328

вместо того, чтобы идти к парикмахеру» К Он считает,
что включать их не следует, так как «корректно их оце-
нить очень трудно». Далее Кинг заявляет, что в нацио-
нальном доходе, конечно, не все у них учтено, в частно-
сти, некоторые суммы, связанные с представительством,
командировками и пр. «Если, например, коммивояжер
живет в хорошей гостинице и ведет своего предпола-
гаемого покупателя в театр за счет компании, то этот
доход («доход» покупателя.— П. М.) не учиты-
вается» 2.
Далее Бюро считает, что ряд случайных заработков
(odd jobs) тоже не улавливается. Сюда относится по-
мощь по домашнему хозяйству, присмотр за детьми, уро-
ки, переписка, продажа газет, чистка сапог, колка дров
и т. д. Имеются, очевидно, в виду также и случайные
заработки безработных.
Вот и все «упущения», которые считает нужным от-
метить Бюро. Насчет каких-либо преувеличений или
двойного счета Бюро ничего не говорит.
Наряду с личными денежными доходами в общую
сумму национального дохода Бюро включает пользование
предметами длительного потребления. Соображения при
этом сводятся к следующему. Один накопил 10 тыс. долл.
к купил акции, а другой накопил тоже 10 тыс. долл. и
купил дом. Первый получает дивиденд, второй не пла-
тит за квартиру. «Нет оснований полагать, что первый
получает больше дохода со своих 10 тыс. долл., чем вто-
рой». Поскольку оценить размеры потребления в тече-
ние длительного срока трудно, Бюро просто оценивает
имущество и считает 6% от него как доход владельца,
если этим имуществом он сам пользуется.
Натуральное потребление продуктов собственного
хозяйства оценивается по рыночным ценам.
Нечего и говорить о том, что эти методы ведут к пре-
увеличению национального дохода и изобилуют повтор-
ным счетом, как и всякое исчисление, опирающееся на
суммирование личных доходов. То, что один и тот же до-
ход учитывается дважды, при этом методе является неиз-
1 W. King. The National income and its purchassing power.
N. Y., 1930, стр. 35,
* Там же.
329

бежным: например, владелец имущества получает доход
с капитала, а служащий у него получает какую-то часть
дохода в виде жалования, и эта часть попадает в под-
счет дважды.
Кроме того, при этом способе расчета данные
о доходах отдельных лиц представляются обычно в ис-
каженном виде. Основным документом служит деклара-
ция, где крупные доходы преуменьшены, а о размерах
заработной платы спрашивают у предпринимателей, ко-
торые эту заработную плату стремятся преувеличить.
Поскольку число показаний по заработной плате гораздо
больше числа деклараций, общая сумма оказывается
преувеличенной.
Первые издания Бюро, трактующие вопросы о нацио-
нальном доходе, были выпущены, как мы говорили,
в 1921—1930 гг.
В 1937 г. вышла первая из серий работ Симона Куз-
неца — «Национальный доход и формирование капитала,
1919—1935». В 1938 г. вышла его следующая работа —
«Товарный поток и формирование капитала», в 1941 г.
двухтомное исчисление «Национальный доход и его фор-
мирование, 1919—1938», в 1945 г. «Национальный продукт
в военное время» и, наконец, в 1946 г. итоговая ра-
бота «Национальный доход — итоги изысканий». Кроме
него, исчислениями народного дохода занимаются теперь
Соломон Фабрикант, Вильям Шоу, Шарл Шауп и др.
Книга последнего «Принципы анализа национального
дохода» (1947) дает полный обзор всех предшествую-
щих работ.
Теоретическими работами считаются книги Кузнеца
и Шаупа (Shoup), причем Кузнец считается лидером, и
теоретиком, и организатором массовых расчетов. Что ка-
сается Шаупа, то его книга посвящена главным образом
попытке составить гипотетический баланс народного хо-
зяйства.
Независимо от методики буржуазно-ограниченного
автора, сама идея баланса не может быть, конечно, реа-
лизована хотя бы в силу того, что буржуазное государ-
ство не располагает сплошными данными, необходимыми
для такого баланса. Кузнец — более практически мысля-
щий автор. Его книга, изданная Бюро экономических
исследований з блестящем оформлении, очевидно, чрез-
330

вычайно импонирует и издателям и содержателям Бюро
своим «деловым» тоном, свободным от претензий на
теоретизирование.
«Национальный доход,— говорит Кузнец,— есть чи-
стый процент или чистый доход от экономической актив-
ности отдельных лиц, фирм, социальных и политических
учреждений, которые в целом образуют нацию». «Он мо-
жет быть исчислен как сумма доходов труда, капитала и
предпринимательства» *. Таким образом, вместо старых
вульгарно-буржуазных факторов, которые были жестоко
высмеяны Марксом2 («труд, земля, капитал»), здесь поя-
вились новые — «труд, капитал, антреприза (entreprise)».
Расшифровки этих «факторов» нет. Вся проблема исчи-
сления национального дохода сводится только к той или
иной степени формальной точности подсчета.
В Энциклопедии социальных наук и в сборнике «Чтения по
теории распределения доходов» (1946) Кузнецу принадлежат тоже
ведущие статьи. Как же он там определяет национальный доход?
Определений несколько:
1) «Национальный доход — чистый итог произведенных товаров
и услуг (как экономических благ)».
2) «Итог таких благ, полученных отдельными лицами».
3) «Итог благ, потребленных этими лицами, вне зависимости
от доходов».
4) «Чистый итог желательных событий (desirable events), кото-
рыми могут пользоваться эти самые лица в силу их двоякой спо-
собности быть и производителями и потребителями».
Вот ассортимент определений — выбирайте1 При этом самое
загадочное определение — последнее. В чем заключаются «жела-
тельные события»? Как можно пользоваться событиями?
В объемистой работе Рогглса «Введение в анализ
национального дохода» (1949), например, говорится, что
теоретики должны приспосабливать свои дефиниции к
возможностям получения соответствующих данных. Этот
автор рассматривает проблему национального дохода
как бухгалтерскую задачу: поскольку бухгалтерия не нау-
1 S. К u z n e t s. National Income. A summary of Findings. N. Y.,
1946, стр. 238. См. также его дефиниции в «The Review of Economics
and Statistics», 1948, v. XXX, № 3, стр. 151 и след. Для националь-
ного дохода во время войны Кузнец дает отдельное определение
(S. Kuznets. National product war and prewar, N. Y. 1944,
стр. 31), но это определение заключается в перечне составных ча-
стей национального дохода.
2 К- Маркс. Капитал, т. III, 1949, стр. 844.
331

ка, а прикладное искусство или ремесло, вроде столяр-
ного дела, никакой теории здесь не требуется. Опре-
деления придут потом, говорит ой, сперва надо сделать
расчет.
Таким образом, у буржуазных «теоретиков» в сущно-
сти никакой теории национального дохода нет. Буржуаз-
ные экономисты рассматривают категорию национального
дохода в отрыве от процесса общественного материаль-
ного производства, его реальных классовых противоречий,
игнорируя антагонистический характер производства и
распределения. Между тем В. И. Ленин указывал, что
«вопрос о «национальном доходе» и о «национальном
потреблении», абсолютно неразрешимый при самостоя-
тельной постановке этого вопроса и плодивший только
схоластические рассуждения, дефиниции и классифика-
ции,— оказывается вполне разрешенным, когда проана-
лизирован процесс производства всего общественного
капитала» !.
Связь с процессом общественного воспроизводства
в целом вытекает из того, что национальный доход
есть вновь созданная в течение года стоимость, т. е. та
часть совокупного общественного продукта, которая
остается в распоряжении общества после возмещения
затраченных на производство этого продукта средств про-
изводства.
Не связывая национальный доход с общественным
воспроизводством и не имея научной теории воспроизвод-
ства, буржуазные экономисты опираются на понятие сум-
мы индивидуальных доходов.
При этом индивидуальный доход трактуется целиком
в смысле субъективной теории ценности. Национальный
доход по этим представлениям создает тот, кто его полу-
чает.
Такое понимание дохода («компенсация за услуги тру-
да, капитала и управления») очень удобно для апологе-
тов капитала, так как оно освобождает от необходимости
определять источник капиталистической прибыли.
Исходя из этих представлений о природе националь-
ного дохода, буржуазные статистики применяют три сход-
ных способа его расчета:
1 В. И. Ленин. Соч., т. 3, стр. 41.
332

1. Способ Боули: суммируются данные о доходах, по-
лученные при определении подоходного налога, к этому
добавляют сумму доходов, находящихся ниже облагае-
мого минимума, и сумму накопления в предприятиях.
2. Способ Флакса: по данным ценза, исчисляется об-
щая стоимость готовых товаров. Из этой величины вычи-
тается амортизация и прибавляется «стоимость распреде-
ления» и «стоимость услуг».
3. Способ Кинга: подсчитывается «чистая продукция»
каждой отрасли путем сложения доходов, полученных
всеми лицами, связанными с данной отраслью.
Национальный доход при этом рассчитывается двумя
способами — реальным и личным. При реальном, или про-
изводственном, способе национальный доход исчисляется
по отдельным отраслям и видам деятельности. «Чистый
доход» отдельных отраслей определяется путем вычита-
ния из валового продукта издержек производства. При
этом, наряду со стоимостью сырья, материалов и аморти-
зации, вычитаются налоги, страховые платежи, банков-
ские проценты. Помимо отраслей материального произ-
водства, этот метод включает также финансы и управле-
ние.
Таким образом, смешиваются сферы производства на-
ционального дохода « его распределения Все вместе отно-
сится к категории сферы, «создающей» национальный
доход.
По второму способу национальный доход рассчиты-
вается как доход «выплаченный». Это личный метод —
сумма национального дохода устанавливается путем сло-
жения доходов населения. Здесь исчисление националь-
ного дохода целиком оторвано от процесса общественного
воспроизводства: складывается прибыль, заработная
плата и рента. Министерство торговли дает следующее
определение доходу «выплаченному» в ежемесячнике
«Survey of Current Business»: «Национальный доход —
это совокупность заработной платы, труда и имущества,
которые получены в текущем производстве благ и услуг» К
1 Известный итальянский статистик С. Gini доказывает, что
личный и реальный метод дает одинаковые результаты в «нормаль-
ное время», но когда бывает это «нормальное время», он не говорит
(см. International statistical institute», vol. Ill, часть В, 1947, сен-
тябрь, стр. 942 и след.).
333

Заслуживает интереса следующее замечание Кузнеца:
«После первой мировой войны эти проблемы привлекают
много внимания. В последние годы расчеты националь-
ного дохода стали орудием публичной политики. Желч-
ный наблюдатель может характеризовать этот интерес к
дискуссии как симптомы ипохондрии. Они похожи на по-
ведение больного, который все время беспокоится насчет
своего пульса, температуры и давления крови»1. Это
замечание не лишено меткости. Но Кузнец своей работой
успокаивает больного: температура и пульс, по его мне-
нию, в порядке. Исчисленная Кузнецом 20-летняя кривая
движения национального дохода дает плавное движение,
где явления общего кризиса капитализма и его резкое
обострение в 30-х годах оказываются скрытыми в общем
поступательном движении.
Кузнец скептически относится к оценке услуг. Он го-
ворит, что, «вообще говоря, трудно отделить услуги, свя-
занные с экономической активностью», от услуг потреби-
тельского характера. Если профессиональная банда убийц
оказала услугу мистеру Смиту, убрав с его дороги конку-
рента мистера Джонса, то этим оказана услуга не потре-
бительского характера. Как ее оценить в национальном
доходе? По возросшим прибылям мистера Смита? «Как
оценить в национальном доходе прибыль от продажи
вредных наркотиков или бесполезных патентованных ле-
карств? Если подходить с точки зрения не только этики,
но и здравого смысла,— заключает Кузнец,— то приш-
лось бы исключить многое-из того, что мы сейчас включаем
в национальный доход» 2.
Ценное признание. Но тут же указывается: «нелегаль-
ные услуги (убийц и пр.) мы не включаем. Мы включаем
сумму продуктов, которые безоговорочно являются источ-
никами удовлетворения потребностей, объективно уста-
новленных с точки зрения человечества в целом»!
С одной стороны, элементы скептицизма, с другой —
«общечеловеческие» ценности и вытекающее отсюда
включение в подсчет национального дохода огромного
ассортимента услуг, носящих товарный характер.
1 S. Kuznets, National Income. A Summary of Findings. N. Y.,
1946, стр. 121—122.
2 Там же.
334

По «переписи деловой активности» (Census of business), прове-
денной в 1948 г., получилась довольно любопытная картина роста
стоимости этих «услуг». Данные по услугам опубликованы в спе-
циальном выпуске Бюро цензов «Service Trades» (конец 1950 г.).
Схематически их можно представить в следующем виде.
Если даже учесть повышение цен, связанное с инфляцией, рост
стоимости указанных здесь услуг огромный (вдвое). Отсюда можно
видеть, кому оказываются эти услуги. Здесь перепись по существу
непосредственно указывает, кто выигрывает от роста национального
дохода. Так, стоимость услуг кабинетов красоты удвоилась.
Вместе с тем сразу делается очевидным, на какую сумму
(только в этой части) преувеличен национальный доход США.
С вопросом об оценке услуг буржуазная статистика связывает
и вопрос об оценке нерыночных продуктов. Вот характерный пример.
В марте 1954 г. состоялась 11-я сессия Экономической комис-
сии ООН для Азии и Дальнего Востока. Для этой комиссии были
организованы региональные статистические конференции, в резуль-
тате которых был составлен доклад К В этом докладе обстоятельно
излагаются методы исчисления национального дохода на основе
скудных статистических данных, которыми располагают капитали-
стические страны Дальнего Востока. В большом методологическом
введении к этому изданию особое внимание уделяется методам
оценки продукции, потребляемой в натуре и не поступающей в ры-
ночный оборот. Этот вопрос для данного района, естественно, имеет
первостепенное значение. На конференции было признано, что
оценка таких нерыночных продуктов весьма сходна с оценкой услуг:
если оценивать то, что потреблено самим производителем, то
почему не оценивать домашнюю работу, вождение своего автомо-
биля и бритье дома? Так рассуждает большинство участников кон-
ференции. Ясно, что здесь сказывается полное непонимание самой
природы материального производства.
Для рекомендаций, выработанных этой конференцией2, харак-
терно, между прочим, что они пытаются придать расчетам нацио-
нального дохода некоторое оперативное значение. Расчеты, по их
1 «Rapport a la commission (onzieme session) de la troisieme
conference regionale de statisticiens organisee conjointement par le
Secretariat de la Commission economique pour l'Asie et l'Extreme
Orient et le Bureau de Statistique de la Organisation des Nations
Unies» (Conseil Economique et Social NU). 1954.
2 В отношении всех деталей расчетов по отдельным отраслям
конференция исходила из основных методологических положений,
выработанных органами ООН. Они собраны в серии выпусков
335

мнению, должны дать предположения о вероятных размерах нацио-
нального дохода в будущем для «краткосрочного планирования»
с тем, чтобы можно было заранее принять меры для борьбы с ин-
фляцией)
Американские лаборатории по физиологии труда делали даже
попытку дать материал для оценки труда домашних хозяек. Были
сделаны следующие опыты: привешивали хозяйкам шагомер и пу-
тем многочисленных наблюдений установили длину пути по квар-
тире за день. Получили в среднем 12 км. Отсюда можно было
заключить, что вообще пешеходы создают национальный доход,
особенно любители больших прогулок.
Исчисление объема национального дохода
Работы Бюро экономических исследований США сле-
дует считать главными в области буржуазных расчетов
национального дохода. Кроме них, были и правительст-
венные публикации, но руководили ими те же лица. Мини-
стерством торговли были изданы под руководством того
же Кузнеца три исчисления: «Национальный доход 1924—
32 гг.», «Национальный доход 1929—35 гг.», «Националь-
ный доход 1929—46 гг.».
Итоговое издание Министерства торговли «Нацио-
нальный доход и статистика продукции США за 1929—
46 гг.», опубликованное в июле 1947 г., состоит из пяти
основных таблиц. В табл. 2 представлен валовой нацио-
нальный продукт и его компоненты (личное потребление,
валовые частные инвестиции, сальдо иностранных вложе-
ний и покупки государством). В табл. 4 показано отно-
шение между валовым продуктом, национальным дохо-
дом и личным доходом.
Табл. 1 и 3 показывают распределение доходов. Кро-
ме того, табл. 3 дает соотношение в личном доходе расхо-
дов на потребление, налоги и сбережения. Наконец,
табл. 5, построенная на предыдущих таблицах, дает ба-
ланс, где, с одной стороны, «валовое сбережение» (лич-
ные сбережения, накопления корпораций и амортизация)
и, с другой стороны, валовые вложения (внутренние и
внешние) плюс бюджетный дефицит. По поводу издания
Отдела национального дохода Министерства торговли
имеются пояснения Кузнеца.
«Etudes statistiques». Эта серия представляет собой наиболее полное
изложение всех достижений буржуазной науки в области экономи-
ческой статистики.
336

Там ои дает следующие определения: «Валовой на-
циональный продукт или валовой доход — рыночная
стоимость произведенных благ и услуг до вычета потреб-
ленного капитала. Состоит из чистого национального про-
дукта плюс издержки капитала. Равен сумме личных по-
требительских расходов плюс частные валовые вложения
капитала внутри страны, плюс сальдо иностранных вло-
жений, плюс покупки благ и услуг государством. Чистый
национальный продукт или чистый доход — рыночная
стоимость чистой продукции благ и услуг. Состоит из на-
ционального дохода плюс косвенные налоги, плюс взаим-
ные платежи предприятий, плюс текущие прибыли госу-
дарственных предприятий, минус субсидии. Равен сумме
личных потребительских расходов, плюс частные чистые
вложения капитала, плюс сальдо иностранных вложений,
плюс покупки благ и услуг государством. Национальный
доход — сумма доходов труда и собственности, получен-
ных от текущей продукции, или итоговая стоимость произ-
веденных благ и услуг. Состоит из сумм вознаграж-
дений за труд, прибылей предприятий, не входящих
в корпорации личных рентных доходов, процента на ка-
питал, дивидендов, прибылей корпораций до уплаты
налогов» 1.
Для каждой фирмы рассчитывается «прибавленная
стоимость (added value)» созданная деятельностью фир-
мы и только ее работниками. Она измеряется как «раз-
ность между рыночной стоимостью благ, проданных ею, и
стоимостью материалов, купленных у других фирм». На
основании этих данных строится баланс, лежащий в осно-
ве ежегодных официальных публикаций «Сёрвей оф кар-
рент бизнес» Министерства торговли.
По поводу публикаций, подобных балансу Министер-
ства торговли, можно было бы сказать то же, что и по
поводу всех вообще балансов банков и корпораций: что
это разукрашенный статистический фасад, непроницаемый
занавес, скрывающий экономическое содержание.
Публикация балансов Министерства торговли — дело новое, до
второй мировой войны этих балансов они не исчисляли. В статье
1 «The Review of Economics and Statistics», 1948, август
стр. 38. Раньше это издание называлось «Review of economic
statistics».
337

«Национальный доход с точки зрения эстиматора» (оценщика),
помещенной в «Журнале Американской статистической ассоциа-
ции» (1951, сент.), один из руководителей отдела национального
дохода Министерства труда Георг Джажи (Jaszi) рассказывает об
изменениях в расчетах, которые у них были в истекшем десятиле-
тии. Мы, говорит он, уточняли понятия валового дохода и особенно
«экономического механизма», создающего этот доход. Что же это
за механизм? Оказывается, доход создается в результате работы
«слаженного» (это в условиях капиталистического хаоса!) взаимо-
действия (этим словом, повидимому, обозначается бешеная конку-
ренция) предприятий и отраслей. «Я имею в виду, например, отно-
шение между потреблением и располагаемым доходом, заработной
платой и прибылью, налогами и их источниками». Умнее не ска-
жешь: то, что размер потребления определяется размером дохода,—
это трюизм. А вот то, что заработная плата и прибыль «слаженно
взаимодействуют»,— это уже обыч»ая апологетика.
Наивно звучат восторженные восклицания того же Джажи
о том, что сейчас американская статистика национального дохода
перешла от измерения общего объема к описанию экономического
процесса! *
Любопытно, какие дальнейшие задачи ставит себе министер-
ство по части расчета национального дохода: 1) уточнение исход-
ных статистических данных; 2) оценку в устойчивых долларах;
3) более подробное изложение статей баланса; 4) уточнение стати-
стического определения дохода; 5) расширение понятия потребле-
ния путем причисления к нему, помимо пресловутых «услуг», еще
и самообслуживания (опять домашние хозяйки, бритье дома и т.д.).
Буржуазная статистика вводит понятие «факторных
издержек производства». Это прибыли капиталистов и
заработная плата рабочих и служащих. Сумма их счи-
тается «национальным доходом в каждой отрасли народ-
ного хозяйства». Эта величина вместе с тем считается
«чистой стоимостью, созданной в производстве». Она «из-
меряется (как указано в специальном издании «Статисти-
ка национального дохода 1938—47 гг.») стоимостью то-
варов и услуг, произведенных на данном предприятии, за
вычетом товаров и услуг, потребленных со стороны и
использованных в производственном процессе, минус
издержки по обслуживанию, ремонту и строительству на
производстве».
Доля национального дохода, поступающая из торгов-
ли, определяется при этом как превышение рыночной стои-
мости товаров над стоимостью товаров по факторным
издержкам производства плюс государственные субси-
дии. Исходя из этого, американская статистика принци-
1 «Journal of the American Statistical Association», 1950, сентябрь.
33S

пиально включает в национальный доход следующие вели-
чины:
1) Доходы в денежной форме от реализации продук-
ции и услуг. Сюда присчитываются жалование служащих
(«услуги»!) и пенсии (очевидно, «прошлые услуги»?).
2) Доходы фермеров, денежные и натуральные.
3) Услуги домохозяек, выраженные в деньгах.
4) Пользование собственными длительно существую-
щими благами (durables) — дома, мебель и т. д.
5) Государственные субсидии.
Из полученного итога вычитаются:
1) Косвенные налоги.
2) Неналоговые платежи предпринимателей, которые
являются «затратами предприятий по покупке услуг и
товаров у государства».
3) Амортизация, ремонт и отчисление в резервы.
4) Благотворительные платежи, прибыли от измене-
ния ценности имущества и доходы от незаконных занятий.
Исчисление национального дохода, принятое Бюро
экономических исследований, отличается от расчетов Ми-
нистерства торговли только в деталях.
Так, «выплаченные доходы» фермеров приняты на
25% выше заработной платы сельскохозяйственных рабо-
чих. В результате сумма доходов населения получилась
у Бюро выше «выплаченных доходов», исчисленных мини-
стерством, на 3,3% (за период 1929—35 гг.), а «произве-
денный доход» оказался выше не более чем на 2%.
Легко видеть, что здесь отсутствует даже элементарное
понимание экономических категорий. Налицо — опять
смешение элементов воспроизводства, распределения и
перераспределения национального продукта. В этих усло-
виях очевидно, что выведенная сумма неизвестно к чему
относится. Это и не национальный доход, и не валовой
продукт, и не чистая продукция. Однако только ясно, что,
поскольку в расчет входят «услуги» государства и банков,
постольку здесь, несомненно, одни и те же суммы включе-
ны дважды, выведенная величина, повидимому, весьма
далека от суммы национального дохода США. Националь-
ный доход создается трудом, а не перемещением денег из
кармана одной части населения в карманы другой части.
До 65% общей суммы исчисленного в США националь-
ного дохода составляет заработная плата и жалование.
339

Нетрудно видеть, что большая часть этой величины
не имеет никакого отношения к национальному доходу
и является повторным счетом: заработки в области управ-
ления, финансов и значительной части торговли, транспор-
та и связи (в той части, которая не связана с обслужи-
ванием производственных нужд1), заработки в сфере
непроизводительных услуг — увеселительные и религиоз-
ные учреждения и т. д. Кроме того, самые исходные дан-
ные не могут быть верными: свыше 90% общей суммы
выплаченной заработной платы взяты из сведений, состав-
ленных на основе платежных ведомостей, которые пред-
ставляются предпринимателями и правительственными
органами.
Далее в капиталистических условиях часть заработ-
ной платы в отраслях народного хозяйства, где действи-
тельно создается доход, падает па собственную полицию,
пинкертоновские бюро и т. д. Часть инженерно-техниче-
ского состава выступает не как участник кооперации тру
да, а как организатор эксплуатации. Кроме того, в ту же
общую сумму входит денежная оплата и стоимость на-
турального довольствия армии.
В 1949 г. в схему «баланса» Министерства торговли
были внесены некоторые незначительные изменения (рас-
пределение заработной платы на частную, военную и го-
сударственную гражданскую, отдельно показан фермер-
ский доход и т. д.). Принципиальная схема (если ее
можно назвать принципиальной) осталась прежней. По
ней «Статистические абстракты» ведут сопоставления,
начиная с 1929 г.
В настоящее время буржуазная статистика вырабо-
тала определенный стандарт для исчисления своих кате-
горий, относящихся к понятию национального дохода и
национального продукта. Схематически их можно свести
к следующему.
1) Чистый национальный доход, оцененный по издерж-
кам производства (net national income at factor cost),—
сумма заработных плат, жалований, доходов от капитала
1 Движение дохода от телефона рассчитывалось Кингом с по-
мощью сложного индекса: сперва перемножались две величины —
средняя длина линии на один телефон умножалась на число вызо-
вов. Эта величина делилась на число жителей (см. W. King. The
National Income and its Purchasing Power. N. Y., 1930, стр. 349—350).
340

(прибыль, рента, процент на капитал), доходов от мелко-
го предпринимательства, доходов лиц свободной профес-
сии и фермерства. Национальный доход может, по их
мнению, рассматриваться как чистый национальный про-
дукт при условии, если сумму амортизации считать дей-
ствительной мерой снашивания («потребления») капи-
тала.
2) Валовой национальный продукт, оцененный по
издержкам производства (gross national product at factor
cost), представляет собой конечную продукцию страны,
включая производство тех продуктов, которые должны
возмещать снашивание капитальных фондов. Продукция
здесь оценивается по рыночным ценам за вычетом кос-
венных налогов нетто (без субсидий). Расчет валового
национального продукта предполагает исключение двой-
ного счета, т. е. без внутрипромышленного оборота. Вало-
вой национальный продукт соответствует национальному
доходу плюс амортизация.
3) Валовой национальный продукт по рыночным це-
нам (gross national product at market prices) — это есть
не что иное, как валовой национальный продукт, оценен-
ный по издержкам производства, плюс косвенные налоги
нетто. В косвенные налоги включаются акцизы и торговые
сборы, таможенные сборы, местные налоги и пр., непо-
средственно отражающиеся на цене товаров, к которым
они относятся.
4) Валовой географический продукт (gross geogra-
phical product) —вариант валового национального про-
дукта. Он измеряет продукцию до вычитания доходов с
капитала, уплачиваемых за границу. Считается удобным
показателем для изучения экономики колониальных
стран, где капитальные фонды являются результатом вы-
воза капитала из стран-метрополий.
В результате этих исчислений считается возможным
составление своего рода баланса, где в приходной части
фигурируют перечисленные статьи, а в расходной части —
статьи, относящиеся к потреблению и к вложениям.
Итоговая схема расчета может быть представлена
следующей таблицей ].
1 Числа условные, приведены в работе: D. Jones. Exports and
imports the Domestic Setting. International Trade Statistics, 1953,
стр. 18.
341

Легко видеть из этой схемы порочность концепции,
где смешаны первичные и производные доходы, где
национальный доход оказывается идентичным обще-
ственному продукту, уже не говоря о том, что отношения
распределения совершенно не связаны с производствен-
ными отношениями.
Изложенные здесь приемы исчисления национального
дохода критически разобраны в указанной выше работе
А. И. Петрова 1.
Данные о национальном доходе в том виде, как он исчис-
ляется Министерством торговли (теперь эти исчисления проделы-
вает его «Служба экономики бизнеса»), публикуются в ежегоднике
«Статистический абстракт». С 1950 г. было сделано нововведение:
наряду с прежними таблицами стали помещать еще таблицу под
названием «Экономический бюджет нации» — комбинация из госу-
дарственного бюджета и расчетов национального дохода.
Валовой национальный продукт распадается в этой новой таб-
лице на следующие части: 1) потребители (по приходу: «распола-
1 Помимо этого, следует еще указать на критическую статью
Коциолена в журнале, издаваемом в Германской Демократической
Республике («Wirtschaftswissenschaft», 1953, № 3), а также брошюру
V. Perlo, The Income «Revolution», 1954 (International Publishers)
342

гаемый доход, соответствующий продукции», сбережения, процен-
ты, по расходу: оплата товаров и услуг); 2) бизнес (по приходу:
прибыли, по расходу: вложения); 3) международные расчеты;
4) правительство (отдельные статьи государственного бюджета). Не-
ведомыми путями весь этот расчет увязывается с суммой «валового
национального продукта». Получается полный формальный баланс.
Новое изобретение — экономический бюджет нации — состав-
ляет теперь центральную часть в экономических докладах прези-
дента конгрессу, однако оно мало что может прибавить для харак-
теристики экономической ситуации.
Национальное бюро экономических исследований не ограничь
вается только расчетами весьма неопределенного национального
дохода. В конце 1951 г. оно выпустило в свет торжественно одоб-
ренный Исполнительным комитетом Бюро (Кузнец, Фабрикант, Джа-
жи и т. д.) сборник, в котором дается расчет национального богатства
США с 1896 г. по 1946 г. В ценах 1929 г. это национальное богатство
возросло с 164,2 млрд. долл. до 422,8 млрд. долл. За 50 лет рост, как
видим, не особенно быстрый, но приличный. Что же возросло? Воз-
росла стоимость земли! Стоимость государственных земель возросла
почти в 3 раза. Возрос, золотой запас в 13 раз, возросла стоимость
подземных недр почти в 8 раз. Комментарии, казалось бы, излишни.
Если вычесть землю и золото, получается, что национальное имуще-
ство в США за 50 лет удвоилось. Но это составляет не более 1,5%
прироста в год.
В самый бурный период расцвета американской экономики,
в те времена, когда осваивались незанятые земли и молодой амери-
канский капитализм переживал свои лучшие дни, цена земли
быстро возрастала и, следовательно, согласно расчетам экономи-
стов, национальное богатство росло гигантскими шагами, нацио-
нальный доход, оказывается, резко отставал от этого роста. В до-
кладе Международному демографическому конгрессу 1954 г. в Риме
были продемонстрированы следующие данные: с 1790 по 1870 г.
национальное богатство увеличилось в 23 раза, но годовой доход
на душу населения возрос за этот же период только с 211 долл.
до 233 долл.1
Приводим индекс цен 1 акра земли в США только за 13 лет
(1912—1914 гг. = ШО)2.
Год
1938
Цена 85
1939 | 1940 | 1941
| 84 | 84 | 85
1942
91
194?
99
1944
114
1945 | 1946 | 1947
126 | 142 1159 |
1948 | 1949
170 | 175 |
195о| 1951
169J 193
1 С. Traeuber and H. Miller. Demographic Aspects of the
American Economic Transition (Meeting, № 26). Лихорадочная колеб-
лемость в уровне текущей продукции, естественно, «исчезает» в
уровне национального богатства (кумулята). Оба уровня представ-
лены в диаграмме, помещенной в реакцианной книге Н. F i 11 с у, The
Wealth of ihe Nation, N. Y., 1945, стр. 126.
2 «Экономика капиталистических стран после второй мировой
войны», М., 1953, стр. 133.
343

Отсюда ясно, что служит главным «фактором» роста нацио-
нального богатства США!
Легко прикинуть, в течение какого времени удваивается при-
рост национального богатства СССР. Фонд накопления вместе
с резервами составляет в национальном доходе устойчивую, уста-
новленную планом величину:
Первая пятилетка 26,9%
Вторая пятилетка 24,5
Третья пятилетка 27,7
Послевоенная пятилетка 27,0
Если, скажем, годовой национальный доход составит 200 млрд.
руб., то из них 54 млрд. не будет потреблено в первом году. В сле-
дующем году национальный доход составит, допустим, 220 млрд.,
в фонд накопления пойдет опять 27%, т. е. 59 млрд. В третьем году
при национальном доходе в 242 млрд. в накопление пойдет 65 млрд.
Всего за три года получается накопление 178 млрд. руб. Удвоение
происходит в ЗУг года. Напоминаем общеизвестные данные.
Национальный доход в СССР
(в ценах 1926/27 г.)
Поскольку буржуазные статистики включают в национальный
доход фиктивный доход в виде «услуг», а в национальное богат-
ство — фиктивные ценности, им можно рекомендовать идти еще
дальше и включать в национальное богатство и неиспользованное
рабочее время. Экономист Лестер в книге «Труд и индустриальные
взаимоотношения» (195!) заявляет, что «досуг», вызванный безра-
ботицей,— благо американского рабочего и что это благо есть
результат «прогресса». Раз это благо, то почему и его не включить
в общую сумму национального богатства, расценив неиспользован-
ное рабочее время по средним часовым ставкам?
Об этом авторе уместно сказать то, что писал Маркс о Кэри:
«Невежество и небрежность могут итти тут в сравнение только
с бесстыдством, позволяющим ему излагать подобную чепуху»1,
1 К. Маркс и Ф. Энгельс. Соч., т. XXIV, стр. 257.
344

Уменьшение числа отработанных часов означает попросту рост
неполной занятости. Между тем некоторые экономисты выдают
эту неполную занятость за показатель благосостояния («досуг» —
leisure). Так, С. Кузнец, давая расчет национального продукта
в среднем на работника, ставит рядом индекс числа недельных
часов и на основании этого индекса делает поправку к первой
колонке.
Вот эти данные 1.
Получается, что за полстолетие национальный доход па 1 ра-
бочего вырос на 628 долл. (54%). Имея в виду сокращение числа
рабочих часов почти на 25%, следовало бы последний уровень
считать не 1786 долл., а 1340 долл., так как это потерянные для
национального дохода часы.
Национальное бюро экономических исследований в
1950 г. подвело итог полувекового экономического разви-
тия США.
Что же получилось? На территории США за это
время не было войн, две мировые войны служили толь-
ко источником высоких прибылей для монополий. Ка-
залось, чего же еще желать? Но разрушительные
кризисы стоили народному хозяйству не меньше, чем
войны. В результате получились следующие итоги
50-летнего экономического развития 2.
1 S. К u z n e t s. Income and Wealth of the US, trends and struc-
ture. International Association for Research in Income and Wealth
N. У., 1952, стр. 28.
2 Приведены в отчете Ф. Миллса, приложенном к книге:
A. Burns. New Facts on Business Cycles. N. Y., 1950.
346

Среднегодовой процент прироста
(за период 1898—1948 гг.)
Валовой национальный продукт, неизмен, долл • . 2,9
Сельскохозяйственная продукция 1,4
Добывающая промышленность 2,7
Обрабатывающая » • 4,0
Продукция транспорта 2,2
Население 1,3
Труд (человеко-часы) 0,9
Производительность труда (часовая) 1,9
Производительность труда (продукция в среднем на одного
занятого):
в сельском хозяйстве 2,4
в добывающей промышленности 2,9
в обрабатывающей » 2,8
Конечно, такой огульный расчет за 50 лет скрывает
периоды резких падений, но итоги эти все же очень харак-
терны.
Характерно, что авторы берут весь 50-летний пе-
риод, включающий скачок военного производства после
1940 г.
Ясно, что если бы речь шла о гражданском произ-
водстве, среднегодовые темпы прироста были бы гораздо
ниже. В равной мере они оказались бы ниже, если бы
расчет вели не на занятых в производстве, а на всех
наличных рабочих, включая безработных.
Вопросы национального дохода не остаются в бур-
жуазной науке «не освященными» математически. В виде
примера можно привести работу Г. Тинбергена. Его по-
следняя книга названа «Экономические циклы в Соеди-
ненном королевстве с 1870 до 1914 г.» (издана голланд-
ской Академией наук в Амстердаме в конце 1951 г.). Вся
книга построена на математических уравнениях. В главе
«формирование дохода» дается расчет дохода от вложе-
ний за границей при помощи определенного интеграла и
расчет фонда заработной платы по линейному уравнению
регрессии между средней заработной платой и числом за-
346

нятых. Фактическим данным там отведено подчиненное
место. Они рассматриваются как неизбежный шлак для
математических уравнений.
Механическую интерпретацию распределения нацио-
нального дохода дает Флинк, построивший для этого ги-
дравлическую модель с кранами, трубами и резервуа-
рами 1.
Уже давно внимание буржуазных экономистов прико-
вывается к проблеме: какая часть национального дохода
может быть направлена на военные нужды 2.
Так, еще во время подсчетов данных ценза 1940 г. бы-
ла проделана специальная выборочная разработка по
сельскому хозяйству, где выделены были мельчайшие
группы по фермерскому доходу. Задача заключалась в
том, чтобы найти «статистически минимальные нижние
границы дохода и размера ферм, в связи с возможной
военной надобностью свести до минимума издержки»3.
В 1951 г. в США вышла книга трех американских
экономистов — Литовского, Шоу и Таршиса «Мобилиза-
ция ресурсов для войны». Здесь сделаны перспективные
подсчеты для 1956 г. Согласно этому «перспективному
плану» 5/з национального дохода могут идти на воен-
ные нужды. Численность рабочих, занятых в гражданских
отраслях, должна сократиться вдвое (с 54 до 28 млн.).
Государственный долг должен возрасти с 260 млрд. долл.
до 715 млрд. долл., размеры душевого потребления — со-
кратиться до уровня кризисного 1932 г.
Несколько лет назад в США была проведена работа
по выявлению тех участков статистики, где информация
еще недостаточно полна с точки зрения «специальных
нужд» военного времени. «Для выполнения военной про-
граммы,— писал журнал «Американский статистик»,—
необходимы быстрые и точные данные о том, что происхо-
дит в производстве, потреблении, импорте и экспорте стра-
тегических материалов, данные о продовольственных за-
пасах, об уровне цен и заработной платы, о развитии тру-
довых ресурсов, о распределении сбережений и расходов,
1 S. F1 i n k. The American Economy, a functional analysis of
economic principles and practices, N. Y., 1948, стр. 633.
2 См., например, «American Economic Review», 1951, май, стр. 13.
3 Holmes. Some Sampling use of Data from the Census of
Agriculture. 1945, стр. 137.
HI

о капиталовложениях, о контроле кредита, о хозяйствен-
ных запасах, количестве товаров, направляемых граждан-
скому населению по каналам розничной торговли, и о
прочих критических участках хозяйства»1.
Когда мы подвергаем анализу данные о размерах на-
ционального дохода в капиталистических странах, естест-
венно встает вопрос о том, насколько размеры этого до-
хода преувеличены и нет ли какой-нибудь возможности
установить истинную величину, внеся соответствующие по-
правки. Попытки такого рода были в советской литера-
туре.
Вот одна из таких попыток.
В своей брошюре «Буржуазная статистика на службе
монополий США» (М., 1952) В. Черменский пытается
разрешить этот сложный вопрос. Но он решает его по-
верхностно и грубо. Чтобы определить действительную
сумму национального дохода США, он считает, что из
официально публикуемой суммы национального дохода
следует исключить стоимость услуг и государственных
расходов. Прибавляя к общей сумме национального дохо-
да утаенные прибыли капиталистов и вычитая стоимость
услуг и государственные расходы, В. Черменский прихо-
дит к выводу, что национальный доход США преувеличен
буржуазной статистикой приблизительно на 9%. Такой
примитивный подход указывает на непонимание основных
недостатков американской статистики национального
дохода.
Буржуазные экономисты выдвигают старую «вульгарную концеп-
цию, согласно которой каждый получатель дохода является одно-
временно и его создателем. Выходит, будто все «доходы приобре-
таются их получателями посредством их общественной функции
как королей, попов, профессоров, проституток, солдат и т. д.; это
дает им возможность видеть в своих функциях первичные источ-
ники их доходов»2. Отрицая то положение, что национальный до-
ход создается только в сфере материального производства, буржуаз-
ная статистика затушевывает рост непроизводительных расходов,
являющихся не доходом, а растратой национального дохода.
Исключая суммы по статьям «услуги» и «расходы» по содер-
жанию государственного аппарата, В. Черменский полагает, что он
исключает этим путем производные доходы. Однако здесь у В. Чер-
менского имеются две существенные ошибки. Американские эконо-
1 «American Statistician», 1951, апрель — май; приводится в
«Вестнике статистики», 1954, № 1, стр. 49.
2 К. Маркс. Капитал, т. II, 1949, стр. 371.
848

мисты считают, что налоги, которые рассматриваются ими как
издержки производства, компенсируют расходы по государствен-
ному управлению. Вычитая расходы по управлению, В. Черменский
должен был бы прибавить вычтенные американской статистикой
налоги с предприятий.
Далее В. Черменский огульно решает вопрос об «услугах»,
вычитая их целиком из национального дохода. Американская ста-
тистика исключает доход от услуг в той сфере, где произведены
услуги, и учитывает его там, где ои получен: из стоимости продук-
ции предприятия вычитается стоимость производственных услуг со
стороны наряду со стоимостью сырья и материалов1. Неправиль-
ность заключается в том, что американская статистика не разли-
чает услуги производительные, участвующие в создании материаль-
ных ценностей, и непроизводительные, не имеющие отношения
к материальным издержкам производства. Вслед за ними В. Чер-
менский огульно подошел к понятию «услуги» и вычел всю стои-
мость услуг из национального дохода. Между тем транспорт, связь
(в части обслуживания производства) и торговля (в той мере,
в какой она является продолжением процесса производства) — все
эти отрасли создают национальный доход, и вычитать их нельзя.
Утаенная капиталистами прибыль некритически принимается В. Чер-
менским в той доле, которая показана в буржуазном источнике2.
По этому источнику прибыль преуменьшена на 1/л. Однако неко-
торые советские исследования доказывают3, что преуменьшение
достигает 2/з. Но самое главное заключается в том, что В. Чермен-
ский не заметил преувеличения национального дохода США за счет
производных доходов, не заметил двойного счета, допущенного бур-
жуазными статистиками. Общая сумма национального дохода пре-
увеличивается за счет огромных сумм в сфере финансов, пассажир-
ского транспорта, услуг, обслуживающих отрасли нематериального
производства, и особенно чистых издержек обращения. Многие
элементы национального дохода, созданные в сфере материального
производства, перемещаются в сферу финансов, услуг и пр. Здесь
участвует и государственный бюджет, но главная часть доходов
поступает в область нематериального производства через непосред-
ственную оплату рабочих и служащих в области непроизводитель-
ных услуг. Все это в целом составляет сумму преувеличения нацио-
нального дохода гораздо большую, чем 21 млрд. долл., которые
насчитывает В. Черменский.
Другая попытка была сделан-а А. И. Петровым4. Разбирая
издание «National Income and Product of the U. S. 1929—1950»,
А. И. Петров указывает, что прибавочная стоимость, созданная
в отраслях материального производства, здесь учтена не вся, так
как не учтены расходы на рекламу, на выплату процентов банками,
1 См. S. Kuznets. National Income. A. Summary of Findings.
1946, Введение.
2 «Trends in American Capitalism». N. YM 1948.
3 «Вопросы экономики», 1952, № 7, стр. 93.
4 А. И. Петров. Буржуазная статистика национального дохо-
да в капиталистических странах.— Сб. «Буржуазная статистика
скрывает правду», Госполитиздат, 1953.
349

на страховые имущества и на реализацию товаров. Прибавочная
стоимость, кроме того, преуменьшена, так как не учтена прибыль
от повышения цен на товарные запасы. С другой стороны, итог
национального дохода сильно преувеличен вследствие включения
личных доходов в области услуг и государственного управления.
Далее преувеличена сумма возмещения износа основного капитала
Неправильно также отнесение части капитальных вложений к фонду
возмещения. Все эти затраты могут покрываться только из приба-
вочной стоимости. Автор приходит к выводу, что точного опреде-
ления величины национального дохода США по опубликованным
данным произвести нельзя. Поэтому он ограничивается поправками
к опубликованной для 1950 г. сумме национального дохода США.
А. И. Петров считает, что эта сумма (239 млрд. долл.) преувели-
чена на 22%. Интерес представляют приведенные там же сообра-
жения А. И. Петрова об изменении доли трудящихся в националь-
ном доходе США.
Естественен все же вопрос — насколько же преувеличен исчис-
ленный национальный доход и каковы его действительные раз-
меры?
На этот вопрос ответить трудно, и, кроме того, вряд ли такой
ответ имел бы существенное значение по следующим сообра-
жениям.
Если бы даже правильно был исчислен (без двойного счета,
сомнительных услуг и пр.) национальный доход, созданный трудом
американских граждан, то эта сумма, или агрегат чистой продукции
разных отраслей хозяйства, не была бы реальной величиной.
Нереальность этой предполагаемой величины заключается
в том, что эта сумма вовсе не характеризует благосостояние амери-
канских граждан по ряду причин.
Во-первых, потому, что львиная доля этого дохода принадле-
жит не народу, а магнатам финансового капитала. Во-вторых, в эту
сумму войдет продукция отраслей, совершенно не нужная для наро-
да,— огромное военное производство и производство смежных обла-
стей для военной промышленности. В-третьих, в эту сумму войдет
продукция, предназначенная для имущих классов, т. е. производ-
ство предметов роскоши (очень дорогая продукция). В-четвертых,
в нее будет включена продукция, которая по существу является
продукцией только формально, а на самом деле является растра-
той народных сил. К такой продукции, где труд растрачивается
впустую и не нужен для народа, относятся, во-первых, реклама
(в некоторых отраслях промышленности до 13% валового оборота),
во-вторых, посредническая торговля, в-третьих, излишние и встреч-
ные перевозки. Эта продукция огромна. Система тарифов железных
дорог, например, принадлежащих частным компаниям, построена так,
что во многих случаях выгоднее везти кружным путем, чем напря-
мик. Это вызвано конкуренцией их с компаниями автотранспорта,
конкуренцией банков, контролирующих железные дороги, и пр.
Только сумма заработной платы рабочих материального про-
изводства плюс условно чистая продукция фермерства может дать
некоторое представление о той доле национального дохода, которая
может быть названа народным доходом. Однако отделить заработ-
ную плату от раздутых служебных окладов по всей промышлен-
ности невозможно.
350

Непосредственно сравнивать национальный доход, исчислен-
ный для США, и национальный доход СССР нельзя К
Далее народный доход следует делить на все население стра-
ны, включая и тех, кто не участвует в его создании, т. е. и на без-
работных.
Паразитарные классы можно было бы вычесть, но их численность
настолько мала, что включение их в знаменатель или невключение
не изменит душевого результата.
Все эти рассуждения, впрочем, умозрительны, так как невоз-
можно рассчитать исходную сумму.
Такая исходная сумма требует народнохозяйственного учета и
народнохозяйственного баланса. Ни то, ни другое для капиталисти-
ческой страны невозможно.
Между тем для того, чтобы правильно рассчитать объем и дви-
жение уровня национального дохода, нужны такие статистические
данные, которые могли бы характеризовать процесс воспроизводства
в целом.
Распределение доходов
Особо стоит вопрос об изучении данных буржуазной
статистики, относящихся к распределению до-
ходов.
В области распределения доходов буржуазная стати-
стика резко искажает картину. Однако, поскольку других
данных по капиталистическим странам нет, следует пы-
таться извлечь из официальных публикаций все, что воз-
можно, для того, чтобы хотя бы приблизительно предста-
вить себе распределение богатств капиталистического
мира, так как распределение доходов служит отражением
распределения богатств.
Всей картины распределения доходов на основании
официальных данных получить, конечно, нельзя. Однако
косвенные указания о характере этого распределения в
их экономической литературе имеются. Как воспользо-
ваться этими данными и извлечь из них нужные для ана-
лиза факты?
Этому можно научиться у В. И. Ленина.
Статистика, основанная на показаниях предпринимате-
лей, конечно, преуменьшает прибыли и преувеличивает за-
работную плату. Такая статистика — «наиболее выгодная
для капиталистов, статистика»,— говорил В. И. Ленин 2.
1 В этом плане совершенно бессодержательными представляются
попытки А. Бергсона, в частности в его последней работе о нацио-
нальном доходе СССР (A. Bergson, Soviet National Income and
Product 1940—48, N. Y., 1954, стр. 98 и след.).
* В. И. Л е н и н. Соч., т. 18, стр. 232.
351

Однако, пользуясь этой статистикой (обследование
фабрично-заводских предприятий 1908 г.), В. И. Ленин
в статье «Заработки рабочих и прибыль капиталистов в
России» («Правда», 8 августа 1912 г.) рассчитал, что
«...два с четвертью миллиона фабрично-заводских рабочих
России зарабатывали в 1908 году в общем и среднем,
т. е. на круг, всего по двадцать рублей 50 коп. в ме-
сяц!» 1 — 246 руб. в год. Прибыль же капиталистов r
среднем на одно предприятие «равняется 297 тысячам
рублей. Каждый рабочий приносит капиталисту прибыли
по 252 рубля в год...
Отсюда следует, что рабочий меньшую половину дня
работает на себя, а большую половину дня — на капита-
листа» 2.
В статье «Обнищание в капиталистическом обществе»
В. И. Ленин, оперируя данными самих же буржуазных ста-
тистиков, показывает картину обнищания рабочего класса
и рост богатства капиталистов: «...заработная плата рабо-
чих в Германии возросла за последние 30 лет в среднем
на 25%. За тот же период времени стоимость жизни по-
высилась по меньшей мере на 40% П»3. «Число самых
крупных богачей уменьшилось. Богатство их возросло:
каждый из них имел в среднем в 1902 году имущества на
5 миллионов марок (27г млн. рублей), а в 1908 году —
на 9 миллионов марок (А1/2 млн. рублей)!»4. В. И. Ленин,
пользуясь данными буржуазной статистики, сравнивает
величину косвенного обложения рабочих с обложением
капиталистов5.
1 В. И. Ленин. Соч., т. 18, стр. 232.
2 Там же, стр. 233.
3 Там же, стр. 405.
4 Там же, стр. 406.
5 Там же, т. 19, стр. 173.
362

По поводу этого распределения В. И. Ленин замечает:
«Рабочие платят пропорционально в 20 раз больше
капиталистов. Система косвенных налогов неизбежно со-
здает такой «порядок» (весьма беспорядочный порядок)
во всех капиталистических странах»1. Группируя далее
капиталистов по размеру дохода, В. И. Ленин приходит
к следующему расчету: «Если бы средние капиталисты
платили столько, сколько теперь платят рабочие, т. е. по
7% с дохода, это дало бы около 130 млн. долл. А 15%
с дохода богатых капиталистов дали бы 540 млн. долл.
Общая сумма более чем покрыла бы все косвенные нало-
ги»2. Отсюда вывод — замена косвенных налогов прямы-
ми — вполне осуществима. «Единственная трудность —
классовая корысть капиталистов и существование неде-
мократических учреждений в политическом строе бур-
жуазных государств» 3.
Обойти вопрос о распределении дохода между разны-
ми социальными слоями населения буржуазная статисти-
ка, конечно, не может. Хотя кривые распределения дохо-
дов и удобная абстракция, но сколько бы ни трудились,
вот уже столетие, буржуазные статистики по части матема-
тических интерпретаций этих кривых, вопрос о социальных
долях национального дохода неизбежно привлекает вни-
мание. Нужны новые методы расчетов, которые дали бы
видимость социального распределения 4.
Бюро экономических исследований выходит из поло-
жения следующим образом. Все население, среди которо-
го распределяется национальный доход, делится на груп-
пы: 1) несамодеятельное, т. е. не занимающееся само-
стоятельной деятельностью, приносящей доход, 2) рабо-
1 В. И. Ленин. Соч., т. 19, стр. 173.
2 Там же.
3 Там же, стр. 174.
4 Международная организация труда («специализированное
агентство Объединенных Наций») издала в 1949 г. ряд программных
рекомендаций по поводу разработки бюджетных данных. В частно-
сти, там рекомендуются разные группировки бюджетов — и по раз-
меру семьи, и по размеру дохода, и по величине потребительской
квоты и т. д. Но по источникам дохода группировать бюджеты они
не предлагают. Социальный аспект держат под семью замками. Лишь
в последнее время, как свидетельствует отчет о сессии 1955 г. (см.
«Вестник статистики», 1955, № 2), намечаются в этой области кое-
какие сдвиги.
353

тающие на жаловании, 3) получающие заработную плату,
4) предприниматели.
Из кого состоит каждая группа?
К несамодеятельным отнесены дети до 15 лет и, пови-
димому, рантье, так как по смыслу выражения «самодея-
тельные» — работающие за денежное вознаграждение
(who are working for a money return) — они туда попасть
не могут. К работающим на жаловании относятся служа-
щие, военные, священники и часть рабочих. Бюро цензов,
которое придерживается такой группировки, отмечает
условность разграничения получающих жалование и полу-
чающих заработную плату. Получающие заработную пла-
ту— это рабочие, а получающие жалование — тоже часть
рабочих плюс служащие. Что касается последней четвер-
той группы, то она определяется так: термин предприни-
матель относится к каждому, главное занятие которого за-
ключается в руководстве предприятием. Некоторые из
предпринимателей имеют лиц, работающих на них. Дру-
гие — только независимые работники — многие фермеры,
мелкие торговцы, врачи, адвокаты и посредники. Суще-
ственная особенность, отличающая предпринимателя от
служащего, заключается в том, что он несет риск пред-
приятия и не получает за свои услуги твердого возна-
граждения от нанимателя. Приведенное, хотя неуклюжее,
но буквальное изложение говорит само за себя! Американ-
ские статистики вовсе не настолько наивны, чтобы не ви-
деть разницы между врачом и фабрикантом, которые
оба оказываются предпринимателями.
Они не настолько наивны, чтобы не видеть нелепости
отнесения мелкого фермера или кустаря к предпринима-
телям, а директора акционерной компании, владеющего
контрольным пакетом акций, к служащим.
Ясно, что здесь не может быть речи о непонимании.
Применяемая ими группировка попросту затушевывает
вопрос. В результате получается, что несамодеятельных
оказывается более 60%, служащих более 20%, рабочих и
предпринимателей почти поровну—по 10%. Это соотно-
шение из года в год повторяется. Доли народного дохода
оказываются при такой группировке (уточненной по при-
знаку источника дохода) округленно следующие:
доля предпринимателей 40—50%
доля работающих по найму 50—60%
Ш

По годам за полстолетие колебания укладываются в
указанные границы 1.
Эти указания «от — до» неверны: доля работающих по
найму систематически снижается. По приведенным же
данным, доля работающих по найму остается на одном
уровне. Численность работающих по найму растет, есте-
ственно растет и их удельный вес среди самодеятельного
населения. Однако доля их в национальном доходе про-
порционально не растет.
По перерасчетам, опубликованным в «Вопросах эко-
номики», доля пролетарской и пролетаризировавшейся
части населения в национальном доходе США за 1900—
1951 гг. составила 2:
1 В работе «Изменения в функциональном распределении дохо-
да» Джесси Бёркхэд («Journal of the American Statistical Associa-
tion», 1953, июнь, стр. 192—219) идет дальше. Она доказывает, что
доля трудящихся в национальном доходе повысилась, а доля капи-
тала понизилась.
Вот данные, которые приводит автор (берем крайние годы и
последний из трех приводимых автором вариантов):
Но что включает автор в сектор труда? Во-первых, доход «не-
корпорированных» (unincorporated), иначе говоря, доходы преиму-
щественно мелкой буржуазии, и, во-вторых, оплата работающих по
найму. Но в последнюю категорию, помимо рабочих, входит категория
«работников в белых воротничках» (white collar workers), т. е. слу-
жащих. А среди служащих имеются директоры, получающие диви-
денды и тантьемы. Кроме того, жалование служащих, как правило,
поддается меньшему влиянию обострения кризиса (см. С. Mills.
White collar. N. Y., 1951, стр. 280). Ясно, что показанное автором
изменение структуры является неправильным. По исчислениям
Института экономики Академии наук СССР, доля капиталистов
составляла в 1923 г. 46%, a ib 1951 г.— 58% («Экономика капи-
талистических стран после второй мировой войны». М., 1953.
стр. 259).
2 «Вопросы экономики», 1952, № 6, стр. 118. См. также статью
Н. Костиной в «Научных записках МФИ», М., 1952, стр. 62.
3SS

1'од «у,
1900 56,7
1910 51,4
1920 52,5
1929 51,1
1940 47,4
1948 44,3
1951 41,9
Вместе с тем Институт экономики Академии наук
СССР произвел перерасчет средней заработной платы
американского рабочего (опубликовано там же вместе с
методологией перерасчета):
Средний годовой заработок рабочих и служащих
США в 1950 г.
По официальным
подсчетам
Вся заработная плата
рабочих и служащих,
млн. долл 123 593
Число «условно пол-
ностью занятых» ра-
бочих и служащих,
тыс 40 930
Средний годовой зара-
боток, долл 3 020
Прожиточный минимум
(«бюджет Геллера»),
долл. .' 4 276
Средний годовой зара-
боток в процентах к
«бюджету Геллера» 70,6
По корректированным
подсчетам
Вся заработная плата
рабочих и служащих,
млн. долл 115 993
Число занятых и неза-
нятых рабочих и слу-
жащих, тыс 46 694
Средний годовой зара-
боток, долл 2 494
Прожиточный минимум
(«бюджет Геллера»),
долл 4 276
Средний годовой зара-
боток в процентах к
«бюджету Геллера» 58,1
При помощи косвенных расчетов, опирающихся на ин-
дексы, возможно составить себе более правильное пред-
ставление об изменении доли трудящихся в националь-
ном доходе США.
По данным Министерства труда США, средняя поча-
совая заработная плата составила в 1950 г. 224% к
1939 г., в 1951 г.—240% и в 1952 г.—250%. Чтобы пере-
вести эти данные на реальную заработную плату, следует,
во-первых, взять индекс стоимости жизни и, во-вторых,
учесть рост интенсивности эксплуатации труда. Индекс
возьмем тот, который включал прямые налоги и публико-
3$6

вался профсоюзом электро-радио-машиностроителей{.
Рост интенсификации установлен в 23 и в 25% 2.
Этот рост соответствует увеличению числа рабочих ча-
сов в неделю: в обрабатывающей промышленности в
1939 г. было 36 часов, в 1944 г. стало 45 часов3.
Делением индекса на индекс получаем:
1939 г. 1950 г. 1951 г. 1952 г.
Средний почасовой заработок . . 100 224 340 250
Индекс стоимости жизни .... 100 241 271 282
Индекс изменения интенсивности
труда 100 120 123 125
Индекс реальной заработной
платы 100 77 73 71
С учетом этих данных возможны расчеты индекса объ-
ема реальной заработной платы (этот расчет проделан
студентом МФИ В. Швырковым 4).
Расчет индекса объема выплаченной реальной
заработной платы
1939 г. 1950 г. 1952 г.
1. Индекс численности рабочих и слу-
жащих в отраслях материального
производства 100 146 143
2. Индекс почасовой заработной
платы 100 224 250
3. Индекс объема номинальной зара-
ботной платы (1x2) 100 327 357
4. Индекс стоимости жизни 100 241 282
5. Индекс интенсификации 100 120 125
6. Индекс объема реальной заработной
платы (3:4:5) 100 ИЗ 100,8
1 «The Facts about High Living Costs». N. Y., 1951, стр. 51.
Исследовательское бюро этого профсоюза исчислило индекс
с 1939 по июль 1952 г. Позже осени 1952 г. публикаций не было, так
как прогрессивное руководство подверглось преследованию со сто-
роны правительства.
2 «Новое время», 1952, № 27.
3 «The World Economic Survey». Женева, 1945, стр. 89.
4 См. «Научные записки Московского финансового института»,
1953, стр. 103.
357

Такова рассчитанная автором степень относительного
изменения объема реальной заработной платы. Здесь пред-
ставляет интерес метод вторичных индексных расчетов.
Источником сведений о прибылях монополий являет-
ся официальное издание «Экономический альманах» за
соответствующие годы (издание «National Industrial
Conference Board»). По этим данным, движение прибылей
монополий представляется в следующем виде (млрд.
долл.):
Не следует придавать значения широко известным
данным о громадном налоге на прибыль в США. Конеч-
но, эти отчисления велики. Но известно, что корпорации
во многих случаях в форме льгот, субсидий, премий и
дотаций как бы финансируются из государственного бюд-
жета и часть изъятых налогом сумм им возвращается.
Приведенные выше данные говорят сами за себя.
Однако нетрудно показать, что и они сильно преумень-
шены и что ограбление капиталистами своей страны и
других государств значительно больше по объему, чем
здесь показано. Рост монопольных прибылей, который
сопровождается снижением жизненного уровня боль-
шинства населения,— таков закон современного капита-
лизма.
Официальная статистика основывает свои показания
на опубликованных для всеобщего сведения балан-
са

сах монополий (счет прибылей и убытков). Но в этих
балансах показана только часть прибылей. Значитель-
ные суммы прибылей скрываются под видом других
статей баланса — «кредиторы», «резервы на непредви-
денные расходы», «резервы на восстановление и
модернизацию», «отчисление в счет доходов будущих
лет» и пр.
Кроме того, часть прибыли, которая показана на ба-
лансах иностранных банков, является прибылью амери-
канских монополий.
В издании Американской ассоциации по исследованию
вопросов труда 1 указано, что искусственное уменьшение
данных о прибылях для уклонения от уплаты налога до-
стигло значительных размеров. При этом применяются
бухгалтерские ухищрения совершенно фантастического
свойства, создаются фонды под разнообразными причуд-
ливыми названиями: фонд для покрытия потерь от рас-
продажи товаров, от сомнительных долгов, от курса
заграничных ценных бумаг, для выплаты разных компен-
саций, «резерв на послевоенные случайности», «пред-
назначенный, как пишут авторы, повидимому, для страхо-
вания предприятия от последствий забастовок, кризиса и
землетрясений». В профсоюзной публикации «Как корпо-
рации скрывают прибыли» (1943) приводятся факты
счетных манипуляций, маскирующих прибыли монополий.
Там сказано, что во время войны был пущен в оборот
термин «статистическое затемнение», т. е. засекречивание
прибылей из якобы оборонных соображений — тоже
чрезвычайно удобный повод для сокрытия прибылей.
В известной книге «Банда Тэккера» Аира Уолферт пишет:
«Наблюдая, как производится распределение прибылей, Тэккер про-
никся глубочайшим уважением к искусству. Он пришел к выводу,
что в правильно поставленном акционерном предприятии бухгал^
терпя может принести дирекции больше дохода, чем торговый
отдел».
В учебнике счетоводства для американских студентов (Торон-
то, 1942) профессор Этли пишет, что бизнесмены и бухгалтеры не
всегда пользуются амортизацией в прямом смысле. Амортизацион-
ные ставки могут меняться из года в год по желанию руководи-
телей предприятия. У предприятий, владеющих значительными
основными фондами, сумма прибылей или убытков может изме-
няться в значительных пределах путем изменения амортизацион-
ных норм.
1 «Trend in American Capitalism», N. У„ 1948.
$69

Для увеличения прибылей практикуется организация под-
ставного общества по сбыту товаров, с огромными комиссионными
платежами. Существует специальная махинация под названием
«kick-back» («отдай назад»): закупка материалов по завышенным
ценам, часть которых возвращается назад за наличный расчет без
бухгалтерской проводки.
В конце 1954 г. в Нью-Йорке вышла книга «Как лгать при помо-
щи статистики». Она написана в иронических тонах и с большим
знанием дела. Автор не только предостерегает от мистификаций
при помощи огульных средних, но и дает прямые указания, как
можно оперировать отчетными данными, чтобы они выглядели
«приличнее».
Вот один из примеров, приводимых автором (сохраняем его
стиль изложения).
«Вы — один из трех партнеров, владеющих небольшим про-
мышленным предприятием. Наступил конец очень удачного года.
Вы заплатили 198 тыс. долл. девяноста рабочим, которые выделы-
вали и перевозили стулья или что-либо другое, что выпускает ваше
предприятие. Вы и ваши партнеры заплатили себе по И тыс. долл.
жалования. После этого оказалась прибыль 45 тыс. долл., которую
надо разделить поровну между вами. Как вы это опишете? Чтобы
сделать вопрос понятнее, вы облекаете отчетность в виде средних.
Тогда вы получаете:
средняя заработная плата рабочих 2 200 долл.
среднее жалование и прибыль владельцев 26 000 долл.
Но это выглядит ужасно, не так ли? Испробуем другой путь.
Отчислите из прибыли 30 000 долл. и распределите их как премию
среди владельцев. Одновременно, при исчислении среднего заработка,
включите себя и своих партнеров. Конечно, снова прибегайте
к средней:
средняя заработная плата и жалование 2 806,45 долл.
средняя прибыль владельцев 5 000,00 долл.
Вот. Теперь это выглядит лучше. Конечно, не так хорошо, как вы
хотели бы, чтобы это выглядело, но все же достаточно прилично.
Прибыль теперь составляет менее 6%. Такие данные можно уже
публиковать» 1.
Английская статистика, публикуя данные о распреде-
лении доходов, причисляет рантьеров к безработным, на-
зывая их «находящимися в отставке». Эта группа («неза-
нятые, ненанятые и в отставке») получала, например, по
Оксфорду доход в 1950 г. 273 ф. ст. на человека при
среднем доходе в 197 ф. ст.!2
1 Darrell Huff. How to lie with Statistics. N. Y., 1954, стр. 78.
2 «Бюллетень Института статистики в Оксфорде», 1951, декабрь,
стр. 388.
№

По расчетам Национального бюро экономических ис-
следований, безработные, не получающие пособия, отно-
сятся к несамодеятельному населению, т. е. показываются
вместе с домашними хозяйками, детьми и прочими ижди-
венцами и, повидимому, с рантьерами. Специальные ре-
шения и рекомендации Международного бюро труда, так
же как и многочисленные пожелания всяких конференций
по вопросам статистики труда, просят статистику разных
стран учитывать и безработных и полубезработных. Но
в определении этих понятий отсутствует ясность, и реко-
мендации повисают в воздухе: «Число работающих, к ко-
торому нужно отнооить безработных, должно включать
в себя всех лиц, обычные средства к жизни которых полу-
чаются от работы по найму, а также и тех, кто не работал
по найму, но ищет случая вступить на этот путь» 1. С дру-
гой стороны, из числа безработных рекомендуется исклю-
чать больных, инвалидов, принимающих участие в торгов-
ле, ушедших с работы по собственному желанию.
Собрание «статистических экспертов» при Организа-
ции Объединенных Наций обсуждало вопрос о неправиль-
ностях в принятых группировках населения, как в цензах,
так и в других изданиях. Надо различать, сказали эти
эксперты («Методы определения и классификации по
профессиям и социальным группам», 1949), профессию и
социальное положение. Они рекомендуют три группы:
1) лица, работающие на предпринимателя за денежное
жалование, заработную плату, поштучно, за комиссию,
чаевые или плату особого рода; 2) лица, ведущие свою
экономическую антрепризу или имеющие независимое
занятие, приносящее прибыль или гонорар; 3) лица, ра-
ботающие в семейном предприятии бесплатно. Чем, спра-
шивается, эти «предложения» отличаются от обычной
группировки? Коммивояжеры (комиссия!) попадают
в одну группу с чернорабочими. Сюда же попадут дирек-
тора-распорядители (жалование!), официанты (чае-
вые) и загадочные личности, получающие «плату особо-
го рода».
Резервной рабочей армии как бы не существует,
о скрытом перенаселении члены Бюро якобы ничего не
1 «The International Standartization of Labour Statistics».
Монреаль, 1943, стр. 69,
361

знают. С непонятной наивностью они рассуждают о
том, почему заработная плата в городе выше, чем в де-
ревне. Эти рассуждения стоят того, чтобы их привести
в подлиннике. «Почему заработная плата сельскохозяй-
ственного рабочего часто не достигает и половины зара-
ботной платы индустриального рабочего? В стране, где
передвижение с места на место так легко, это расхожде-
ние в уровне заработной платы довольно трудно объ-
яснить. В настоящее время, когда поездки — привычное
дело, когда сельскохозяйственный работник знаком
или сам или понаслышке с условиями городской жизни
и когда значительная часть этих работников владеет
автомобилями и часто посещает города, в этих усло-
виях вряд ли можно сказать, что рабочие руки оста-
ются на ферме только потому, что работник не знаком
с условиями оплаты труда в индустрии или что он остает-
ся на ферме по инертности. Среди действительных причин
того, что заработная плата сельскохозяйственных работ-
ников ниже заработной платы индустриальных рабочих,
главные причины, повидимому, заключаются в следую-
щем: 1) наряду с харчами и жильем работники часто по-
лучают другие перквизиты, как, например, пастбище для
их (!) лошадей, гараж для их (!) автомобилей и огород;
2) поскольку транспортные и торговые издержки на про-
дукты отсутствуют, питание в деревне дешевле, дешевле
(квартирная плата ч топливо; 3) сельские обычаи таковы,
что сельскому работнику не надо ежегодно тратить ни
одежду и прочие издержки, связанные со своей внешно-
стью, как это имеет место в городе; 4) для значительной
части населения чувство пространства и свободы, связан-
ное с сельской жизнью, обладает высокой ценностью» 1.
В этих рассуждениях батрак выступает как любитель
природы, как владелец автомобиля и лошадей, живущий
в бесплатной квартире с огородом. Эти рассуждения Бюро
экономических исследований с полной серьезностью
приняты были некоторыми экономистами, и все
последующие расчеты национального дохода также об-
ходили деликатный вопрос и о резервной армии труда и
об аграрном перенаселении.
1 «The Methods of Definitions and Classifications by Trades and
Social Positions», N. Y., 1949, стр. 31.
362

Бюро экономических исследований предвидит один во-
прос, который может возникнуть: директор банка, скажем,
или член правления получает жалование и поэтому яв-
ляется служащим (опять тот же признак: «white collar
worker»!). Но он может получать, несмотря на свой ог-
ромный оклад, в десять раз больший доход еще и в ви-
де дивидендов.
Поскольку такой вопрос неизбежно возникает, Бю-
ро делает группировку доходов отдельно от получате-
лей доходов. Тогда, выходит, что доля «работающих
по найму» оказывается выше, чем доля, полученная
собственниками и предпринимателями. Мало того, по го-
дам соотношение увеличивается в пользу первой. Фокус
простой: поскольку числа получателей дохода здесь нет,
средний размер дохода не может быть исчислен. Реально-
го значения, конечно, такая группировка не имеет, и вы-
полняется она опять-таки с целью покрыть флером капи-
талистические противоречия.
Разберем в качестве примера одно из американских
изданий, посвященных распределению доходов.
В 1938 г. было опубликовано обширное издание
Национального комитета ресурсов США под названием
«Потребительский доход в США».
Методика этого расчета несколько отлична от обычных
их исчислений. На основании выборочных данных по
бюджетам семей (всего в США по переписи 1930 г. было
29 млн. семей) и распространения выборочных групповых
показателей на все население (128 млн. чел.) был полу-
чен итог национального дохода. Этот итог не представля-
ет для нас интереса, поскольку самый метод расчета не
может считаться научно обоснованным К Но данные о
распределении доходов по группам представляют боль-
шой интерес. На их основе легко рассчитать, что 40%
семей владеют 15% национального дохода и 20% владе-
1 На основе выборочных данных национальный доход исчислять
стали и в Англии. Для выборочных данных рассчитана средняя
ошибка и сделано распространение по всем правилам выборочного
метода («Бюллетень Института статистики Оксфордского универси-
тета», 1951, сентябрь). Английские статистики применяют для этих
расчетов измерители, выведенные для случайного отбора. Приемы
таких вычислений не отличаются от приемов, применяемых и в звезц-
ной статистике и в биологии! (см. «Bulletin of the Oxford University.
Institute of Statistics», т. 13, стр. 381—382).
W

ют 51 %. При этом 1 % сосредоточивает у себя 13% (после
войны, как мы указывали во введении, 2% семей владеют
16% дохода). Конечно, концентрация доходов здесь полу-
чается, видимо, преуменьшенной по сравнению с тем, что
известно из литературы, но важно то, что расчет здесь
основан на официальных материалах, которые, конечно,
отнюдь нельзя упрекнуть в желании вскрыть противоре-
чия капитализма.
В этом издании приведены таблицы распределения
доходов населения США. Если взять таблицы, относящие-
ся ко всему населению в целом или по отдельным шта-
там, или по расовым и другим признакам, приведенные в
сборнике, получается картина не очень резкой дифферен-
циации доходов. Это обычно служит основанием для
творимой легенды о мнимой «демократизации» («диффу-
зии») доходов в США. Однако сопоставление отдельных
таблиц сборника разоблачает этот миф. Если взять рас-
пределение доходов у лиц «независимых профессий», с
одной стороны, и у лиц, работающих по найму, а также у
люмпенского негритянского населения, с другой стороны,
получается картина резких имущественных противоре-
чий (см. таблицу на стр. 365).
Реформистского типа «Рабочая исследовательская ассоциация»
в книге «Труд и война» (1946) приводит данные о распределении
всех семей США (32 650 тыс. семей в 1942 г.) по размеру дохода.
Однако распределение семей — это еще не распределение населе-
ния. Ясно, что, поскольку в низших группах размеры семьи меньше
(средняя семья, по американским данным, составляла в 1900 г.
4,60 чел., а в 1942 г., к которому приурочены расчеты ассоциации,—
3,67 чел.), показанная ассоциацией картина расслоения доходов
уже в этой части оказывается смазанной. С поправкой на размер
семьи картина распределения доходов оказывается иной.
Материалы Национального комитета ресурсов были подверг-
нуты «уточнению» и вариационному анализу Гуккером *. «Уточне-
ния» выразились в том, что он внес поправки в ряды распределения
на основе данных о подоходном налоге по двум штатам (Висконсин
и Делавар).
Эти поправки клонятся к тому, чтобы уменьшить численность
низших групп н представить распределение доходов в менее диф-
ференцированном виде.
Предельно неравномерное распределение доходов на-
блюдается у сельскохозяйственного населения США.
1 «Journal of the American Statistical Association», 1942, декабрь,
364

В бюджет фермера, как и всякого крестьянина в усло-
виях капитализма, входят, помимо личного потребления,
также и расходы на хозяйство.
Это обстоятельство усложняет анализ, так как дикту-
ет необходимость рассматривать доход фермера не только
как фонд ею личного потребления. Доход, который фер-
мер может лично потребить, значительно ниже валового
дохода его хозяйства. Это, во-первых, а во-вторых, нужно
иметь в виду, что огромную часть этого дохода фермер
должен уплачивать или собственнику, если он арендует
ферму, или банку, если ферма заложена. Свободных от
аренды и особенно от заклада ферм сравнительно мало:
только половина фермеров является собственниками, и из
этого числа у половины фермы заложены в банках. Арен-
дуют же американские крестьяне также большей частью
у банков.
Финансовый капитал стальной сетью опутал сельское
хозяйство США, высасывая из мелкого и среднего фер-
мера соки. Фермерское население, составляющее 1U насе-
ления страны, получает менее 0,1 национального дохода.
Збб

Наиболее ходовое «доказательство» того, что зависи-
мость фермерства от банков сокращается, заключается в
том, что общие размеры фермерской задолженности в
первые годы войны сокращались. Официальные издания
(Бюро сельскохозяйственной экономии Министерства зем-
леделия) действительно на это указывали, а американские
экономисты всячески подчеркивали, что за 15 лет, до
1943 г., зависимость фермерства от банковского капитала
«уменьшалась».
Однако, естественно, возникает вопрос — можно ли су-
дить об этом на основании общей суммы задолженности?
Если взять среднюю задолженность на ферму, то сокра-
щения никакого не было. В чем же дело? Ясно, что дело
в том, что сократилось число прежде задолжавших банку
ферм. Освободились ли они от этой, теперь уже столет-
ней задолженности? Конечно, нет, они попросту были
описаны за долги. Отсюда «сокращение» числа долж-
ников. Вместо экспроприированных банком ферм при-
шли потом новые, с новой задолженностью. В этом и за-
ключается разгадка парадокса, при котором общая
сумма задолженности сократилась, средняя задолжен-
ность не изменилась, а процент задолжавших ферм уве-
личился.
После окончания войны этот процесс продолжался.
Ипотечная задолженность показала быстрый рост в теку-
щих ценах.
Однако при пересчете по индексу иен получается не
рост, а сокращение общей суммы. Об этом мы го-
ворили в главе IV (стр. 149—150).
Все эти обстоятельства надо иметь в виду, когда мы
рассматриваем вопрос о распределении доходов у фер-
мерства.
Со времени возникновения мирового экономического кризиса
расслоение фермерства значительно усилилось. В 1930 г. 49% фер-
меров получали доход менее 600 долл. На их долю приходилось
14% общего дохода всех фермеров. В 1940 г. на долю этой группы
(численность ее осталась прежней) приходится 10% общего дохо-
да. С другой стороны, в 1930 г. 8,5% фермеров получало доход
свыше 2,5 тыс. долл., и на их долю приходилось 40% общего
дохода. В 1940 г. эта группа увеличилась до 11%, и на ее долю
приходится уже 51% общего дохода. Группа, получающая свыше
6 тыс. долл., имеет 25% общего дохода и держит в своих руках
22% земли. Это в среднем по стране. По отдельным штатам диф-
ференциация фермерства еще более резкая. Так, по Тихоокеанскому
366

побережью в 1940 г. получающих менее 600 долл. было 42%, доля
их продукции составляла 4%; получающих свыше 2500 долл.— 23%,
доля их продукции — 78%.
Кризис чрезвычайно ускорил превращение собственников в арен-
даторов.
В 1910 г. арендаторами обрабатывалось 37% ферм, в 1920 г.—
38%, в 1930 г.—42%, в 1935 г.—около 50%.
Выборочной разработкой данных цензов с последую-
щим распространением американская статистика дает
распределение по валовому доходу. Крайнюю неравно-
мерность здесь, конечно, скрыть нельзя. Мало того,
в официальных сообщениях приводятся следующие
данные1.
Здесь бросается в глаза прежде всего реакое уменьше-
ние числа ферм, показанных цензом: в 1935 г. их было
6812 тыс.
Куда девался миллион с лишним ферм? Ясно, что они
были вытолкнуты из сельского хозяйства после разо-
рения.
В этих данных кроется, кроме того, явное прикрашива-
ние положения,- так как в средние зачислены фермы с до-
ходом от 1031 до 2000 долл. А такой доход американская
же печать признает (для 1950 г.) весьма низким. Таким
образом, ферм с низким доходом надо считать около
5 млн., т. е. около 87% общего числа ферм. Картина, ко-
нечно, неприглядная, но буржуазные статистики и здесь
находят способы приукрасить действительность. Вы обра-
1 «Экономика капиталистических стран после войны». М., 1953,
стр. 126.
S67

тнте внимание на динамику, говорят они. В динамике
распределения доходов видны сдвиги, показывающие улуч-
шение положения мелкого фермерства.
Вот эти данные 1:
На первый взгляд, действительно, создается впечатле-
ние об общем продвижении вверх по социальной лестни-
це. Ферм, получающих менее прожиточного минимума в
3000 долл. (даже «Экономический отчет президенту»
1949 г. называет такой размер дохода низким), оказы-
вается в 1945 г. 4 млн., в то время как в 1940 г. ферм, по-
лучавших менее 2 тыс. долл., было 5 млн.
Однако легко показать, что это творимая легенда.
В связи с инфляцией цены на сельскохозяйственные
товары за указанный здесь период времени резко воз-
росли.
К 1945 г. они были приблизительно в 2{/2 раза выше,
чем в 1940 г., и доход в 3 тыс. долл. равнялся 1200 долл.
дохода 1940 г. Следовательно, никакого сдвига вверх
по лестнице у низших слоев не было, и численность
низшего слоя не уменьшилась, а осталась (по приве-
денным данным) на том же уровне 4 млн. Но это
далеко не все.
Нужно иметь в виду, что доля фермера в цене сель-
скохозяйственных продуктов, вообще очень малая, за
1 Расчет для 1940 г. сделан по изданию «Analysis of specified
farm characteristics for farm classified by total value of products»
(Bureau of the Census), 1943; для 1945 г. данные взяты из «Стати-
стического абстракта».
868

последние годы упала еще ниже. Так, доля фермера в роз-
ничной цене хлеба спустилась с 23% в 1947 г. до 17% в
1949 г.1. Падение этой доли не может не отражаться на
реальном значении дохода фермы, выраженного в долла-
рах. Между тем рост розничных цен значительно опере-
жает рост фермерских цен. Если предвоенные сред-
ние цены (1935—1939 гг.) принять за 100, то в 1949 г.
получается следующее возрастание2:
Из 6 млн. фермеров попрежнему более 4 млн. живут
под угрозой быть поглощенными его величеством Банком.
Американский экономист Эдварде в записке на имя
генерального прокурора США указывает, что «фермер...
низведен до положения, напоминающего состояние крепо-
стных. Он финансируется скупщиками и комиссионерами
и за это не только уплачивает им огромные проценты —
30—40 процентов, но и обязан продавать свой урожай,
когда и где будет угодно его кредитору, и по цене, им
назначаемой» 3.
В США до сих пор существует такой пережиток, как
«издольщина», являющаяся наиболее тяжелой формой
эксплуатации сельского населения. Бюллетень «Фектс
фор фармерс» отмечает, что «издольщики» живут в особен-
но тяжелой нужде. Арендуя у богатых землевладельцев
землю и инвентарь, они, как правило, отдают за аренду
большую часть урожая. «Издольщики» составляют 35,5%
всех ферм. Только за период с 1945 по 1950 г. число ферм
в США сократилось на 0,5 млн.
1 По данным, приведенным в «Northwestern Miller», 26 сентября
1950 г.
2 «New York Herald Tribune», 16 января 1951 г.
3 «Правда», 13 октября 1952 г.
369

В основном сельскохозяйственном штате на юге стра-
ны Миссисипи за последние 15 лет разорилось каждое
пятое ферме|рское хозяйство.
Бедственное положение фермеров используется неко-
торыми экономистами, обслуживающими монополии,
для пропаганды войны. Примером может служить книжка
А. Мура «Неполная занятость в американском сельском
хозяйстве» (1951), где сказано: «Война — единственное
общеизвестное средство, котррое создает полную заня-
тость нашего народа».
* * *
Статистика прибылей, рентных доходов и заработной
платы обычно заменяется так называемой статистикой до-
ходов. Здесь буржуазный статистик способен дойти до
скрупулезности, тщательно изучая все возможные приемы
для наиболее точного установления семейного дохода —
учет дохода от жильцов, снимающих в семье комнату,
условные доходы любителей от цветов, растущих около
дома (земельная рента за грядку, расходы на семена,
амортизация лопаты), стоимость самодельной починки
обуви, отсутствие прислуги и цр. Но за этими тщательны-
ми измерениями укрывается главное — социальная при-
рода самого дохода. Об этом буржуазный статистик даже
не упоминает. Под понятием среднего дохода разумеется
доход абстрактной семьи — «женатые люди 35 лет, обла-
дающие нормальным здоровьем, когда у них установился
уже полный состав семьи, но никто из детей не вышел
еще из школьного возраста»1. Все это очень мало отли-
чается от знаменитого среднего «экономического челове-
ка» Кетле.
Неравномерность в распределении доходов, конечно,
буржуазная статистика скрыть не может. Как же она
выходит из положения? Вернее, каковы статистические
пути для оправдания противоречий в распределении
богатств и доходов?
Приемы буржуазной статистики здесь стали традици-
ей. Сводятся они к следующему. Вначале население груп-
1 См. А. Б о у л и. Очерки социальной статистики, перевод под
ред. М. Смит. М., 1924, стр. 64. В другом месте А. Боули, критикуя
расчет по средней арифметической, предлагает медианный расчет
(А. В о w 1 е у. A «suggesstion for the international comparison of
wages by the use of the median. «Bulletin de Tlnstitut international
de statistigue», т. XVIII, 1-е livraison, б. г., стр. 552 и след.,).
370

пируется по размеру годового дохода, возникает харак-
терная гистограмма, где лиц с малым доходом огромное
большинство, а получателей высоких доходов мало. Да-
лее интервалы бесконечно дробятся, и в пределе
получается кривая распределения с резкой скошенностью.
Опыт повторяется из года в год, тип кривой остается неиз-
менным и для всех времен и для разных местностей. Вот
видите, говорят буржуазные статистики, кривая остается
постоянной, ясно, что в ней заложено такое постоянство,
которое ничто не может изменить. «Если Вы веруете
в бога — считаете это божественным порядком, мо-
жете объяснить это постоянство естественным зако-
ном природы, давайте какое хотите объяснение,
факт остается железным законом человеческого обще-
жития» — так будет рассуждать типичный буржуазный
экономист. Разные буржуазные авторы по-разному
называют эту устойчивость кривой. «Истинные явления»
(Миллс), «всеобщая формула, экоиомизирующая мыш-
ление» (Пирсон), еще раньше об этом же говорил
Кетле («средний человек»), а до него Зюсмильх
(«божественный порядок»). Все это варианты одного и то-
го же утверждения, что в природе и в обществе со времен
сотворения мира установлены раз навсегда закономерно-
сти («истинные величины»), а действительность выра-
жается в тех или иных отклонениях от них. Бороться с
такими закономерностями — все равно, что бороться с
кривыми движения планет. Многие буржуазные ученые
занимались математическими исследованиями кривой
распределения доходов: Парето в 1897 г., Аморозо в
1924 г., обобщавший формулы, предложенные до него
разными авторами. Связи с Гауссовой кривой искали Али-
стер (1879), Эджеворт (1898) и многие другие.
«Закон Парето» формулируется при помощи уравне-
ния 1. Даже буржуазные экономисты удрекали Парето в
том, что он смешивает заработанные доходы с «незара-
ботанными». Но во всяком случае этот «закон» при всей
своей метафизической сущности констатирует резкую не-
равномерность в распределении доходов капиталистиче-
1 Это уравнение см., например, у А. Б о у л и. Очерки социаль-
ной статистики, стр. 47. Критику см. О s k а г L a n g e. Teoria statis-
tiky Warzawa, 1952, стр. 148.
371

ской нации. В этом смысле гораздо более реакционна по-
зиция Боули, который предпочитает «размеры и средние,
а не формы отдельных кривых».
Подчеркивая особую роль всякого рода вторичных
расчетов, связанных с исчислением национального дохода
и его распределения, Джажи, между прочим, замечает,
что эти вторичные «механические очистки» заходят так
далеко, что результаты оказываются «стерильными», т. е.
не открывают новых путей для понимания явления К
В работе под непереводимым названием: «The Why
and How of Distributions of Income by Size»2 С. Кузнец
«разъясняет» «дуализм статистики доходов, дуализм, воз-
никающий при построении рядов распределения доходов».
«Наша цель,— прямо говорит он,— заключается в созда-
нии рядов распределения, подготовленных так (so prepa-
red), 'чтобы представить доход как отражение причин его
создающих», или «факторов, определяющих размер дохо-
да». Но каковы «факторы»? Ответ на это дает Брукинг-
ский институт.
Брукингский институт в 1938 г. издал работу Мориса
Левена («The Income Structure of the US»), где этот ав-
тор обстоятельно «исследует» влияние (influence) на
уровень дохода — возраста, пола и цвета кожи!
Таков путь, избранный этим статистиком для объясне-
ния названной формы проявления капиталистических про-
тиворечий. Кривая, выраженная уравнением,— вот предел
его изысканий. Чьи доходы? Где классовое распре-
деление доходов, каков их источник? Все эти вопросы
остаются не только вне поля зрения, но к самой их по-
становке буржуазная статистика не дает нужного мате-
риала.
Кривой распределения доходов неизменно сопутству-
ет вычисление среднего дохода. Однако средняя, получен-
ная из ряда, где фигурируют нищие и миллионеры, такая
«средняя арифметическая» — слишком наивная фикция.
Это буржуазные статистики понимают3. Они призываюг
1 «Journal of the American Statistical Association», 1951, сен-
тябрь, стр. 345—357.
2 «Studies in Income and Wealth», v. 5, 1943.
8 Теперь ежегодно «Статистические абстракты» публикуют ме-
дианный доход (отдельно городской, отдельно сельский), так как это
в свое время предлагал А. Боули (см. выше). Средних там
теперь нет.
372

на помощь другие «типичные» средние. Вот как этому обу-
чает Ф. Миллс: «Возьмите в ряду распределения точку на
шкале значений (группы по размеру дохода.— Я. М.)9 по
обе стороны которой лежит по половине всего числа
случаев. Эта величина называется медианой. Половина
лиц, получающих доходы, получает менее этой суммы,
тогда как другая половина получает более ее»1. Таким об-
разом, наряду с вычислением среднего арифметическо-
го дохода (на 1 душу), при вычислении которого все
свалены в одну кучу, выступает серединная величи-
на — медиана, которая якобы свободна от этого свали-
вания.
«Для того, чтобы средняя была показательной,— гово-
рит Миллс,— должно быть выполнено основное требова-
ние, заключающееся в том, чтобы налицо была опреде-
ленная тенденция к концентрации около центра» 2. Раз кон-
центрация есть — значит рредняя типична.
Надо заметить, что на первый взгляд это просто фор-
мальный описательный прием — и только. На самом де-
ле здесь опять-таки присутствуют неназванное отождест-
вление общественных явлений с явлениями природы,
стремление увести сознание от конкретных проявлений ка-
питалистических противоречий в область отвлеченных
представлений о>б «истинных величинах».
В связи с этим уместно напомнить то, что писал
Маркс в одном из писем к Кугельману (11 июля
1868 г.): «...Вульгарный экономист думает, что делает ве-
ликое открытие, когда он раскрытию внутренней связи
гордо противопоставляет тот факт, что в явлениях вещи
иначе выглядят. И выходит, что он гордится тем, что пре-
смыкается перед видимостью, принимает видимость за
конечное. К чему же тогда вообще наука?»3.
При анализе данных буржуазной статистики о распре-
делении доходов следует иметь в виду следующие обсто-
ятельства. Если эти данные опираются на бюджеты, то
низшие социальные слои ими не затрагиваются вследст-
вие специфического подбора и отсеивания «неполноцен-
ных». Если данные опираются на декларации, т. е. на
1 F. Mills. Statistical Methods applied to Economic and
Business. N. Y., 1938, стр. 109.
2 Там же, стр. 99.
в К. Маркс, Ф. Энгельс. Избранные письма, 1948, стр. 209.
373

учет, связанный с подоходным налогом, то опять-таки низ-
шие слои отсутствуют, ибо они не входят в число «цензи-
тов» — лиц, доход которых меньше облагаемого мини-
мума. В высших же группах доход преуменьшен из-за
сокрытий. Однако других данных нет, и этими заведомо
недостоверными материалами приходится пользоваться.
Естественно возникает вопрос: если кривая распределения
дохода искажена, то какую познавательную ценность она
имеет. Ответ таков: пусть структура доходов для данного
момента неверна, но сопоставление структур во времени
может дать картину движения во времени и служить ил-
люстрацией процесса концентрации доходов у капитали-
стической верхушки.
Возьмем данные по Пруссии за большой период вре-
мени, приводимые буржуазным экономистом Гельферихом
(«Deutschlands Volkswohlstand», В. 1928). Там приводят-
ся обычные ряды распределения—группировка по раз-
меру дохода и число лиц, получающих этот доход по
налоговым данным.
Сами по себе эти данные не представляют никакого
интереса, средняя на 1 человека — огульная средняя, ни-
чего для анализа не дающая. Но нам она нужна для
следующего. Если взять средний доход в каждой группе
цензитов и разделить на вышеприведенную огульную сред-
нюю, можно получить средний доход каждой группы цен-
зитов, выраженный не в марках, курс которых менялся,
а в таких относительных бюджетных единицах, которые
вполне сопоставимы по годам. Тогда цифры покажут,
сколько бюджетных единиц получает в год qpeAHnfl цен-
зит каждой группы. Обработав этим путем весь материал,
получим:
374

За 44 года, охваченных таблицей, Пруссия создала
крупную промышленность и пережила первую мировую
войну. Доход капиталистической верхушки рос и в мир-
ное время и во время войны, причем во время войны он
рос гораздо быстрее: в мирное время за 38 лет на 45,1
бюджетных единиц, а за шесть военных лет на 30 единиц.
Рост доходов капиталистической верхушки отчетли-
во виден из таблицы, но неизбежно сопровождающее его
падение доходов низших слоев населения отсюда видеть
нельзя по указанным выше особенностям фискальной ста-
тистики. Но и без этих данных мы знаем, что означает
рост доходов высшей группы: если одно плечо капитали-
стических весов поднимается — другое опускается, причем
опускается не пропорционально, а гораздо ниже, так как
численность населения низших слоев со временем растет.

ГЛАВА СЕДЬМАЯ
КОСВЕННЫЕ ИСЧИСЛЕНИЯ В ЭКОНОМИЧЕСКОЙ
ЛИТЕРАТУРЕ
Творческая работа экономиста часто проявляется там,
где выводы приходится обосновывать неполным материа-
лом. А это как раз довольно распространенный случай в
экономическом исследовании даже у нас, где развитый
статистический учет охватывает все стороны хозяйствен-
ной жизни страны. Нечего говорить об иностранном мате-
риале, который обычно отличается крайней неполнотой.
Кроме того, зачастую экономисту приходится опираться
только на опубликованные источники, где даются цифры
в готовом виде, самая же «лаборатория», где изготовля-
ются таблицы, экономисту недоступна.
Во всех таких случаях исследователь должен строить
выводы, исходя из допущений, иногда догадок, сопостав-
лений и прикидок, основанных на рассуждениях. Здесь
недостаток материалов должен возмещаться обобщениями,
основанными на здравом смысле и на политической
экономии.
Не следует понимать косвенный расчет, как какой-то
специальный статистический прием. В каждом отдельном
случае применяются те или иные расчеты в зависимости
от особенностей изучаемого вопроса и степени пол-
ноты исходного материала. Никаких здесь общих правил
быть не может. Для расчетов на неполном материале не
может быть предложена никакая рецептура. Но истори-
ческие примеры из литературы могут сильно помочь делу,
так как при случае могут служить для аналогии.
К косвенным расчетам издавна экономическая мысль
прибегала тогда, когда статистика хотя и приводила мно-
го цифр, но прямого пути для получения нужного резуль-
тата не давала. Некоторые примеры косвенных исчисле-
ний у буржуазных экономистов домонополистического
периода могут представить и практический интерес.
376

На протяжении многовековой истории великий рус-
ский народ выдвигал ярких представителей передовой
научной мысли, в том числе и в области экономической
науки. Из среды русского народа выдвинулись блестящие
мыслители, вставшие в первые ряды представителей со-
временной им мировой экономической науки. Известны
имена Ермолая — Еразма в XVI в., Ордина Нащокина в
XVII в., Посошкова, Ломоносова и Радищева в XVIII в.
Начало XIX в. ознаменовано работами Пестеля и Турге-
нева, середина века — работами Журавокого и Чернышев-
ского. Ряд других прогрессивных деятелей — учеников
Чернышевского — дал оригинальные экономические ис-
следования.
Великие русские революционные демократы остави-
ли экономические работы, послужившие важным этапом
в развитии мировой экономической мысли. Они подго-
товили идейную почву для восприятия передового уче-
ния — революционного марксизма.
Исторический материализм учит, что общественные, в
том числе экономические, идеи играют огромную роль в
истории общества. Но среди них надо различать отжив-
шие, старые теории и новые, передовые, служившие инте-
ресам прогрессивных общественных сил, облегчавшие
продвижение вперед.
Экономическая мысль в старой России представляет
собой отражение борьбы разных классов русского обще-
ства на разных этапах его развития. Во многих случаях
действительная классовая сущность экономических про-
грамм, теорий и расчетов оставалась неясной самим эко-
номистам. Поэтому советскому исследователю необходи-
мо обнажать их классовые корни и показывать их реаль-
ное место в соотношении общественных сил.
Вспомогательные экономические расчеты, рассматри-
ваемые в историческом разрезе, следует поэтому строго
отделять в литературе доленинского периода от расчетов
в работах классиков марксизма-ленинизма, которые надо
изучать отдельно.
Косвенные расчеты можно найти и в работах Маркса
и Ленина. Так, на основе мало пригодных для экономи-
ческого анализа данных казенной промышленной стати-
стики В. И. Ленин делает [ряд важных экономических и
политич)ески.х выводов (см. главу II). Приемы экономи-
377

ческих расчетов Ленина могут служить в этом смысле
классическими образцами.
Исходя из этих соображений, мы в настоящей главе
последние не затрагиваем. Они были изложены нами в
главе II.
Вместе с тем для того чтобы оттенить значение рус-
ской экономической науки, представляет интерес рассмот-
реть некоторые типичные экономические расчеты у запад-
ноевропейских буржуазных авторов далекого прошлого.
Исторические примеры в иностранной литературе
История косвенных расчетов в экономике совпадает,
конечно, с историей политической экономии, начиная с ее
первоисточников — физиократов. Нет нужды приводить
цикл последовательных примеров, ограничимся некоторы-
ми характерными расчетами, относящимися к разным
эпохам.
В те времена, когда статистика еще находилась в заро-
дышевом состоянии, многие исчисления приходилось де-
лать путем прикидок и приблизительных расчетов, опирав-
шихся на небольшой круг известных данных. Было время,
когда государственная статистика не располагала сведе-
ниями даже о численности населения в крупных городах.
Еще в XIV в. (JMqpeHTHHCKHft историк Джиованго Вил-
лани, автор обширных «Хроник», писал, что ввиду невоз-
можности непосредственно сосчитать жителей Флоренции
каждый месяц, можно исчислить эту величину косвен-
но — путем вычисления количества потребляемого в горо-
де хлеба. Этот расчет сделан им в связи с описанием
страшного голода в Италии в 1328 г.
В 1662 г. капитан Джон Граунт представил в незадол-
го перед тем учрежденную Академию наук (Английское
королевское общество) доклад под названием «Естествен-
ные и политические наблюдения над записями умерших,
преимущественно с точки зрения управления, религии,
Еозраста и пр. города Лондона». В этой работе Граунт
впервые эмпирически установил закон: между полами по-
стоянно поддерживается почти полное равновесие и между
количеством рождений мальчиков и девочек существует
постоянное отношение. Материалы, которыми пользовал-
ся Граунт, были неполные и недостоверные. Возраст
378

умерших определялся только для стариков, причем обя-
занность определять возраст лежала на кладбищенских
сторожах. На основании тех же данных, Граунт сделал
смелый и неожиданный расчет. Он установил, что убыль
населения от чумы, которая в те времена часто посещала
города, уносившей Vs населения, пополняется в два го-
да. Но его же исследование показало, что естественный
прирост не может покрыть эту убыль. Мало того, изучая
списки крещений и погребений, Граунт пришел к выводу,
что число крещеных меньше числа погребенных: Лондон
был большим кладбищем. Очевидно, что прирост населе-
ния шел за счет прибывающего разоренного деревенского
населения. Так, косвенным путем была раскрыта неведо-
мая тогда картина естественного движения городского
населения.
Экономист Вильям Петти (1623—1687), которого
Маркс называл «•изобретателем статистики», предложил,
вслед за своим предшественником Джоном Граунто-м,
ряд остроумных расчетов, основанных на косвенном
исчислении.
Петти, главный врач армии, секретарь Кромвеля и
крупнейший буржуазный экономист своего времени, на-
писал сочинение, изданное после его смерти, под назва-
нием «Политическая арифметика». В этом сочинении
Петти пишет: «Как опыт политической арифметики выби-
раю я следующий путь: я буду выражать свои мысли
в числе, мере и весе».
Название сочинения чрезвычайно громоздко: «Политическая
арифметика или рассуждение о величине и ценности земель, о на-
селении, строениях, земледелии, мануфактурах, торговле, рыболов-
стве, ремесленниках, матросах, солдатах, о государственных дохо-
дах, процентах, налогах, неумеренных прибылях, флоте, банках,
об оценке людей, увеличении матросов, о милиции, гаванях, о гео-
графическом положении, мореплавании, морском могуществе
и проч., насколько все это относится к каждой стране вообще, и
в особенности к территориям его величества короля Великобрита-
нии и его соседей — Голландии, Зеландии и Франции».
Косвенным расчетам в собственном смысле посвящено
другое сочинение Петти под названием «Пять опытов».
В трех из этих «опытов» делается попытка вычислить на
основании списков умерших численность населения Лон-
дона, Парижа, Амстердама, Рима и других городов. В пер-
вом «опыте» под названием «Опыт, рассматривающий
379

размножение человеческого рода и рост города
Лондона», Петти пытается установить закон удвоения
населения вообще и в частности Лондона. Разумеется,
на основании тех скудных данных, которые имелись в его
распоряжении, такого «закона» ему установить не уда-
лось, но самые попытки представляют большой интерес
с точки зрения истории метода расчетов.
В опубликованном переводе его книги содержится, на-
пример, расчет численности населения Лондона тремя
способами по числу домов, по числу смертей и по числу
умерших от чумы в годы эпидемий.
«Для определения числа домов я применил,— говорит
он,— три метода». В 1666 г. сгорело 13 200 домов. Число
умерших жильцов в этих домах составило в 1666 г. почти
7б всех семей. Отсюда В. Петти заключает, что общее
число домов в Лондоне равнялось в 1666 г. 66 тыс. «Далее,
определив, что число смертных случаев 1666 г. относится
к числу смертных случаев 1686 г., как 3:4, я прихожу
к заключению,— говорит В. Петти,— что число домов в
1686 г. равнялось 88 тыс.» 1. Установив путем прикидок
число семей или кухонь в среднем на один дом и средний
размер семьи, он перемножает эти величины на получен-
ную численность домов и этим путем получает число
жителей в Лондоне.
После этого В. Петти делает тот же расчет совершенно
иными путями — по числу смертей и по числу умерших
от чумы в годы эпидемий — и приходит к выводу, что
первоначальный расчет верен.
В другом месте В. Петти рассчитал поголовье овец,
исходя из оценки среднего веса шерстяной одежды у на-
селения и численности населения, полученной также кос-
венным путем. Далее, опираясь на обычные соотношения,
он установил структуру стада по полу и возрасту и даже
определил площадь пастбищ.
Один из представителей школы так называемых поли-
тических арифметиков — идеологов буржуазии эпохи
первоначального накопления — меркантилист Шарль Да-
венант (1656—1714) писал в конце XVII в. о косвенных
вычислениях: «Говорят, что искусством расшифрования
по прем или четырем словам, быть может, даже буквам
1 В. Петти. Экономические и статистические работы. М.,
1940, стр. 259—260.
380

можно раскрыть весь шифр. В значительной мере то же
самое имеет силу в исчислениях, о которых мы трактуем;
можно составить очень вероятные предположения, если
найти известную опору для обоснования наших рассу-
ждений...».
«Количество населения дает возможность установить
размер годового дохода от земли, рудников, домов, уса-
деб, рек, озер, прудков, садков, а также, каков он будет
от торговли, труда, промышленности, искусств и наук.
Если страна имеет столько-то акров возделываемой земли,
пастбищ, лугов, лесов и зарослей, парков и выгонов,
кустарников, болот, гор, дорог, пустых и заброшенных
земель и установлена цена всего этого, целесообразно
вывести в соответствующих средних, какая часть народ-
ного расхода покрывается от земли и т. д., какая от руд-
ников, домов и пр. и какая от торговли, труда и т. д.
Бедное население количеством своим настолько превос-
ходит богатых, что простой народ является подходящей
средней величиной, при помощи которой можно судить об
этом расходе».
У Давенанта в последней цитате речь сначала идет о
доходе от разных источников, а потом о народном расхо-
де. Общий доход у него, как отмечает М. Птуха \ являет-
ся величиной проивводной. Он полагает, что в Англии в
среднем содержание одного человека стоит около 8 ф. ст.
в год. Поэтому ежегодный доход должен составлять та-
кую сумму, чтобы удовлетворить насущные потребности
ее населения, считая в среднем по 8 ф. ст. на каждого
жителя. Зная число земледельцев, площадь земли и ее
среднюю цену, определяют, сколько страна получает от
земледельческих промыслов, и т. д.
В начале XVIII в. инженером, публицистом, полковод-
цем и государственным деятелем маршалом Себастианом
Вобаном (1633—1707) 'была сделана попытка исчислить
сельскохозяйственную продукцию Франции. Желая дока-
зать, что пятипроцентного налога со стоимости сельско-
хозяйственной продукции достаточно для покрытия госу-
дарственных расходов, Вобан представил в анонимном
памфлете следующий расчет «производительности сель-
ского хозяйства королевства». Площадь Франции состав-
1 М. Птуха. Очерки по истории статистики XVII—XVIII веков.
М., 1945. Отсюда взята цитата из Давенанта (стр. 114 и след.).
381

ляет 30 тыс. кв. лье, каждое кв. лье может прокормить от
700 до 800 человек. При плотности населения в 627,5 чел.
на 1 кв. лье остаются изрядные ресурсы для роста насе-
ления и для налогового обложения. Исчисление продукции
было основано на анализе условий сельскохозяйственного
производства в типичной провинции (Нормандии)
и практической проверке на опытном участке. Вобан
нашел, что средняя валовая доходность 1 кв. лье
составляет 5,6 тыс. ливров и что пятипроцентный
налог с этого дохода («церковная десятина» равнялась в
то время Vn—Vio дохода) покроет большую часть госу-
дарственных расходов.
Работа Вобана под названием «Проект королевской
десятины» была издана в Париже в 1707 г.1.
Сто лет спустя известный французский натуралист
Антуан Лавуазье (1743—1794) вернулся к той же пробле-
ме. Как член королевского сельскохозяйственного комите-
та он начал в 1784 г. изучать сельскохозяйственные ресур-
сы Франции с целью, построить баланс производства и
потребления. Лавуазье рассматривал все королевство как
гигантское предприятие, где, с одной стороны, получается
доход в виде валового сбора в 14 млрд. фунтов зерна, а
с другой — расход, включающий семена, потребление фер-
меров и сельскохозяйственных рабочих, налоги и ренту.
Он предусматривал гибкость этого баланса в соответ-
ствии с изменением цен и урожаев, полагая, что баланс
может показать финансовую платежеспособность француз-
ского сельского хозяйства при разных конъюнктурных усло-
виях. Из-за отсутствия статистических данных, касающихся
обрабатываемой площади, Лавуазье взял за основу для
расчетов предполагаемое число плугов в государстве или
упряжек (считая на упряжку 3 лошади или 4,5 вола),
проверяя полученные результаты расчетами потребления
разных групп населения.
Работа Лавуазье, хотя и незаконченная, привлекла
внимание Национального собрания (1791), где его смелые
расчеты произвели очень сильное впечатление. Записку
напечатали под названием «Выводы, извлеченные из
работы «О территориальном богатстве Французского
1 Впрочем, авторство Вобана ставится под сомнение Н. И. Тур-
геневым («Опыт теории налогов», М., 1937, стр. 40).
382

королевства»». Это статистическое издание французского
правительства является первым случаем, когда прави-
тельство опубликовало исчисление, предложенное част-
ным автором.
В Англии аналогичную работу проделал Беннет Лоуз.
В 1852 г. он произвел исчисление производства и потреб-
ления пшеницы в Англии, Уэльсе, Шотландии и Ирландии
в отдельности и для всего Соединенного королевства в це-
лом. Он продолжал этот (баланс из года в год в течение
более 30 лет. Его исчисление основывалось на очень не-
большом, но научно проверенном материале — на среднем
взвешенном урожае с пяти опытных участков в его имении
в Ротамстете. Каждый из четырех участков удобрялся
по-разному, а один не удобрялся совсем. После тщатель-
ного наблюдения и сопоставления в течение ряда лет ко-
лебаний полученных опытных урожаев с общей урожай-
ностью в стране Лоуз пришел к заключению, что «резуль-
таты, полученные с некоторых отобранных участков, могут
служить полезным указанием для суждения об урожайно-
сти в стране». Главное затруднение заключалось в том,
что в его время не было данных о посевной площади Ан-
глии. Поэтому в этой части он шел по пути прикидок.
Ввиду отсутствия полных официальных статистических
данных расчетами Лоуза пользовались и правительствен-
ные органы и частные организации.
Адам Смит в своем «Исследовании о природе и причи-
нах богатства народов» прибегает к косвенным расчетам
дважды. В первом случае это «расчет судов для лова
сельдей, снаряженных в Шотландии в течение одинна-
дцати лет, числа взятых пустых бочек и бочек, заполнен-
ных сельдями, средней премии за каждую бочку сельдей
морской заготовки и за каждую наполненную бочку». Во
втором случае — «расчет количества иностранной соли,
рвезенной в Шотландию, и шотландской соли, выданной
беспошлинно «из солеварен для рыбной ловли с 5 апреля
1771 г. по 5 апреля 1787 г., и среднего количества той и
другой в год». «Я надеюсь,— писал Смит,— что читатель
может вполне положиться на точность обоих расчетов» '.
Помимо этого, Смит приводит еще некоторые цифро-
вые обобщения в связи с вопросом о влиянии войн на рост
1 А. Смит. Исследование о природе и причинах богатства
народов, т. II. 1935, стр. 108.
383

государственного долга и с вопросом о переложении нало-
гов. Смит там говорит об увеличении налога на солод:
«можно было бы от одного этого налога получить боль-
ший доход, чем извлекается теперь из всех более тяжелых
налогов» 1.
Косвенные вычисления для определения всего нацио-
нального дохода стали широко применяться в Англии
в связи с развитием капитализма. Вопросы, связанные
с распределением национального дохода, сделались
центром внимания буржуазных экономистов. С одной
стороны, фабианцы — предшественники современных
реформистов хотели доказать несправедливость этого
распределения, с другой стороны, реакционная буржуа-
зия стремилась отрицать обнищание рабочих. Уже тогда
расчеты национального дохода сразу приобрели резко
выраженный классовый характер.
Еще в 1688 г. попытку исчислить национальный доход
Англии сделал Грегори Кинг (44 млн. ф. ст.), а спустя
124 года выступил со своими расчетами П. Колькюн,
подсчитавший национальный доход Англии для 1812 г.
Опираясь на этот подсчет, экономист Грей сделал сле-
дующий расчет. Он вычел из общей суммы
430 млн. ф. ст.) стоимость продукции, изготовленной при-
зреваемыми и пенсионерами (4 млн. ф. ст.), и получил до-
ход, созданный «производительным населением». Далее он
доказал, что производителям достается только Vs этого
дохода, a 4/s достается непроизводительному насе-
лению. Известны подсчеты Ливерпуля для 1822 г.
(250 млн. ф. ст.), Мак Келлохра — для 1854 г.
(370 млн. ф. ст.). Все эти попытки не представляют науч-
ного интереса, они опираются на ряд необоснованных
догадок и допущений.
Более обстоятельная, первая научная попытка сделать
расчет фонда заработной платы принадлежит Леону Леви
(«Заработная плата и заработки рабочих классов. Неко-
торые факты, иллюстрирующие их экономическое поло-
жение, почерпнутые из достоверных и официальных
источников». Лнд., 1867). Этот автор подсчитывает доходы
английских рабочих, положив в основу профессиональную
перепись 1861 г. и интерполируя эти данные на 1866 г.
1 А. Смит. Исследование о природе и причинах богатства на-
родов, т. II, 1935, стр. 398.
384

Источником сведений о высоте заработной платы служили
разные сведения выборочного порядка. Считая не круг-
лый рабочий год, а 48 недель, т. е. на 7,69% рабочего
времени меньше, автор вместе с тем не считал рабочих
старше 60 лет, которых было по переписи 1861 г. 7,22%,
и, таким образом, полагал, что эти поправки взаимно по-
гашаются при расчетах. Характерно то, что мастеров,
заработная плата которых высока, он включил в число
рабочих. Фонд заработной платы исчислен им в
350 млн. ф. ст., не считая 69 млн. ф. ст. жалования и
стоимости пансиона у чинов армии, флота и полиции, поч-
товых чиновников и прислуги.
Спустя 20 лет Леви повторил свои расчеты, дополнив
их расчетами доходов имущих классов и пытаясь опреде-
лить долю рабочих в национальном доходе. Весь нацио-
нальный доход исчислен им для 1866 г.— 961 млн. ф. ст. и
1882 г.— 1274 млн. ф. ст., причем доходы рабочих в пер-
вом случае составили у него 39%, а во втором случае —
36%. Леви отчетливо показывает падение доли рабочего
класса в национальном доходе и рост этой доли у
имущих классов.
С аналогичным расчетом выступил Р. Бекстер («На-
циональный доход». Лнд., 1868). Он образно изображает
структуру народного дохода как пирамидальный остров,
конфигурацию которого можно понять, только отплыв от
острова на некоторое расстояние. Бекстер вводит ряд
уточнений в расчеты Леви, делая надбавки на утайку при
декларациях, рабочий год считая тоже в 48 недель (по-
правка на безработицу и болезни) и группируя рабочих
по квалификации. Общий фонд заработной платы у
Бекстера получается почти на 100 млн. ф. ст. меньше,
чем у Леви.
С иных позиций освещал тот же вопрос Р. Гиффен
(«Прогресс рабочих классов за последнее столетие».
Лнд., 1890). Его расчеты являются прообразом той фаль-
сификации, к которой прибегают сейчас многие американ-
ские статистики. Стремясь доказать рост реальной зара-
ботной платы, Гиффен сравнивает 1883 г. с кризисным
1843 г., распространяет данные по пяти нетипичным рай-
онам на всю страну, для рудокопов Стаффордшира берет
максимальную заработную плату взрослых мужчин и
считает ее заработной платой рудокопов вообще. То же
385

он проделывает в отношении ткачей, принимая оплату
мужчин там, где они составляют не более четверти всех
рабочих.
Другой апологет — Г. Гошен («Рост средних доходов».
1887), пользуясь косвенными расчетами, пытается обосно-
вать теорию «диффузии» доходов (увеличения числен-
ности мелких собственников). Здесь уместно вспомнить
то, что писал по поводу расчетов Гошена — Гиффена
Г. В. Плеханов в работе «Г-н Струве в роли критика
марксовой теории общественного развития» 1.
Г. В. Плеханов очень легко опроверг сказку о «диф-
фузии» доходов и «молчаливом автоматическом социа-
лизме» Гошена и Гиффена. Он доказал, что увеличение
численности средних слоев налогоплательщиков попросту
связано с уточнением учета — «привлечено к уплате по-
доходного налога множество новых небогатых пла-
тельщиков, прежде легко ускользавших от этой чести» 2.
Плеханов говорит, что Гошен, «схватившись за первые
попавшиеся цифры, стал излагать в новом виде ту самую
теорию, которую раньше его излагали Кэри, Бастиа и
другие, им подобные, апологеты капитализма»3. Вслед за
этим Плеханов приводит ряд данных о распределении до-
ходов по английским же источникам и блестящим анали-
зом нескольких таблиц начисто опровергает «теорию диф-
фузии». Г. В. Плеханов редко прибегал к анализу стати-
стических таблиц, но там, где он это делал, он проявлял
большое мастерство.
Подробное исчисление распределения национального
дохода на основе косвенных расчетов проделал позже
А. Боули («Заработная плата в Соединенном королевстве
в девятнадцатом столетии». Кембридж, 1900). Боули при-
меняет «кинетический» метод (по-нашему, попросту ин-
декс) : он опирается не на абсолютные данные о ставках
заработной платы, а на их относительное изменение. Пе-
реходя к абсолютной величине фонда заработной платы,
он привлекает среднюю Гиффена (48 ф. ст.). По расчетам
получается падение доли рабочих в национальном дохо-
де, но движение самого уровня у него явно преувели-
чено, причем приемы, применяемые для прикрашивания
1 Г. В. Плеханов. Соч., т. XI, стр. 197.
2 Там же, стр. 198.
3 Там же.

капиталистической действительности, гораздо тоньше тех,
к которым прибегал Гиффен. Так, он берет из года в год
один и тот же процент населения для определения чи-
сленности рабочих, что, конечно, ни в какой связи с дей-
ствительным ростом рабочей армии не стоит. В. И. Ленин
неоднократно подчеркивал, что численность рабочих
растет быстрее, чем численность населения, и что процент
этот со временем увеличивается.
Представляют еще бесспорный интерес расчеты
Л. Чиоза Мони («Богатые и бедность», 1905) \ автора,
примыкающего к фабианцам.
Привлекая обширные материалы переписей, стати-
стики заработной платы, подоходного налога и т. д., он
стремится «осветить крайности неравенства в националь-
ной структуре Англии»2. Опровергая исчисления Гиф-
фена, Мони определяет общую сумму национального до-
хода Англии для 1908 г. в 1844 млн. ф. ст. и строит индекс
прибылей для периода 1893—1908 гг., сопоставляя его
с индексом заработной платы. Впоследствии представи-
тели реакционного крыла английских буржуазных эконо-
мистов, оспаривая вычисление Мони, предлагади ряд
своих косвенных расчетов, в основе которых лежали боль-
шею частью те же фальсификаторские приемы, которые
применял уже Гиффен.
В Германии к косвенным расчетам, связанным с опре-
делением размера национального дохода, буржуазные
экономисты также неоднократно прибегали еще чаще,
чем в Англии. Отличительной особенностью этих расчетов
является подчеркивание особой роли земледелия как
источника дохода и стремление дать оценку земельных
угодий и рассчитать не столько национальный доход,
сколько «национальное богатство» в типично юнкерском
понимании этого термина. Многие из расчетов преследуют
цель опровергнуть известное положение Маркса, с кото-
рым он выступил на Генеральном совете Интернационала
26 июня 1865 г., о том, что две трети национального про-
изводства потребляет одна пятая населения.
1 Есть более позднее издание: L. G. Chiozza Money.
Riches and Poverty. Tenth and revised edition. Lnd, 1911.
2 L. G. Chiozza Money. La distribution de la richesse en
Angleterre. «Revue Economique Internationale», 1908, октябрь.
387

Из немецких работ заслуживают внимания для изуче-
ния истории вопроса расчеты буржуазных экономистов
А. Вагнера («Методы статистики народного дохода»,
Берлин, 1904) и Г. Шмоллера («Основы общего учения
о народном хозяйстве», Лейпциг, 1904), выдержанные
в типично буржуазно-академическом стиле.
Как курьез можно отметить расчеты француза А. де Фовиля
(«Экономическая Франция», Париж, 1887, и другие работы). Он при-
меняет метод «последовательного приближения».
Предположим, что средний потребительский уровень состав-
ляет столько-то сантимов в день на человека. Население Франции
известно; перемножаем, получаем такую-то сумму народного дохода
в день (или в год). Получается маловато, так как сумма стоимости
движимых и недвижимых имуществ должна приносить такой-то
доход. Следовательно, народный доход должен быть больше. При-
бегая к таким «гипотезам», он постепенно суживает возможные
пределы, в которых может находиться сумма национального дохода.
Сначала — не ниже 15 млрд. фр., но ниже 40 млрд. фр., потом не
ниже 20, но ниже 30, потом не ниже 20, но ниже 25 млрд. фр.
Исчислить распределение доходов он считает невозможным.
Мы не приводим и десятой части всех тех работ, кото-
рыми полна буржуазная экономическая литература, свя-
занная с исчислением национального дохода. Многие из
таких работ представляют интерес с точки зрения раскры-
тия приемов фальсификации статистики, особенно там,
где речь идет о доказательстве выгодной для крупной
буржуазии «диффузии» доходов (во Франции особенно
П. Леруа-Болье).
Современная буржуазная экономическая наука вс
многих случаях прибегает к косвенным расчетам, но эти
расчеты еще в большей мере, чем раньше, окрашены
фальсификаторскими тонами. Во многих случаях эти
расчеты маскируют всю глубину загнивания капитализ-
ма. Так, американский статистик Любин рассчитал поте-
ри, связанные с кризисом 1930—1933 гг., дальнейшей де-
прессией и новым обострением кризиса в 1937—1938 гг.1
По его расчетам, за период 1929—1938 гг. было потеряно
43 млн. человеко-лет от безработицы. Потери заработной
платы составляют 120 млрд. долл (без сельского хозяй-
ства). Эта величина почти в 2,5 раза выше суммы заработ-
ной платы, выплаченной в 1929 г. Таковы потери рабочей
1 Приведены в книге: Lynch. The Concentration of Economic
Power. 1946.
388

силы; если сюда добавить потери продукция, которую
страна не получила, но могла бы произвести, если бы
производство осталось на уровне 1929 г., получаются
астрономические числа. Общая потеря национального
дохода оценивается Любиным в 133 млрд. долл. (вдвое
выше национального дохода 1929 г.). Казалось бы,
расчеты эти вполне объективно отражают последствия
кризисов. Однако, если учесть уровень безработицы в
период депрессии, то легко видеть, что Любин заведомо
преуменьшил потери, по крайней мере, втрое 1.
Косвенные расчеты, которые практикуются в современной бур-
жуазной науке, часто носят характер чистейшей маниловщины. Вот
пример: англичанин виконт Самуэль указывает, что нерациональ-
ное устройство топок и неправильное использование каменного угля
приводят к тому, что английская промышленность теряет 85°/о теп-
лотворной способности угля. Тут же он приводит расчет, сколько
дохода получило бы народное хозяйство Англии, если бы исполь-
зовалась вся энергия добываемого угля2.
Исторические примеры в русской литературе
По богатству идей и разнообразию оригинальных
приемов экономических расчетов русская наука опере-
дила западную уже 200 лет назад.
Еще в XVII в. в грамотах В. И. Морозова, носящих
характер циркуляров, которые он рассылал по своим
вотчинам, имеются своего рода «плановые» расчеты, опре-
деляющие, сколько сборов ржи следует ожидать при дан-
ной урожайности с определенной площади. Эти расчеты
сделаны в старинных приблизительных мерах (десятина
равна 3200 сажен, счет ведется в снопах, овинах, семена
считаются в «четях», осьминах), расчеты пересыпаны
бранью по адресу приказчиков и всякого рода хозяйствен-
ными указаниями 3.
Расчеты будущего урожая делались в XVII в. при
«переписях» хлеба. В переписной книге, например, по
Тамбову (тогда Танбов) говорится: «лета 7177-го генваря
1 См. М. Рубинштейн. Буржуазная наука и техника на
службе американского империализма. М., 1952.
2 «Parlamentary debates, House of lords official report», v. 128,
№ 80, 15 июля 1943 г.
8 «Акты хозяйства боярина В. И. Морозова», ч. II. М., 1945,
стр. 79.
389

в 9 день lt по государеву указу... у всяких чинов людей
переписать в гумнах и на полях и в лесах, в кладех, стоя-
чей всякой хлеб, сколько того всякова хлеба по смете
копен будет»2.
Подробно о книгах посевных, ужинных и умолотных
в имении Морозова (7170 по старому летосчислению)
говорится также в сборнике «Временник императорского
Московского общества истории и древностей российских»,
кн. 7 (М., 1850).
В знаменитой «Книге о скудосте и богатстве» (1724,
есть издание 1937 г.) И. Т. Посошков (1652—1726) де-
лает расчет возможных поступлений в бюджет при пере-
ходе к поземельному налогу3.
Надо заметить, что установление Петром I подушной
подати было основано на «государственном счете», пред-
ставлявшем собой чрезвычайно прямолинейный расчет,
в основе которого, однако, заложены косвенные расчеты.
Как известно, после окончания войны со Швецией
в 1714 г. наступил конец 14-летнего военного напряже-
ния, вновь созданная регулярная армия переводилась на
мирное положение.
Чтобы снять с государственного бюджета 78%, шед-
ших на содержание войска, Петр I придумал новый спо-
соб содержания и расквартирования недемобилизованной
армии. 26 ноября 1718 г. был издан указ, «изложенный
с тем торопливым лаконизмом, каким отличался законо-
дательный язык Петра» 4. Петр решил сперва высчитать
стоимость штатного состава полков, потом сосчитать ко-
личество тяглых мужских душ «от старого до самого
последнего младенца». Далее, полагая обе величины
1 По нашему счету 1669 г. Современное летосчисление началось
с 1700 г. До этого было принято церковное (греческое) летосчисле-
ние, по которому период от «сотворения мира» до начала христиан-
ской эры считался в 5508 лет, а начало нового года — 1 марта.
С 1492 г. начало нового года в России стали считать с 1 сентября,
в 1700 г.— с 1 января (по указу Петра I).
2 «Описание документов и бумаг, хранящихся в Московском
архиве Министерства юстиции», кн. I. M., 1884, стр. 367.
8 И. Посошков. Книга о скудости и богатстве и др. сочи-
нения. М., 1951, стр. 133.
4 В. О. Ключевский. Подушная подать и отмена холоп-
ства в России. «Русская мысль», 1886, № 9. Есть отд. изд. в сб.
«В. О. Ключевский. Опыты и исследования. Первый сборник статей»,
стр. 312.
390

неизмененными, разделить первую на вторую и получен-
ное частное признать одинаковым для всех подушным
окладом. В соответствии с этим было назначено 74 коп.
и на каждый пехотный полк пришлось 21 8637/в души,
причем точно расписано, какие именно души, в каких
деревнях должны были содержать эти полки. Ясное дело,
что «душа» являлась только счетной единицей, а не пла-
тежной силой (как это и было точно сформулировано
в последующем законодательстве — в указе 3 мая
1783 г.). Косвенный расчет здесь заключался в том, что
число душ предполагалось пропорциональным числу
тягол, и в указе 1727 г. было предложено практически
считаться именно с платежной силой.
К косвенным расчетам прибегал М. В. Ломоносов.
В письме Шувалову в 1761 г. Ломоносов излагает свои
взгляды по вопросам демографической политики. Письмо
это начинается так:
«Милостивый государь Иван Иванович!
Разбирая свои сочинения, нашел я старые записки
моих мыслей, простирающихся к приращению общей
пользы». И далее приводит перечень глав, на которые
разбито все письмо1. «Письмом» это сочинение является,
конечно, только по форме. На самом деле это обстоятель-
ный научный доклад, где Ломоносов выступает как яркий
актимальтузианец, хотя', конечно, с Мальтусом он не мог
полемизировать, так как сочинение Мальтуса «Опыт о за-
коне народонаселения» было написано значительно позже
(1798 г.). В пункте 6 этого письма Ломоносов дает при-
близительный расчет увеличения населения от сокраще-
ния смертности в младенческом возрасте. Чтобы опреде-
лить число новорожденных, Ломоносов поступает
следующим образом. Считая численность населения муж-
ского пола в 12 млн., он определяет количество ново-
рожденных в 500 тыс. в год. Чтобы определить далее
численность умерших детей, он берет имеющиеся у него
данные по Парижу о смертности детей до трехлетнего
возраста. Распространив этот относительный показатель
на Россию, Ломоносов приходит к заключению, что из
предположенных им 500 тыс. родившихся останется
через три года в живых половина. Поскольку в России
1 М. Ломоносов. Избранные сочинения, кн-во «Польза»,
М., стр. 123.
391

умирало больше, чем в Париже, Ломоносов считает
кругло детскую смертность— 100 тыс. детей до трех лет
ежегодно 1.
Любопытно отметить, что, поскольку никаких записей
естественного движения населения в те времена не было,
Ломоносов предлагает устанавливать число смертей по
церковным записям... о меде, из которого делали кутью
для поминания покойников.
Помимо этого, представляет существенный интерес расчет
Ломоносова, относящийся к исчислению поверхности льдов и сво-
бодной от льдов воды при проходе судов северным морским путем2.
Ломоносов берет количество льдов, наблюдаемых в Мурман-
ском и Белом морях—около V4 поверхности моря, т. е. 15 тыс. кв.
верст. Взяв площадь бассейнов рек Белого моря (200 тыс. кв. верст)
и отношение этой величины к первой
Ломоносов делает следующий смелый косвенный расчет. Приняв
площадь бассейнов рек, впадающих в Ледовитый океан, в
2600 тыс. кв. верст, он пропорционально исчисляет площадь ледо-
вых полей Ледовитого океана. Получается 200 тыс. кв. верст. По-
скольку температура в Сибири ниже, чем в Белом море, Ломоносов
удваивает эту величину. Считая, далее, площадь Ледовитого океана
в 6000 тыс. кв. верст, он делает отсюда вывод, что сибирские льды
покрывают океан на Vis. Делая тот же расчет относительно амери-
канского берега, Ломоносов приходит к заключению, что льды
могут покрывать поверхность Ледовитого океана только на Vi2S.
Вычитая поверхность островов, Ломоносов приходит к выводу, что
свободная поверхность океана в 10 раз больше занятой льдом, т. е.
что плавание из Европы в Тихий океан вполне возможно.
Несмотря на грубость такого расчета, Шокальский признает
его высокую научную ценность, а опыт советского мореплавания
Северным морским путем практически подтвердил возможность и
удобство этого сообщения.
В конце 1782 г. вышли в свет в Париже три тома (около
2 тыс. стр.) «Физической, моральной, гражданской и по-
литической истории древней России» некоего кавалера и
врача Ле Клерка. Это издание представляло собой гнус-
ный пасквиль на Россию, вплоть до портретов царей,
которые явно шаржированы. Против этого пасквиля
выступил премьер-майор русской армии И. Н. Болтин
1 М. В. П т у х а оспаривает правильность этого расчета Ломо-
носова (Сб. «Ломоносов», т. II, М., 1946), стр. 204.
2 Сб. «Труды Ломоносова, 1711—1911», 1911.
392

(1735—1792), издавший глубоко патриотическую боль-
шую талантливую книгу — «Примечания на историю
древняя и нынешняя Россия г. Леклерка» (т. II, 1768).
В этой книге разоблачаются все фальсификации Ле Клер-
ка и даются обстоятельные для того времени статистиче-
ские данные1. Между прочим, Болтин показывает
(стр. 137), как исчислить население («народонаселение»)
всего государства по данным о нескольких губерниях.
Позже К. Ф. Герман возвращается к этим расчетам.
Он пытается определить численность населения России
в 1722—1806 гг., прибегая к ряду пропорциональных рас-
пространений2. Получив общий прирост населения («ус-
пехи населения»), Герман вычитает из полученных им
итогов население вновь присоединенных к России за это
время территорий и получает естественный прирост (рас-
полагаем его данные в таблицу):
* В подлиннике стоит 14, это опечатка. Бросается в глаза наивность вычи-
тания из округленных сумм.
** Быть может 42 млн.?—Я. М.
В богатой русской экономической литературе конца
XVIII и начала XIX в. вообще встречается много косвен-
ных расчетов. Не лишены интереса расчеты численности
населения (и по сословиям), предложенные Екатери-
1 В конце XIX в. аналогичную работу проделал русский историк
и патриот В. О. Ключевский, разоблачивший известного француз-
ского историка Рамбо, написавшего полную развесистой клюквы исто-
рию России и имевшего наглость выпустить особое издание «специ-
ально для русских» (В. Ключевский. Сборник статей, т. III. Пг., 1918).
2 К. Герман. Статистические исследования относительно Рос-
сийской империи, ч. 1,1819, стр. 29 и след. О других расчетах К. Г е р-
мана см. «Научные записки .МФИ», 1955, вып. 7.
393

ной II в ответах на вопросы Дидро1, которые, впрочем,
носят вполне поверхностный характер.
К тому же времени относятся работы М. М. Щерба-
това (1733—1790). Они вошли в собрание его сочинений,
изданных в 1896 г. (тт. 1—11). В работе «Статистика в
рассуждении России» в разделе «О многонародии» Щер-
батов исчислил население отдельных областей по числу
поставленных рекрутов, «поскольку у них военных людей
щитается в Военной Коллегии, которое число я учетве-
ряю; ибо необходимо подлежит щитать, что от двух
взрослых один годным к войне должен щитаться, а рав-
ное число с взрослыми малолетних и стариков есть»2.
Всего в России он насчитал 22,6 млн. чел. (1776/77 гг.).
В другой работе — «Состояние России в рассуждении
денег и хлеба в начале 1788 г.» он рассчитывает, сколько
понадобилось бы лет для промышленного развития
России, если бы не было петровских реформ. По этим
совершенно, впрочем, умозрительным расчетам задержка
была бы в 210 лет!
В многотомном сочинении физиократа (польского гра-
фа) В. С. Стройновского, очевидно, одного из первых
представителей дворянского либерализма 3, имеются рас-
четы, посвященные исчислениям налогового бремени. Он
же написал книгу «Об условиях помещиков с кресть-
янами» 4, где привел ряд расчетов, доказывающих выгоду
освобождения крестьян от крепостной зависимости, рас-
четов, вызвавших ряд нападок со стороны самых зако-
ренелых крепостников.
Не обходится без таких расчетов крупный экономист
того времени декабрист Н. И. Тургенев (1789—1871) 5.
Многочисленные косвенные расчеты содержатся в из-
дававшемся Академией наук в начале столетия «Стати-
стическом журнале» (хлебофуражный баланс в т. 1, ч. 1,
экстраполяция цен, ч. 2 и др.)-
1 «Русский Архив», 1880, кн. III, стр. 16.
2 М. Щербатов. Статистика в рассуждении России. М.,
1859, стр. 50—51.
3В. Стройновский. Всеобщая экономия народов, перев.
с польского, ч. IV, СПб., 1817, стр. 1051 и след.
4 В. Стройновский. Об условиях помещиков с крестьяна-
ми. Вильно, 1809, стр. 144 и след.
5 Н. И. Тургенев. Опыт теории налогов. 1818 (есть изд. М.,
1937) — работа, положившая начало русской финансовой науке.
394

В 1787 г. вышло в свет сочинение капитана флота и
секретаря Павла I С. И. Плещеева (ум. в 1802 г.) «Обо-
зрение Россиския империи в нынешнем ее новоустроен-
ном состоянии». Эту книгу автор заканчивает расчетом
численности населения России. «В России всего народа
по последнему исчислению простирается до 26 миллионов,
но в сей счет не входит дворянство, духовенство,
сухопутное и морское войско, статные воинские
команды, служители дворцовые, присутственных
и казенных мест, находящихся при академиях, Универ-
ситетах, Семинариях и других училищах и воспитатель-
ных домах, также нерегулярные войски, кочующие
и дикие народы, поселенцы разных наций и жители
новоприсоединенных областей» К Прикидывая числен-
ность этих категорий, Плещеев определяет числен-
ность населения России для середины 80-х годов XVIII в.
в 30 млн. душ.
Вообще начало века характерно обилием экономиче-
ских работ, содержащих интересные расчеты. Покупатель-
ная способность русских денег в зависимости от вексель-
ного курса на международных рынках рассчитана в кни-
ге Василевского «Краткое рассуждение о торговле»
(СПб., 1808). Расчеты доходности земли приведены в
работе малоизвестного автора А. Вонляр Лярского
«О кредите, труде, и отчетности в сельском хозяйстве»
(СПб., 1838). Расчет доходов с капитала приведен в
сочинении известного государственного и общественного
деятеля, проводника буржуазных идей Н. С. Мордвинова
(1754—1845) «Рассуждение о могущих последовать поль-
зах от учреждения частных по губерниям банков» (1816,
переиздано в 1945 г.). Представляет интерес расчет
Н. Мордвинова выгод от английского займа при повыше-
нии курса рубля 2. У Н. С. Мордвинова имеются некото-
рые расчеты финансового порядка, в частности, в его
«Мнении при случае рассмотрения в Государственном
совете расписания о доходах и расходах на 1821 г.», где
1 «Плещеева обозрение российский Империи в нынешнем ее
новоустроенном состоянии с показанием новоприсоединенных к Рос-
сии от Порты Оттоманской и от Речи Посполитой Польской обла-
стей», изд. 4. СПб., 1793, стр. 180.
2 «Русская старина», 1911, сент., стр. 443.
395

он рассчитывает возможные поступления при замене бес-
срочной военной службы налогом 1.
Довольно любопытный косвенный расчет приведен в «Архиве
графов Мордвиновых»2. Расчет касается доходов откупщиков. В те
времена питейный сбор превосходил, по словам этого источника,
подушный сбор и служил главной доходной статьей государствен-
ного бюджета. В опубликованной докладной записке подсчитыва-
ются все расходы откупщика по Санктпетербургскому питейному
откупу (приводим только круглые итоги):
Откупная сумма, вносимая в казну .... 2121 тыс. руб.
Расходы на покупку вина у государства и
на стороне 2717 „ ,
Накладные расходы (выражаясь современным
языком) 648 „ „
Всего ... 5486 тыс. руб.
Исходя из этого, рассчитывается, что вина должно быть про
дано 1830 тыс. ведер. Между тем в 1807 г. было продано 887 тыс.
Далее в записке говорится: «Всю сумму собирать должно по боль-
шей части гривнами, пятикопейками и еще меньшими долями,
а разделяя ее на 365 дней, причитается на каждый 14 576 р. 61 к.»8.
После этого идет расчет часов торговли (13 часов в день, т. е.
47654 в год) и на какую сумму надо продать в среднем в час. Вслед
за тем автор дает характеристику покупательной способности
потребителей. «Доход откупщика не заключается в пропое пьяниц,
но в дневной народной порции», и далее в таком духе. Кончается
расчет требованием разрешить открывать питейные заведения
поближе к казармам и при банях.
Много аналогичных расчетов можно найти в книге
В. Попова, носящей полемическое название «Ответ В. По-
пова дворянину, сочинителю письма, на рассуждения его
о вывозе звонкой монеты и о прочем, напечатанного
в Москве сего 1833 года» (СПб., 1833). Много
расчетов содержится в разнообразных работах уже
упомянутого академика Карла Федоровича Германа
(1767—1838), напечатанных в сборниках Академии наук
Nova acta. Эти работы, касающиеся расчетов численности
1 «Чтения в императорском обществе истории и древностей рос-
сийских при Московском университете», 1859, кн. I, разд. V,
стр. 5—6.
2 «Архив графов Мордвиновых», т. III, СПб., 1912, стр. 252 и след.
8 Ошибка в расчете: при делении получается 15 030 руб. (Я. М.)
4 При умножении 13 на 365 получается 4745 (Я. М.).
396

населения, естественного движения, внутренней торговли,
сельского хозяйства, соляного дела и др., напечатаны (как
принято было тогда в Академии наук) на французском
языке. Книги этого автора одно время были запрещены,
как крамольные. Карла Германа не следует смешивать
с Иваном Филипповичем Германом (1755—1815)—про-
фессором технологии, впоследствии тоже членом академии
и членом Берг-коллегии, начальником Екатеринбургских
железных заводов и монетного двора, опубликовавшим
работу «Статистическое описание России в отношении
населения, земли, естественных ресурсов (продуктов),
сельского хозяйства, горного дела, промышленности
и торговли» 1. Можно считать эту работу первой попыт-
кой исчисления народного дохода России.
Этот расчет основан на следующих прикидках. Счи-
тая, что в России 30 млн. жителей и полагая средний раз-
мер семьи 5 чел., получаем 6 млн. семей. Каждая семья
потребляет в среднем в месяц 8 пудов хлеба, крупы и пр.
Считая по 25 коп. пуд, получаем в год 144 млн. руб.
Остальные предметы потребления и средства производ-
ства оцениваются по приблизительному количеству их
производства. Вычитался ли при этом вывоз, из текста
не ясно. Общая сумма народного дохода получается
300 млн. руб., что составляет, таким образом, в среднем,
10 руб. в год на человека. Автор признает, что эта вели-
чина значительно меньше фактического среднего годово-
го дохода.
Весьма интересные исчисления можно найти в изда-
нии 1795 г. «Новейшее повествовательное землеописание
всех четырех частей света с присовокуплением самого
древнего и учения о сфере, так же и начального для
малолетних детей учения о землеописании. Российская
империя описана статистически, как никогда еще не бы-
вало. Сочинено и почерпнуто из вернейших источников,
новейших лучших писателей учеными Россиянами. Иж-
дивением книгопродавца Ивана Глазунова в Санктпетер-
бурге при императорской Академии Наук».
Вторая часть этой обширной работы называется так:
«О землеописании и Европе вообще, такожь статистиче-
1 В. Hermann. Statistische Schilderung von Russland in
Rucksicht auf Bevolkerung, Landebeschaffenheit, Naturprodukte und
Handel. СПб., 1790, стр. 475 и след.
397

ское описание Российской империи, в конце изображение
наместнических мундиров». В разделе Богатство Госу-
дарственное сделана попытка исчисления народного до-
хода. «Хлеб есть мерило цены всех вещей в России»,—
говорят авторы 1 и предлагают следующий расчет. Считая
в России 60 млн. жителей, в стране потребляется ежеме-
сячно 96 млн. пудов хлеба, что дает в год 1152 млн. пудов.
При цене в 30 коп. получается 345,6 млн. руб. Прибавляя
сюда вывоз за границу и промышленное потребление —
350 млн. руб. Водки выкуривается (и потребляется)
около 7 млн. ведер; считая по 4 руб., получается 28 млн.
руб., соли 15 млн. пудов по 40 коп.— 6 млн. руб. Черных
и цветных металлов на 9 млн. руб. Пенька, лен, табак,
конопляное масло, сало и кожа — на 40 млн. руб. Лес-
ной товар и уголь — на 25 млн. руб. Животных продуктов
на 60 млн. руб. Рыбы, продуктов огородничества и «про-
чих кореньев и трав» ка 20 млн. руб. «Следовательно,
всего всех произведений употребляется на 544 миллиона
рублей, итак на каждого человека придет в год по 9 руб.
с небольшим копеек» 2. К этой сумме авторы прибавляют
доход от внешней торговли и выпуск денег в обращение.
Складывая вместе то, что они считают тремя источни-
ками народного дохода — внутреннюю продукцию, доход
от внешней торговли и «ходячую монету», авторы счи-
тают «государственное богатство 929 миллионов рублей,
ежегодно в обращении находящихся, и естественно еже-
годно знатное приращение имеющих» 3.
Сама величина исчисленного «народного богатства»,
конечно, здесь не может иметь значения научно обосно-
ванного расчета (и повторный счет — кожи и др., и не-
обоснованность самих прикидок, и явно преувеличенная
численность населения). Однако для своего времени эти
прикидки были и оригинальны, и смелы и, несомненно,
приковывали внимание современников к экономическим
проблемам.
Помимо этого следует отметить, что, несмотря на
желание авторов сделать изложение как можно попу-
лярнее и доходчивее, вся работа не является вульгар-
ной. Она отличается глубиной содержания (финансы,
1 «О землеописании и Европе вообще...», стр. 227.
2 Там же, стр. 228.
8 Там же, стр. 229.
398

внутренняя и внешняя торговля) и ясным пониманием
государственных интересов.
Из других косвенных расчетов того времени заслужи-
вают упоминания работы не экономистов в области
естественного движения населения (С. Г. Забелин и
иностранцы, жившие временно в России,— Л. Крафт,
Д. Бернулли и др.).
Большой интерес представляют расчеты, помещенные
в «Собрании разных знаний о законах рождения и
смерти в роде человеческом», изданном в 1781 г.1 Неиз-
вестный автор делает следующий расчет. Поверхность
земного шара составляет 9 902 744 немецких кв. мили, из
которых он полагает, что 2/з покрыты водой. Поверхность
твердой земли при таком расчете составит 3 096 915 кв.
миль2. Из этого числа автор вычитает V4, падающую на
неизвестные земли. Остается 2 322 686 кв. миль. На
каждой кв. миле «по строжайшему исчислению могут
прокормиться по крайней мере 3000 человек. След-
ственно поверхность известной твердой земли земного
шара в состо-янии прокормить по крайней мере 7000 мил-
лионов жителей. По исчислению Рикчиола находится
теперь 1000, а по исчислению Сисмильха3 1080 мил-
лионов жителей на всей земле. И так настоящее число
жителей земных составляет только седьмую часть того
числа, которым бы она населена быть могла»4. «Россия
по Шлецерову исчислению содержит более 300 000 немец-
ких квадратных миль. Из сего выключить должно поло-
вину для отдаленных Северных Провинций, а из другой
половины убавить надобно также две трети, и останется
одна только треть хорошей и плодородной земли, т. е.
Ve часть всея ее поверхности или 50 000 немецких квад-
ратных миль. Следственно Россия по строжайшему исчи-
слению содержать может в одних своих лучших Провин-
циях 150 миллионов жителей» 5.
Далее автор дает следующий популярный расчет.
Полагая среднюю смену поколения в 33 года и население
1 Переиздано Академией наук в 1787 г. в «Собрании сочинений,
выбранных из месяцесловов в разные годы», ч. II.
2 В вычислениях у автора здесь ошибки.
8 Очевидно, имеется в виду Зюсмильх.
4 «Собрание сочинений, выбранных из месяцесловов на разные
годы», ч. II, СПб., 1787, стр. 368.
6 Там же, стр. 370. В расчетах имеются ошибки.
399

земного шара в 1 млрд. чел., он считает, что «в 33 года
умирает 1000 миллионов, и следственно
каждый год 30 303 030
каждый день 83022
каждый час 3 459
каждую минуту 57 или
около 60
каждую секунду .... 1
Напротив того, число ежегодно рождающихся к числу
ежегодно умирающих обыкновенно содержится как 12
к 10». Отсюда автор делает тот же расчет для года, дня,
часа и минуты. «Таким образом,— заключает он,— смерть
ежедневно похищает более 83 000 человек, а вместо оных
каждый же день 99 600 вступает других на Театр Мира
и земля по непременному течению природы ежедневно
получает около 16 000 человек». В этой же работе очень
обстоятельно излагается значение таблиц смертности.
Целиком на косвенных расчетах из области денежного
обращения построено сочинение меркантилиста акаде-
мика Ф. X. Вирста (ум. в 1831 г.). Оно вышло в СПб.
в 1807 г. (в переводе с немецкого) с бесконечно длинным,
как это было принято тогда, названием: «Рассуждения
о некоторых предметах законодательства и управления
финансами и коммерцией) Российской империи, как-то:
о причинах дороговизны, о переменах в достоинстве
денег» и т. д.
Исторический интерес представляет хлебофуражный
баланс, рассчитанный для 1802—1804 гг. профессором
статистики Е. Ф. Зябловским (1763—1846). Этот автор
рассчитывает, что «Россия в состоянии прокормить до
516 милл. населения» 1. Он считает по губерниям, сколько
четвертей посеяно, сколько собрано, «сколько за продо-
вольствием народным и посевом осталося и сколько на
продовольствие не достало»2. У него получилось для
1804 г. 64,6 млн. четвертей остатков.
1Е. Зябловский. Статистическое описание Российской
Империи в нынешнем ее состоянии с предварительными понятиями
о статистике и с общим обозрением Европы в статистическом виде,
кн. II, СПб., 1802; 2-е изд., 1815, стр. 146.
2 См. его же. Российская статистика, СПб., 1832, 2-е изд.,
1842, т. И, стр. 10.
400

Интересный расчет производительного и непроизводи-
тельного населения имеется в изданной в 1818 г. книге
профессора статистики К. П. Арсеньева (1789—1865)
«Начертание статистики Российского государства», ч. I.
В этой книге по данным шестой ревизии (т. е. 1812 г.)
приводится следующий состав «производящего класса»:
Купцов 119 тысяч душ
мещан 750
вольных людей 137 „ в
казенных крестьян 6 700 в
удельных в 570
помещичьих в 10 500 „ в
разных ведомств крестьян . . 180 в „
Итого производящий класс . . 18 956* в в
* В подлиннике 18 459 тыс. — П. М.
«Число непроизводящего класса жителей положить
можно более 2 000 000 душ:
Дворянства около 225 000 душ
Духовенства 9 215 000 .
Военных до 1000 000 „
Разночинцев и служащих всякого
рода до 750 000 в
Из сих показателей можно вывести следующие за-
ключения:
1) Что непроизводящий класс относится к производя-
щему как 1 :9, или, что 9 производителей содержат
одного потребителя.
2) Что одни земледельцы почти в пять раз превос-
ходят числом своим все прочие сословия. Непреложное
доказательство, что Россия в высочайшей степени земле-
дельческая держава.
3) Что класс фабрикантов, ремесленников и купцов
содержится к классу земледельцев как 1 :20, или, что
все равно, земледельцев в 20 раз больше сравнительно
с первыми. Из сего видно, что фабрики и ремесла в Рос-
сии еще не довольно распространены.
4) Что Россия весьма мало имеет среднего сословия
(tiers-etat), естественного и весьма нужного предела
между земледельцем — обрабатывающим землю и поме-
щиком — господином земли». Далее автор говорит, что
«пропорция среднего состояния к общему числу жителей
401

есть как 1 : 25 — пропорция весьма малая по сравнению
с другими европейскими нациями, где таковая пропорция
есть как 1 :5 или еще более»*. Позже аналогичный
расчет по отдельным губерниям был проделан В. П. Ан-
дросовым (см. дальше).
К- И. Арсеньев, тогда еще молодой профессор, в своих
«Начертаниях статистики» находил, что труд вольно-
наемных рабочих производительнее труда крепостных,
что гражданская личная свобода содействует развитию
промышленности. В 1819 г. николаевское правительство
усмотрело в этих взглядах неблагонамеренность, и Ар-
сеньева исключили из университета вместе с другими
либеральными профессорами.
В своей работе «Практические начала политической
экономии» 2 П. И. Пестель делает расчет падения ценно-
сти денег при увеличении количества денег в обращении
из-за открытия серебряных рудников в Южной Америке
и при одновременном возрастании спроса на товары.
В книге, написанной по поручению военного генерал-
губернатора, «Статистическая записка о Москве» (1832)
В. П. Андросов (1803—1841) делает расчет потребления
мяса в Москве. «Допустив,— говорит он,— что 215 000
жителей в Москве наблюдают посты, а 90 000 круглый
год едят скоромное, и отчисливши на потребление пер-
вых 528 41172 пуд, найдем, что на каждого приходится
в год по 2 пуда 17V2 фунтов, или, предположив, что это
количество потреблено в 215 скоромных дней, менее пол-
фунта в день»3. По его наблюдению, в Москву пригоня-
лось «в последние пять лет ежегодно 103 876 волов, что
составит, полагая по показаниям мясников 19 пуд говя-
дины кругом на быке, 1 973 644 пуда говядины, или,
в других числах, 284 вола ежедневно, почти 6V2 пуд в год
на каждого из жителей, или около 2/з фунта в день на
человека» 4. Но, полагает Андросов, так огульно считать
нельзя. При «самом содержании» более 1/г фунта в день
1 К. Арсеньев. Начертание статистики Российского государ-
ства, ч. I, СПб., 1818, стр. 106 и след. См. его же. Статистиче-
ские очерки России, СПб., 1848.
2 «Избранные социально-политические и философские произве-
дения декабристов», т. II. М., 1951, стр. 37.
3 В. Андросов. Статистическая записка о Москве. М., 1832,
стр. 102—103.
4 Там же.
402

на человека из простого народа «не полагается», кроме
того, 215 тыс. человек соблюдают посты (постных дней
в году, не считая сред и пятниц, было минимум 133).
Рассчитывая остающуюся от постных дней говядину
(4 тыс. пудов), он прибавляет ее к потреблению несоблю-
дающих постов (90 тыс. чел.) и получает для этой группы
норму в 1V2 фунта в день. «По сему расчету, для про-
стого народа остается только 32 816 вола, или Vs часть
скота пригоняемого» К Далее он рассчитывает потребле-
ние замороженного мяса.
Большое количество косвенных расчетов содержится
в другой книге Андросова «Хозяйственная статистика
России» (1827). На этой книге автор выставил эпиграф
политических арифметиков: «Я только повествователь и,
большей частью, попросту вычислитель. Я с преданностью
доношу о том, что видел, читал, считал» 2.
В. Андросов один из первых дал критику русской
официальной статистике. Официальным данным, пишет
он, доверять нельзя. Так, по «сведениям, сообщаемым
правительству» в 1813 г., посев показан — озимых
22 млн. четвертей, яровых 28 млн. чтв. А «в съеме» —
озимого 69 млн., ярового 92 млн. чтв. «Следовательно,—
заключает автор,— выключив из сего количество, нужное
на продовольствие народное и на засев к будущему году,
в остатке почти ничего или будет мало. А известно, что
Россия из одного Одесского порта в 1815 году отпустила
за границу 6 000 000 четвертей пшеницы и ежегодно от-
пускает почти изо всех гаваней хлеб в зерне» 3. Поэтому
автор считает, что «заключение о хлебном богатстве Рос-
сии» следует делать косвенным путем — «из примерно
полагаемого посева и потребления» 4. Исходя из площади
пашни, определенной им в 63 146 тыс. десятин, он счи-
тает далее так. Треть площади идет под пар, две трети
засевается. На десятину следует класть 1,5 четверти
«средним числом разных родов хлеба»5. Выходит на
1 В. Андросов. Статистическая записка о Москве. М., 1832,
стр. 102—103.
2 В. Андросов Хозяйственная статистика России. М., 1827,
стр. 81.
3 Там же, стр. 82.
4 Там же.
6 Там же.
403

посев 63 147 тыс. чтв. При урожае в 3 чтв. общий сбор
получается 189 441 тыс. чтв. 1 «Исключив из сего количе-
ства по 2 четверти на продовольствие 45 000 000 жителей
России, 90 000 000 чтв. и 63 146 861 чтв. на посев, остает-
ся 36 393 722 четверти».
Автор указывает, что этот расчет минимальный, так
как взята ничтожно малая величина среднего сбора с
десятины.
Рассчитывая в другом месте той же книги сравни-
тельную стоимость перевозок водой и гужом, В. Андросов
приводит следующие соображения.
Пять лодочников могут перевезти по каналу груз, на
перевозку которого на то же расстояние и в то же время
потребовалось бы 83 лошади и при них 21 проводник. «Но
как часть земли, засеянная для прокормления одной ло-
шади, может продовольствовать 8 человек, следователь-
но, не принимая в рассуждение других издержек, отноше-
ние издержек при перевозках водой и сухим путем будет
как 1 : 137» 2.
Из других работ начала века можно еще отметить
книги, вышедшие в России на французском языке. Одна —
Н. С. Всеволожского «Историко-географический словарь
Русской империи, содержащий политические и статисти-
ческие таблицы этого обширного государства...» и т. д.
(длинное название) в двух томах (М., 1813). Вторая —
А. Вейдемейера «Исторические, хронологические, геогра-
фические и статистические таблицы Русской империи»
(СПб., 1828). Некоторый интерес там представляют рас-
четы численности населения (экстраполяция итогов ре-
визий) 3.
Можно также отметить еще книгу В. Пельчинского
«О состоянии промышленных сил России до 1832 г.»
(СПб., 1833), представляющую собой свод по легкой
промышленности начала века, где имеются некоторые
расчеты, связанные с восполнением материала.
1 При умножении получается другое число—126 294 (Я. М.).
2 В. Андросов. Хозяйственная статистика России, стр. 265.
8 Критика этих расчетов и некоторые поправки к ним сделаны
были И. Шницлером в книге, вышедшей на французском языке в
Париже в 1829 г.: I. S с h п i t z 1 е г. Essai (Tune statistique generate
de l'Empire de Russie..., P., 1829. См. также I. George. Description
de toutes les nations de l'Empire de Russie. СПб, 1776, откуда
Шницлер брал исходные данные.
404

Другой автор того времени, профессор статистики
И. Я. Горлов (1814—1890) в своей работе «Обозрение
экономической статистики России» (СПб., 1849) дает
интересные расчеты естественного движения населения.
Судить о соотношении численности рождений и смертей
по данным метрических записей, по его мнению, нельзя,
во-первых, потому, что смертность в армии и во флоте
метрическими книгами не отмечалась, и, во-вторых, пото-
му, что в церковных книгах фигурирует только православ-
ное население. Делая ряд прикидок, автор приходит
к заключению, что к концу 30-х годов в России рождае-
мость дает 1 на 23 жителя, а смертность 1 на 36. Горлов —
типичный политический арифметик. «Отечественные
записки» (июнь 1849) не без основания обвиняли Горлова
в теоретической беспринципности, чрезмерно упрощенной
демонстрации фактов без достаточного их экономического
анализа.
Наиболее обстоятельные расчеты численности насе-
ления в середине века сделаны академиком П. И. Кеп-
пеном (1793—1864). Сначала Кеппен сделал расчеты
по 8-й ревизии: определил численность населения и ис-
числил процент крепостного населения (45%). Эта рабо-
та была напечатана в Записках Академии наук за 1847 г.
(IV серия, т. VII, на немецком языке). Вслед за тем
Кеппен сделал те же расчеты и для 9-й ревизии. Перво-
начально результаты свсях исчислений Кеппен опубли-
ковал в Петербургском календаре за 1855 г. а вслед за
тем напечатал обширное исследование под названием
«Девятая ревизия. Исследование о числе жителей в Рос-
сии в 1851 году» (СПб., 1857). Кеппену принадлежит за-
слуга собрания всех имевшихся отрывочных данных, ко-
торыми можно было восполнить итоги 9-й ревизии, про-
веденной в 1851 г. Ревизия как чисто фискальная опера-
ция учитывала только «лиц податного состояния». Она
обеспечивала полноту данных о числе мужчин «состо-
ящих в окладе и на льготе», остальные же сословия уче-
ту не подлежали. Кеппен насчитал свыше 68 млн. жите-
лей России (включая регулярное войско). При этом его
работа представляет интерес и в отношении исчерпываю-
щей критики источников. В частности, заслуживают вни-
мания его соображения о том, что тогдашняя (и, повиди-
мому, позднейшан также) статистика естественного дви-
405

жения населения может привести к неправильным заклю-
чениям: сопоставляя данные ревизий, Кеппен доказы-
вает, что показания о родившихся полнее показаний об
умерших, поэтому всякие исчисления, основанные на ме-
трических записях, дадут преувеличенное представление
о приросте населения.
Подробный анализ расчетов Кеппена был дан К. С Ве-
селовским в издании Географического общества «Сбор-
ник статистических сведений о России» (СПб., 1851).
Позже материалы Кеппена послужили лля сопоставле-
ний с итогами всероссийской переписи 28 января 1897 г.
Руководитель этой переписи знаменитый географ и
статистик академик П. П. Семенов-Тян-Шанский
(1827—1914) уже 7 мая 1897 г. подверг такому сравни-
тельному анализу предварительные итоги переписи 1. Этот
крупнейший русский ученый сделал соответствующие
расчеты и пришел к заключению, что население России
за полвека удвоилось.
Вслед за Кеппеиом исчисления процента крепостного
населения, по данным девятой ревизии, были сделаны
Л. Г. Тройиицким (1793—1857), известным статистиком,
чиновником и товарищем министра внутренних дел2.
Он определил процент крепостного населения величи-
ной 38% 3.
Тройницким же написана книга «Крепостное на-
селение России по 10-й народной переписи. Статистическое
исследование» (СПб., 1861). В этой работе численность
населения России он определил в 67 млн. чел., в том числе
крепостного — 23 млн. (34%). Им приведена группиров-
ка губерний по проценту крепостного населения, процен-
ту, который, вообще говоря, колебался очень значительно
(от 69% в Смоленской и Тульской губ. до 1% в Бесса-
рабии).
Данные Тройиицкого использовал Н. Г. Чернышев-
ский для расчета числа крепостных душ, приходящихся
* «Известия ИГРО», т. XXXIII, вып. III, 1897.
2 Не путать с другим известным русским буржуазным стати-
стиком — Н. А. Тройницким, бывшим одно время директором
Центрального статистического комитета и участником переписи
1897 г.
3 Опубликовано в «Журнале Министерства внутренних дел»,
1858, № 5.
406

в среднем на одного помещика {. На основе этих дан-
ных Н. Г. Чернышевский показал роль крупного зе-
млевладения, дав группировку помещиков по числу
принадлежащих им крепостных душ.
Сводка всех работ по естественному движению насе-
ления дана А. П. Заблоцким 2. Блестящий статистик-де-
мограф середины века В. В. Трубников приводит очень
интересные, сложные для того времени расчеты прироста
населения с применением экстраполяции и выравнивания
рядов в «Сборнике статистических сведений о России,
издаваемом статистическим отделом Императорского
географического общества» (кн. III, СПб., 1858). Здесь
же (кн. II) не менее интересные расчеты М. Ф. Спасско-
го «О влиянии внешних условий на долголетие», где сде-
лана попытка дать, хотя и не социальное, но, во всяком
случае, материалистическое освещение вопроса.
Ряд расчетов численности населения произвел рус-
ский статистик николаевского времени Тенгоборский (см.
дальше) в опубликованной им в Париже на французском
языке довольно обстоятельной работе «Очерки произво-
дительных сил России» (1854). На его расчеты впослед-
ствии опирались многие авторы, в частности А. П. Егу-
нов в своей важной для того времени работе по геогра-
фии хлебных цен — «О ценах на хлеб в России» (1855).
Работа Егунова замечательна тем, что в ней дана бле-
стящая критика огульных средних.
Аналогичные, но более элементарные, расчеты числен-
ности и движения населения содержатся в другой работе
того же периода, опубликованной в «Современнике»3.
В журнале «Современник» еще времен редакции
А. С. Пушкина помещен был написанный В. Золотниц-
ким разбор статистического сборника по Нахичеванской
провинции. Рецензент приходит к заключению о неправ-
доподобности приведенных в сборнике данных на осно-
вании рассуждений, основанных на расчетах. Так, он счи-
1 Н. Г. Чернышевский. Соч., т. V, 1950; стр. 515. Работу
Тройницкого Чернышевский называет «результатом долгого и добро-
совестного труда» (Н. Г. Чернышевский. Соч., т. IV, 1906,
стр. 145).
2 «Сборник статистических сведений о России, издаваемый ста-
тистическим отделом ИРГО», кн. I, СПб., 1851, стр. 51 и след»
3 «Современник», т. 85, 1861, статья Грыцько.
407

тает преувеличенной указанную там посевную площадь
по той причине, что если бы действительно такая пло-
щадь засевалась бы, то наблюдался бы вывоз хлебов и
цены были бы ниже. «Все это весьма увеличено,— заме-
чает Золотницкий.— Если бы жители сеяли 1500 халва-
ров хлеба, то, положив средний урожай онаго сам-пят,
вышло бы 7500 халваров — пропорция (на 2400 дымов)
не только достаточная для домашнего потребления, но
позволяющая по изобилию вывозить хлеб в другие ме-
ста,— чего здесь никогда не случалось, и цены на хлеб
в Ордабском округе всегда были выше Нахичеванских» К
В периодике XIX в. вообще можно встретить очень
интересные работы по конкретной экономике, где приме-
няются подчас вдумчивые и остроумные экономические
расчеты. Так, пользовались известностью расчеты внутри-
хозяйственного порядка, предложенные в обстоятельной
монографии «Отчет за одиннадцать лет о ходе и произ-
ведениях Волховского хозяйства», напечатанные в не-
скольких номерах «Отечественных записок» в 1864 г. В од-
ном из номеров за тот же год (т. 67) изложены приемы
элементарной экстраполяции: по двум предшествующим
годам определить предстоящий урожай данного года,
не располагая данными об этих предшествующих уро-
жаях. Для этого авторы предлагают опираться на цены,
так как высота цены обратна высоте урожая. В июнь-
ском номере за 1860 г. имеется очень любопытная работа
неизвестного автора. Этот автор взял совершенно незна-
чительную брошюру Е. Карповича «Петербург в стати-
стическом отношении» и подверг полной обработке и
сравнительному анализу содержащиеся в ней данные, рас-
считав интересные относительные величины и сделав ряд
обобщений на основе ряда ярких сопоставлений.
Эта работа может служить образцом экономического
анализа опубликованного материала и для современного
читателя.
В журнале «Научное обозрение», где печатался
в 90-х годах В. И. Ленин, имеются экономические статьи,
в которых встречаются довольно интересные расчеты.
(Например, в ноябрьском номере 1899 г. — проверка рас-
чета Маресса о том, что треть валового сбора хлебов
1 «Современник», т* 11, 1836.
408

в России поступает на рынок, расчет численности и
передвижения безработных).
Бесспорный интерес представляют расчеты в работах
П. Н. Скворцова. Его работы напечатаны были сначала
в «Юридическом вестнике» и с незначительными измене-
ниями вошли в уничтоженный цензурой марксистский
сборник «Материалы к характеристике нашего хозяй-
ственного развития» (1895), в котором участвовал
В. И. Ленин под псевдонимом Тулии. В статье «Меж-
дународная хлебная торговля России» х П. Скворцов со-
поставляет ряд вычислений относительных величин и
приходит к выводу, что Россия вступила на путь капи-
талистического производства в земледелии и что разви-
тие товарного хозяйства в России идет теми быстрыми
шагами, с которыми не вяжется проповедь народников о
самобытном ходе русского экономического развития и об
отсутствии условий для развития капитализма. В другой
работе — «Итоги крестьянского хозяйства по земским
статистическим исследованиям»2 Скворцов доказывает
зависимость естественного движения населения от раз-
меров земельного обеспечения. В этой работе (она
была написана до появления классической работы
В. И. Ленина) чувствуется некоторая методологическая
беспомощность, автор часто впадает в тавтологию, свя-
зывает размер семьи с наделом, в то время как юриди-
ческое понятие размеров земельного надела зависело от
размеров семьи (при подушном наделении). Однако
в одном месте автор приводит безукоризненную группи-
ровку по размеру посева.
Из работ ученика Чернышевского Н. В. Шелгунова
(1824—1891) следует отметить статью «Экономические
увлечения»3, где он делает расчет, сколько в течение го-
да потребляет крестьянская семья соли (27г пуда) и
отсюда — какой тяжестью ложится на нее соляной акциз.
Представляет интерес также его работа «Государственное
хозяйство»4, где Шелгунов делает расчет размеров не-
производительного потребления, связанного с армией, и
доказывает путем пространного расчета невозможность
1 «Юридический вестник», 1890, дек., стр. 634 и след.
2 Там же, сент., стр. 73 и след.
3 «Дело», 1868, N° 8, стр. 33 и след.
4 Там же, № 12,
409

уплаты русским крестьянством всех выкупных плате-
жей. Шелгунов хотя и прогрессивный автор, но он нахо-
дился под влиянием народников и в его экономических
взглядах проявляются их слабые стороны: идеализм, абс-
трактный гуманизм, непонимание исторической роли про-
летариата.
Расчеты, связанные с определением народного дохода,
имеются в упомянутой выше книге Л. В. Тенгоборского
(1793—1857) «О производительных силах России» К Тен-
гоборский — референдарий в Польше — типичный идео-
лог аграриев, и в целом его работа не может претендо-
вать на большое научное значение, но в ней есть не-
которые экономические расчеты, разбросанные в разных
местах исследования, представляющие известный интерес
для истории вопроса. В виде примера можно привести
исчисление ценности, «прибавляемой к народному наше-
му богатству разного рода промышленностями, занимаю-
щимися обработкой железа» (из гл. II, ч. II третьего
тома).
Сначала Тенгоборский определяет для середины века
количество произведенного чугуна (15 млн. пуд.). Из них
он считает, что «молено положить» 1,5 млн. пуд. на отлив-
ку, а остальные 1372 млн. пуд. превращены в ковкое и
листовое железо и другие изделия из него. Считая, далее,
что для 100 фунтов железа требуется 140 фунтов чугуна,
общее количество выплавленного железа ои определяет
в 9,7 млн. пуд. Устанавливая потом длительными расче-
тами «среднюю цену всем взятым вместе сортам железа»
в 1 руб. 50 коп. серебром, Тенгоборский определяет стои-
мость железа в 14 550 тыс. руб. Вывоз составлял
1 млн. руб.; для внутреннего потребления оставалось,
таким образом, 13,5 млн. руб. «Теперь остается опре-
делить,— говорит Тенгоборский,— насколько увеличивает
ценность сырых материалов в различных его применениях
его обработка и задельная плата рабочим. Само собой
разумеется, что тут дело идет не о совершенно точной
оценке, но лишь сколько-нибудь приблизительной»2.
1 Эта работа вышла в 1858 г. в Петербурге. Более полное
издание вышло, как уже указано ранее, на французском языке в
Париже (1852). Л. Тенгоборский был подвергнут жестокой критике
Н. Г. Чернышевским (Соч., т. V, 1950, стр. 71—79).
2 Л. Тенгоборский. О производительных силах России.
СПб., 1858, стр. 550.
410

Распространяя на Россию калькуляцию издержек произ-
водства в Австрии, он приходит к заключению, что «у нас
обработка и задельная плата увеличивает ценность
потребляемого в государстве железа на 250% и что за-
тем потребление это будет составлять ценность в
47 250 000 руб. сер.»г. Таким образом, получается:
тыс. руб.
Изделия, отлитые из чугуна 2 250
Вывоз чугуна за границу 1 078
«Туземные железные изделия» 47 250
Всего 50578
«Чтобы сделать наше исчисление сколь можно умерен-
ным, мы положим эту ценность круглым числом в 50 млн.
Исключая из этой суммы ценность 15 млн. чугуна в сыром
виде (для исключения повторного счета.— П. М.)у состав-
ляющую, считая по 30 коп. за пуд, 4 500 000 руб., останет-
ся 45 500 000 рублей, ежегодно прибавляемых к народ-
ному нашему богатству» 2.
Из расчетов Тенгоборского видно, что он имел вполне
ясное представление о необходимости вычитания перера-
ботанного продукта во избежание двойного счета. Не сле-
дует упускать из вида, что дело было сто лет назад и к
решению таких методологических вопросов исследователь
должен был приходить сам.
Нельзя не отметить сделанные во второй половине
XIX века попытки расчета хлебофуражного ба-
ланса. Такая попытка была сделана А. Семеновым —
автором работы «Изучение исторических сведений о рос-
сийской внешней торговле и промышленности с половины
XVII столетия по 1858 год»3.
Сначала Семенов рассчитывает потребление городско-
го населения: «Городские населения вместе с занимающи-
мися в России фабричной и ремесленной промышлен-
ностью составляют до 7 мил. лиц, для которых потребно
1 Л. Тенгоборский. О производительных силах России.
СПб., 1858, стр. 550.
2 Там же, стр. 59.
3 Его не следует смешивать с П. П. Семеновым (Тян-Шан-
ским) — крупнейшим статистиком того же времени, и его сыном
В. П. Семеновым — тоже известным русским статистиком.
411

ежегодно до 1772 мил. четвертей хлеба на продовольствие
вместе с их семействами» 1. Вывоз он считает 4—5 млн. чтв.
Полагая, далее, численность дворян, войска и дворовых
2 млн., а жителей потребляющих губернии — 5 млн. и «по-
лагая для их продовольствия вообще 2 четверти в год,
всего 14 мил. четвертей»2. На винокурение он считает
8 млн. чтв. «Выйдет, что внутренняя торговля представ-
ляет ежегодно сбыт для продажи до 40 млн. четвертей
хлеба или почти в десять раз более обыкновенного загра-
ничного вывоза» 3.
Для начала 60-х годов расчет хлебофуражного балан-
са сделан И. И. Вильсоном — чиновником Министерства
государственных имуществ. Он опубликовал обширное,
очень значительное для своего времени сочинение под
названием «Объяснения к хозяйственно-статистическому
атласу Европейской России». Такое название книги свя-
зано с популярным в те годы изданием «Атласа», состав-
ленного К. С. Веселовским,— отлично оформленного соб-
рания тонко выполненных картограмм (1-е изд. 1851 г.,
3-е—1857 г.).
Вильсон исходит из следующих нормативов: для
взрослого 27з чтв. озимого хлеба и половина этого коли-
чества для малолетних и стариков. Яровых хлебов по
1 гарнцу в месяц на человека и по 21/2 чтв. на лошадь.
Считая малолетних и старых на половину общего населе-
ния губернии, он принимает круглым числом по 2 четверти
озимого на душу, 1 четверть яровых на 5 человек
и 21/2 четверти на каждую лошадь. Принимая, что еже-
годно в Европейской России высевается в среднем озимых
25 млн. чтв., яровых — 40 млн. и картофеля — 6 млн.,
Вильсон считает весь высев 71 млн. чтв. «По соображе-
нию с количеством пахотных земель,— пишет он,— это
число оказывается весьма правдоподобным, так как всего
считается пахотных земель 88 млн. десятин. Если бы во
всей Европейской России принять трехпольную систему,
то в каждом поле находится до 29 млн. десятин; но так
как на юге России господствует переложная система, то
1 А. Семенов. Изучение исторических сведений о российской
внешней торговле и промышленности с половины XVII столетия
по 1858 год. СПб., 1859, ч. Ill, стр. 307.
2 Там же.
3 Там же.
412

под посевами озимого хлеба действительно может
находиться около 25 млн. десятин, что при среднем посеве
1 четверть на десятину даст принятую нами цифру: под
яровыми хлебами, которые высеваются гуще, до 17г
и более четверти на десятину, может находиться до
26 млн. дес; часть пахотной земли находится под посевом
картофеля, льна, конопли, свекловицы и табака и, нако-
нец, около 30 млн. под паром и перелогами» К Средний
сбор он считает 114 млн. чтв. озимых, 152 млн. яровых
и 24 млн. чтв. картофеля, при среднем урожае озимого
сам-472, ярового сам-4 и картофеля сам-33Д. Вычитая
высев, он получает чистый сбор около 220 млн. чтв. Из
этого количества Вильсон относит на продовольствие
175 млн. и на винокурение 9 млн. чтв. Остается 35 млн.
чтв. «Из этого числа до !0 миллионов четвертей ежегодно
вывозится за границу и в Финляндию и до 25 миллионов
поступает в запасы, что составляет Vz часть количества
ежегодного потребления в хлебе; другими словами, семь
лет среднего урожая могут обеспечить продовольствие на
один год вполне неурожайный» 2.
Наивность последнего замечания автора не нуждается
в комментариях. Вообще характерно (впрочем, вполне
понятно, принимая во внимание официальный характер
издания), что все исследование ухитряется начисто обойти
вопрос о землевладении. И сам «Атлас», и комментарии
Вильсона совершенно не касаются вопроса о распределе-
нии земли по собственникам. Между тем, как известно,
помимо феодального в собственном смысле землевладе-
ния, до *Д крестьян было связано с «государственно-
феодальным» землевладением.
Не лишены интереса еще следующие расчеты Виль-
сона. «Если в Европейской России вести хозяйство при
настоящем положении страны на таких условиях, чтобы
каждая десятина пахотных земель доставляла 14 гекто-
литров3 хлеба, как в Англии, или 10,3 гектолитра, как во
Франции, и 9,1, как (в среднем.— Я. М.) во Франции,
Пруссии и Италии, то Европейская Россия производила
1 И. Вильсон. Объяснения к хозяйственно-статистическому
атласу Европейской России, изд. 4. СПб., 1869, стр. 38.
2 Там же.
8 1 гектолитр = 3,8 четверика. Ранее в тексте счет шел на
четверти.
413

бы хлеба не 560 млн. гектолитров, как ныне, а 1302 млн.,
1016 млн., 917 млн. гектолитров, т. е. почти столько же
или более, чем все остальные государства Европы вместе
взятые (1111300 000 гектолитров), каковое количество
при настоящем размере 9 гектолитров на душу доста-
точно было бы для населения J 24 млн., т. е. вдвое больше
против настоящего населения Европейской России» К
В связи с переходом от подушной подати к подоход-
ному обложению государственных крестьян, Министерство
государственных имуществ предприняло в 1856 г. обшир-
ное издание под названием «Хозяйственно-статистические
материалы, собираемые комиссиями и отрядами управле-
ния денежных сборов с государственных крестьян», где
были даны кадастровые оценки. Вслед за тем министер-
ство выпустило пять томов «Материалов для статистики
России» (1858—1861). В этом издании сделана попытка
расчета доходности крестьянского хозяйства и по существу
сделана попытка создания методологии расчета народ-
ного дохода в сельских местностях. Заслуживают внима-
ния практические расчеты, приведенные в этом исследо-
вании.
Сначала рассчитывается валовой доход от земли по
угодьям (по средним сборам и средним ценам). Далее
рассчитывается расход на рабочую силу (годовая зара-
ботная плата + пища + платье + жилье, отопление и
освещение, все по нормативам). Эта величина делится на
160 рабочих дней (7-месячный сельскохозяйственный
период) и таким образом получается стоимость рабочего
дня. После этого рассчитывается нормативным путем рас-
ход кормов и другие издержки на лошадь и инвентарь.
Эта сумма делится на 320 рабочих дней в году и этим
путем получается стоимость упряжного рабочего дня.
Вычитывая полученные таким образом издержки из вало-
вого дохода, авторы получали чистый доход. Для Ярос-
лавской губ., например, он получился равным 19 руб.
с десятины на усадьбе, 6 руб. на пашне, 3 руб. на сено-
косе и 80 коп. на выгоне Попутно рассчитано, что аренд-
ная плата составляет в среднем 20% валового дохода.
Здесь имеются расчеты, дающие оценку дохода от
промыслов. Прежде всего авторы приняли следующие
1 И. Вильсон. Объяснения к хозяйственно-статистическому
атласу Европейской России, изд. 4, стр. 48.
414

нормативы: один работник за шесть летних месяцев может
обработать 9 дес. пахотной и огородной земли или
18 дес. сенокоса. Следовательно, годовой работник
обработает 18 дес. пашни или 36 дес. сенокоса.
Для возки дров и других работ на усадьбе в каждом
дворе должен быть один работник на три месяца,
т. е. XU годового работника на двор. Далее время отдыха
определено в 1 месяц, или Vi2 часть работника. Любопыт-
но, что, при больших колебаниях по уездам, в целом по
губерниям получается совпадение этих чисел.
При оценке доходов от промыслов дело у авторов
явно запутывается, так как остается совершенно неясным,
где кончается заработная плата и начинается самостоя-
тельный доход ремесленника и предпринимательская при-
быль К Однако в целом весь расчет представляет бесспор-
ный интерес.
В вышедшей в 1883 г. работе под редакцией Д. А. Ти-
мирязева (1837—1903) «Историко-статистический обзор
промышленности России» имеется довольно обстоятель-
ный расчет хлебофуражного баланса. Этот расчет интере-
сен тем, что он иллюстрирует знаменитый лозунг мини-
стра финансов Вышнеградского «не доедим, а вывезем».
В среднем за 10-летие 1870—1880 чистый сбор хлебов,
за вычетом экспорта и винокурения, исчислен авторами
в 164 млн. чтв. На одну душу получается хлеба 2,1, кар-
тофеля 0,5 чтв. При этом в хлеб входит и овес. «Недоста-
точность этого количества,— пишут авторы,— видна из
того, что необходимым minimum'oM для продовольствия
населения принято считать 1,75 четверти хлеба в переводе
на рожь и не считая овса, который в общей сложности
составляет 0,6 четверти на душу. Отчисляя показанное
количество овса из общей цифры приходящегося на душу
хлеба (2,1 ч.), приравнивая к питательности ржи пшеницу
и прочие яровые, оказывается собственно продовольствен-
ного хлеба на каждую душу не более 17г четверти в год.
Таким образом, количество хлеба, потребляемого населе-
нием в среднем за десятилетие, ниже нормы приблизи-
тельно на XU часть четверти на душу; недостающее коли-
1 Хотя авторы и подразделяют промыслы по социальному поло-
жению лиц, имеющих несельскохозяйственные занятия (см. «Мате-
риалы для статистики России, собираемые по ведомству Министер-
ства государственных имуществ», вып. I, СПб., 1858, стр. 51).
415

чество составляет, следовательно, около 14,3% (23 млн.
четвертей) продовольственного хлеба» 1.
Позднее аналогичный расчет был сделан П. Голубе-
вым в его работе «Причины экономического упадка сель-
ского населения» 2.
В 1846 г. выдающийся русский статистик Д. П. Журав-
ский (1810—1856) в работе «Об источниках и употребле-
нии статистических сведений» (Киев, 1846; новое издание
в 1946 г.) подчеркивал необходимость косвенных расче-
тов. Сам он предложил следующий расчет для суждения
о том, как «одни живут за счет других».
Взяв бюджет «простолюдина» и бюджет зажиточного
чиновника, он полагает, что «из годового расхода семей-
ства одного чиновника могли бы хорошо жить шесть
таких же семейств в низшем классе» 3. Но бюджет «про-
столюдина» им взят из мещанства, живущего с достат-
ком. Если взять самые низкие бюджеты — 200 руб. ассиг-
нациями («и таких семейств много в России, много есть
и беднее»), то получается, что «5000 семейств нашли бы
себе пропитание в годовом расходе одного богатого семей-
ства. Подобное исчисление,— пишет Журавский,— расхо-
дов по классам и сравнение их показало бы, в какой мере
одни живут за счет других; но еще интереснее было бы
сравнить в массах... Здесь открывается необозримое
поле статистическим исследованиям, которых направление
мы желали только указать как на путь к социальным
истинам» 4.
Весьма интересны у Д. Журавского расчеты издержек
производства, связанных с применением вольнонаемного
труда в сельском хозяйстве5.
Говоря о Журавском, нельзя не упомянуть его после-
дователя и популяризатора генерал-майора и профессора,
известного написанной им военной историей, Н. С. Голи-
цына (1809—1892), который не только пространно изло-
жил всю работу Журавского, но дополнил ее и продол-
1 «Историко-статистический обзор промышленности России» под
ред. Д. Тимирязева, т. I. СПб., 1883, стр. 58.
2 «Юридический вестник», 1892, окт., стр. 206.
3 Д. Н. Журавский. Об источниках и употреблении стати-
стических сведений. М., 1946, стр. 37.
4 Там же.
6 «Статистическое описание Киевской губернии», т. II. СПб.,
1848, стр. 6.
416

жил, сделав ряд практических выводов и дав обстоятель*
ную критику кадастровых расчетов. Его большая статья
«О мерах к устройству статистических работ» опубли-
кована в «Журнале Министерства внутренних дел»
за 1860 г. (ч. 42).
На работы Журавского опирается Н. Г. Чернышев-
ский для доказательства низкой производительности
труда при барщине1. У замечательного экономиста
Н. Г. Чернышевского имеются свои косвенные расчеты,
хотя в большинстве случаев он прибегает к гипотетиче-
ским примерам. В примечаниях к Миллю он приводит
расчет плотности населения и земельной нормы, необхо-
димой для ведения кочевого хозяйства. «При таком со-
стоянии Франция могла бы иметь 19 200 000 жителей.
При трехпольном хозяйстве достаточно 78 десятин на
продовольствие 100 человек населения». Считая во Фран-
ции только 23 млн. га хлебных полей, трехпольное хозяй-
ство могло бы прокормить 32,7 млн. чел. Но при увеличе-
нии числа полей в севообороте, производительность земли
резко возрастает. При четырехпольном севообороте —
картофель, пшеница, травы, пшеница, при 28 млн. га во
Франции могли бы прокормиться 260 млн. человек, так
как «100 гектаров нивы при такой системе хозяйства
дают пищу для 931 человека» 2.
В другом месте3 Н. Г. Чернышевский дает важный
расчет, относящийся к переложению налогов, и доказы-
вает наличие в публикациях двойного счета.
Н. Г. Чернышевский подчеркивал, что положение
крестьян после реформы не улучшилось. Приводимый им
расчет дает основания заключить, что положение крестьян
даже ухудшилось. Этот простой и ясный расчет, обра-
тивший на себя особенное внимание Маркса 4, приводит-
ся Чернышевским в «Письмах без адреса».
По 18 уездам в оброчных имениях было 125 324
крепостных душ. Их земельный надел составлял
419—406,5 дес. Платили они за этот надел помещикам
оброк 842 728,5 руб. В среднем на десятину получается
1Н. Г. Чернышевский. Соч., т. IV, стр. 63—64.
2Н. Г. Чернышевский. Избранные экономические произ-
ведения, т. III, ч. I. M., 1948, стр. 23.
3 Там же, стр. 18.
4 См. «Архив Маркса и Энгельса», т. XI, 1948, стр. 16—17.
417

2 руб. 9 коп. Между тем по закону из прежнего надела
к помещикам отходило 101 767,75 дес, крестьянам
оставалось 317 638,75 дес. Оброк был установлен
731 346,8 руб., т. е.— 2 руб. 307г коп за десятину. «Иначе
сказать,— пишет Чернышевский,— по новым положениям
освобожденные крестьяне должны платить помещику
1 р. 10 к. вместо каждого рубля, который платили ему
при прежнем крепостном праве. Ожидали ли вы, м. г.,
такого результата?» *.
Очень много ярких и остроумных косвенных расчетов
содержится в известной книге русского прудониста и
народника Н. Флеровского (В. В. Берви, 1829—1918)
«Положение рабочего класса в России» (1869, есть изд.
1938 г.). Эту книгу очень высоко оценивал Маркс, так как
ее фактический материал «разбивал русский оптимизм»
(в том смысле, что Россию минует капитализм).
Голодное существование русской деревни Флеровский
показывает следующим расчетом. Для семьи сибирского
крестьянина из 4 душ требуется для прокормления в год
60 пуд. ржи и 12 пуд. пшеницы. На корм скоту 20 пуд.
ржи и 80 пуд. овса. Налогов (подать, оброк, волостные
сборы) он платит 10 руб. (до 14 руб.) за взрослую душу,
т. е. за 2х12 души в среднем 29 руб. Для этого нужно про-
дать 67 пуд. ржи по 17 коп.= 11,39 руб., 50 пуд. пшеницы
по 30 коп.= 15 руб. и 32 пуд. овса по 8 коп.= 2,56 руб.
В год надо производить 147 пуд. ржи, 62 пуд. пшеницы
и 112 пуд. овса (не считая засыпки семян). Для получе-
ния этого количества требуется обработать не менее 7 дес.
земли. Но крестьянин при его средствах производства
и трудовых ресурсах не мог обработать более 4 дес. даже
в условиях сибирского земельного простора. Отсюда не-
посильная тяжесть налогового бремени, ведущая к «аго-
нии голодной смерти, продолжающейся целые годы»2.
У автора встречаются иногда чрезвычайно меткие
приемы расчетов. Так, опровергая мнение о чрезмерном
пьянстве как источнике нищеты в России, он группирует
1 Другие косвенные расчеты можно найти у Н. Г. Чернышев-
ского в след. местах: «Избранные экономические произведения, т. I,
1948, стр. 116—117, 263—266, 284, 351—355, 545—546; т. II, стр. 321;
т. III, стр. 92. Собр. соч., т. III, 1947, стр. 409.
2Н. Флеровский (В. В. Берви). Положение рабочего
класса в России. М., 1938, стр. 48.
418

губернии по размеру акцизного сбора в Среднем на одного
жителя и приводит для этих групп данные о смертности.
Связи между акцизным сбором и смертностью никакой
не получается.
Важное значение имеет таблица Флеровского, пока-
зывающая, что прирост населения в тех губерниях боль-
ше, где было слабее распространено помещичье земле-
владение. При чтении этого места книги Флеровского
Маркс поставил восклицательный знак *.
Историк В. О. Ключевский (1841—1911)—лучший
представитель русской буржуазно-либеральной историо-
графии — предлагает следующий расчет для того, чтобы
«помочь воображению представить хотя приблизительные
размеры изучаемого факта»2. Речь идет об определении
площади поместного землевладения в XVI в. Известно по
летописи, что под Старицей в конце войны с королем
Баторием было собрано 300 тыс. ратников. Считая, что
треть приходится на рекрутов из неслуживых классов,
Ключевский принимает число служивых в 200 тыс. За
каждым таким ратником предполагалось по закону
150 дес. пашни, не считая лугов. Таким образом, за
200-тысячной ратью пахотной земли было 30 млн. дес.
Поместной земли в этом числе можно считать «гораздо
более половины», так как среди дворянства вотчины
встречались в то время редко, большинство владело
именно поместьями (обычно пожизненное пользование, не
переходящее по наследству). Затрудняясь дать какой-
либо более или менее точный расчет, осторожный и сдер-
жанный в своих выводах ученый говорит лишь о том, что
эта величина значительно превышает 15 млн. дес. Задача,
которую он себе поставил, вполне этим разрешается.
В другой своей известной работе об отношении русско-
го рубля XVI в. к рублю XIX в. В. О. Ключевский делает
ряд исчислений, целиком покоящихся на косвенных расче-
тах. Особый интерес здесь представляют приемы, при
помощи которых он приводит материалы в сопоставимый
вид. Тщательно исследуя вопрос о соизмерении цен на
хлеб и соизмерении весовых единиц, он делает ряд пере-
расчетов и поправок для приведения в соизмеримый вид
1 См. «Архив Маркса-Энгельса», кн. IV, 1929, стр. 393.
2 В. О. Ключевский. Курс русской истории, ч. II. М., 1937,
стр. 293.
419

цен за весовую единицу. Вводит в расчет ряд условий,
«уравновешивающих ряд других условий, имеющих обрат-
ное действие» 1, исправляет неточность, происходящую от
изменения значения хлебных цен. «Руководствуясь изло-
женными соображениями,— пишет он (приводя обширное
введение с методологией расчетов.— Я. М.)у—мы будем
высчитывать по хлебным ценам рыночное отношение ста-
ринного рубля к нынешнему» 2.
В этом исследовании («Русский рубль XVI—XVIII вв. в его
отношении к нынешнему», М., 1884) В. О. Ключевский прибегает
также к следующим расчетам. В окладной книге Вотьской пятины
1500 г. указано, что иногда хлебный оброк, платимый в казну,
заменялся денежным. В этих случаях установлены были следую-
щие цены: одна коробья ржи стоила 10 новгородских денег, пше-
ницы— 14 денег, ячменя — 7, овса — 5. Ключевский прежде всего
переводит эти цены в московские рубли (впоследствии общерусские).
В новгородском рубле считалось 216 новгородских денег или
432 московских. В московском рубле — 200 московских или 100 нов-
городских денег. После указа 1536 г. из полфунта серебра стали
выделывать 300 новгородских денег, вместо прежних 260, и поста-
вили на них новый штамп (всадник с копьем — отсюда появились
«копейки»). Ключевский сопоставляет 1 копейку конца XIX в. с од-
ной новгородской копейкой или с двумя московскими деньгами,
которые в конце XV в. также составляли сотую долю тогдашнего
московского рубля.
Далее, расчет продолжается так. В новгородской коробье содер-
жалось две четверти, а новгородская четверть равнялась 1V2 мо-
сковских четвертей. Таким образом третья часть коробьи равня-
лась московской четверти. Она стоила для ржи З'/з новгородской
деньги, для пшеницы — 42/з, для ячменя — 21/3, для овса — 12/з.
Поскольку московская четверть того времени была вдвое меньше
четверти конца XIX в., Ключевский удваивает эти цены. Этим путем
он получает возможность сопоставлять цены за четверть хлеба
1882 г. с ценами XV в. Получив следующий результат:
рожь 900 : 62/з = 135
пшеница 1200 : 9Vs — 128
ячмень 635 : 42/з = 136
овес 390:3V3=117
Ключевский выводит «средний знаменатель» 129. «Мы не впадаем
в неточность,— говорит он,— если, приближая этого знаменателя
к знаменателю ржи, как главного хлеба, положим, что московский
рубль конца XV в. по хлебным ценам Вотьской пятины равнялся
130 нынешним»8. Последнее округление особенно оттеняет всю
1 В. О. Ключевский. Опыты и исследования. М., стр. 156.
2 Там же.
3 Там же, стр. 157.
420

глубину понимания статистической стороны дела. Действительно,
«средний знаменатель» — это невзвешенная средняя. Не распола-
гая данными о соотношении отдельных хлебов, Ключевский отдает
себе отчет в этом дефекте расчета и вносит приближенную
поправку.
Аналогичные расчеты В. Ключевский делает и для последую-
щего времени.
Позже Н. А. Рожков (1868—1927) делает расчет
для определения тяжести оброчного обложения крестьян
и роста этого бремени, путем сложных косвенных исчис-
лений. Расчеты эти чрезвычайно громоздки и неудобно
расположены, причем вместо средних величин даны
сильно раздвинутые пределы колебаний. Они могут пред-
ставлять только историографический интерес 1.
Очень интересный расчет был сделан в 90-х годах зна-
менитым народником Николай — оном (Н. Ф. Даниель-
сон, 1844—1918), первым переводчиком «Капитала» в
России и корреспондентом Маркса, народником, которого
неоднократно критиковал В. И. Ленин. По этому расчету
государственные и удельные крестьяне выплачивали
в виде прямых платежей 93% «чистого дохода, давае-
мого землей», «платежи же бывших помещичьих крестьян
по отношению к чистому доходу с их земли, выражались
в 198,25%, т. е. они не только отдавали весь свой доход
с земли, но должны были еще приплачивать столько же
из сторонних заработков» 2. Конечно, сотые доли процен-
та в таком в высшей степени приблизительном расчете
было излишне вычислять, но сам по себе прием представ-
ляет большой «интерес для того времени. Для получения
этих цифр, Николай — он взял «Труды податной комис-
сии» за 1873 г., где были сведения о существовавших
тогда прямых налогах, и разбил эти данные на два круп-
ных раздела: 1) платежи бывших помещичьих крестьян
й 2) платежи государственных крестьян вместе с удель-
ными. Подать вычислялась при этом пропорционально
объекту обложения, т. е. душе или десятине.
1 См. Н. Рожков. Сельское хозяйство Московской Руси
в XVI веке. М., 1899, стр. 215—216. Бесспорный интерес представ-
ляют его приемы расчетов изменений покупательной силы рубля
сравнительно с XVI веком.
2 Николай — он. Очерки нашего пореформенного обще-
ственного хозяйства, СПб., 1893, стр. 2. Это объемистое и очень из-
вестное издание, о котором мы уже упоминали в главе III, почему-то
названо в «Вопросах экономики» (1953, № 3, стр. 40) «статьей»!
421

В соответствии со своими народническими представле-
ниями, Николай — он, конечно, не пытался сделать тот
же расчет для отдельных социальных групп, а весь расчет
вел для крестьянства в целом.
Заслуживает быть отмеченной попытка Ю. Э. Янсона
(1835—1893) определить тяжесть налогового обложения
крестьян в связи с доходностью надельной земли. Янсон
весьма приближенно оценивает косвенными расчетами эту
доходность, опираясь на пестрый и отрывочный материал
местных обследований !, и приходит к выводу о непосиль-
ное™ обложения, хотя и не ставит под сомнение справед-
ливость выкупных платежей — «обязательств крестьян
перед правительством и помещиками». Эту работу
Г. В. Плеханов назвал «прекрасным исследованием».
Позже аналогичное, но на гораздо большем материале
(правда, совершенно локальном), исследование произвел,
известный по критике В. И. Ленина, народник В. Е. Пост-
ников2, который подразделяет земельный надел на пло-
щади: хозяйственную кормовую, пищевую и торговую.
К сожалению, народническая ограниченность обесцени-
вает эти расчеты, так как они тоже относятся к преслову-
тому «среднему» хозяйству.
К косвенным расчетам прибегал и Д. И. Менделеев
и в своем докладе о таможенных пошлинах и в «Толко-
вом тарифе». Так, средние цены (в процентах к которым
исчислялась таможенная пошлина) он рассчитывал как
«вероятную среднюю», называя ее «грубым приближением
к возможной действительности»3. «Выставляя средние
вероятные цены ввозимых по данной статье товаров,
я руководствовался многими данными и соображения-
ми»,— пишет Д. И. Менделеев. В основу он кладет цены
на какой-нибудь иностранной бирже (плюс фрахт), кор-
ректирует их «объявленными» ценами (с переводом 1 руб.
золотом = 1 руб. 65 коп. кредитных), вносит поправку на
сортность, изменяет их, исходя из «соображений, относя-
щихся до возможных перемен в современных ценностях
привозимых товаров» 4.
1 Ю. Янсон. Опыт статистического исследования о крестьян-
ских наделах и платежах. СПб., 1877, стр. 157.
2 В. Е. Постников. Южно-русское крестьянское хозяй-
ство. М., 1891.
8 Д. И. Менделеев. Соч., т. XVIII, М., 1950, стр. 201 и 363.
4 Там же.
422

Д. И. Менделеев был вообще великий мастер анали-
зировать таблицы. Он верил в факты, выраженные числа-
ми, больше, по его признанию, чем в умозрительные
построения: «...опираясь на исторический опыт, выражаю-
щийся численными отношениями, более чем на умствен-
ные построения...» 1. В недавно изданных его экономиче-
ских работах (тт. XVIII и XIX) можно встретить немало
образцов анализа статистических данных, особенно в за-
ключительной части «Толкового тарифа».
В книге В. В. Святловского «Занимательная статистика» и дру-
гих изданиях рассказано о том, как Д. И. Менделеев выяснил со-
став бездымного пороха при помощи... статистики, при помощи кос-
венных расчетов. Независимо от того насколько все это правдопо-
добно, приводим этот рассказ. Правительство командировало
Д. И. Менделеева в 1890-х годах за границу с поручением: выяснить
состав бездымного пороха, применяемого в западноевропейских ар-
миях. На военный завод Д. И. Менделеева пустили, но образцов
пороха не дали. Задача заключалась не в том, чтобы установить на-
звания составных частей пороха,— они были хорошо известны,— не
известна была пропорция, в которой соединялись эти составные
части, особенно эфир и пироколлодий. Заметив, что главный фран-
цузский пороховой завод расположен не на железнодорожной маги-
страли, а в стороне от нее и соединяется одной из станций подъ-
ездной веткой, Д. И. Менделеев изучает опубликованные отчеты
железных дорог.
Исходя, далее, из того, что запасов химического сырья на
заводе не образуется и что годовой привоз целиком потребляется
в производство, он подсчитал, сколько перевозится в год эфира,
серной кислоты, азотной кислоты и хлопка через узловую станцию.
Рассчитав соответствующим образом эти данные, Д. И. Менделеев
вычислил нужную пропорцию — отношение эфира к пироколлодию.
В своих заключениях по вопросу о составе бездымного пороха
Менделеев не нашел ничего неожиданного. Результаты только под-
твердили то, к чему он пришел теоретическим рассуждением.
В опубликованной в 1899 г. публичной лекции «Мысли
о развитии сельскохозяйственной промышленности»
Д. И. Менделеев дает следующий расчет: «Все наши фаб-
рики и заводы вырабатывают товаров менее, чем на
2 миллиарда, а в Штатах — на 18 миллиардов рублей
в год. В сумме для России производительность горных
и фабрично-заводских дел не достигает 2,5, а для Штатов
превосходит 19 миллиардов рублей в год, т. е. у нас
почти в 8 раз менее, чем в Штатах, или на каждого
1 Д, И, М е н д е л е е в. Соч„ т. XIX, стр. 936.
428

жителя примерно в 15 раз. Капитал, затраченный на
устройство горных и фабрично-заводских дел в Штатах,
сосчитан при переписи и оказался около 15 млрд. рублей.
У нас такого подсчета не делается, но, судя по годовым
оборотам, затрачено не более, как 2 миллиарда руб.,
т. е. если мы хотим догнать американцев хотя
в 20—30 лет, нам надо вкладывать в промышленность не
менее как по 700 млн. рублей в год» *.
Чтобы доказать необходимость покровительственного
тарифа для отечественного машиностроения, Д. И. Мен-
делеев приводит следующий расчет (представляем его
данные в удобную для обозрения таблицу):
Далее Д. И. Менделеев принимает среднюю и, конеч-
но, в высшей степени условную оценку для каждой кате-
гории ввозимых товаров: для сложных машин 10 кред.
руб. за пуд, для простых машин 5 руб., для чугуна
1,5 руб., для железа и стали 2,5 руб. Перемножая на эти
цены указанные в таблице количества, он приходит к за-
ключению, что «Россия в 20 лет переплатила по указан-
ным статьям товаров 1502 миллиона кредитных рублей.
А при достаточно высоком покровительстве (как на хло-
пок) Россия, без сомнения, завела бы в 20 лет все новое
железное дело, если бы не имела уже давно и очень круп-
ных начатков этих дел на Урале, в центре России и в Пет-
розаводске. Эти взрослые дела не развились, а упали
в 20 лет, убитые тарифом, который мог бы их и родить,
1 Д. И. Менделеев. Мысли о развитии сельскохозяйствен-
ной промышленности. М., 1899, стр. 6.
424

если бы направился в эту сторону. Уплатою 1500 млн. руб.
за железо объясняется как задолженность России, так и
низкий курс рубля. Если бы своевременно, в течение не-
скольких лет, зарасходовали бы только проценты на
такую сумму (5% с указанной суммы составляет в год
78 млн. кредитных или около 50 млн. руб. золотом), какая
потребовалась для уплаты за иностранное железо, то
легко было бы иметь в России свои железные и стальные
изделия в таком избытке, что Россия давно бы продавала
за границу массу товаров этого рода и народ пользо-
вался бы дешевейшими металлическими орудиями» !.
В этом рассуждении характерно, что Менделеев не
замечал установившихся уже в его время монопольных
цен русских синдикатов как раз на железные изделия
(рельсы!), поддерживающих высокий уровень цен незави-
симо от таможенного обложения.
С противоположных позиций, т. е. против покровитель-
ственной политики, выступал русский буржуазный эконо-
мист М. Н. Соболев.
М. Соболев, критикуя покровительственную систему,
исчислил, сколько переплачивал русский потребитель на
ввозных пошлинах2. Взяв разницу в цене товара внут-
реннего производства и иностранного (без оплаты пош-
лины, но включая стоимость фрахта), он помножил эту
разницу на произведенную продукцию отрасли (в натуре).
Из этой суммы была вычтена сумма переплат на сырых
материалах и прибавлена сумма уплаченных таможен-
ных пошлин за ввезенные иностранные товары этого
рода. По всем промышленным производствам получились
следующие итоги:
тыс. руб.
Сумма переплат за изделия отечественной
промышленности 237 692
Сумма таможенных пошлин за иностранные
изделия 140 663
Общая сумма переплат 378 355
В этой части весь расчет был сделан еще до М. Соболева
другим либералом того времени Савиным в работе
1 Д. И. Менделеев. Соч., т. XVIII, стр. 363.
2М. Соболев. Таможенная политика России во второй по-
ловине XIX века. Томск, 1911, стр. 844.
425-

«Во что обходится России покровительство крупной про-
мышленности» *.
К полученной сумме М. Соболев прибавляет пере-
платы, которые русские потребители делали на сырых
материалах,— 253 303 тыс. руб.
По переписи промышленности 1900 г., продукция
русской обрабатывающей промышленности оценивалась
в 2532 млн. руб. Если отсюда вычесть стоимость сырья,
то остается 1077 млн. руб. Переплата в 237,7 млн. руб.
составляет, таким образом, 28,3%.
Надо сказать, что эту величину можно было бы исчис-
лить проще. В 1900 г. таможенное обложение обработан-
ных изделий составляло приблизительно 25% их стоимо-
сти. Этот процент от 1077 млн. руб. составляет
269 млн. руб., каковую сумму можно считать добавочной
прибылью, которую получили русские предприниматели
вследствие более высоких цен, чем на мировом рынке, и
вследствие налоговой политики царского правительства,
строившего государственный бюджет на косвенных нало-
гах, выплачиваемых широкими слоями населения.
Говоря о косвенных расчетах в русской экономической
литературе, нельзя обойти молчанием обширное исследо-
вание, предпринятое в 1906 г. Департаментом окладных
сборов Министерства финансов и опубликованное под
названием «Опыт приблизительного исчисления народного
дохода по различным его источникам и по размерам
в России». Расчеты преследовали цель дать материал для
разработки положения о государственном подоходном
налоге и исчислить возможное поступление при введении
нового налога.
Конечно, буржуазная ограниченность авторов и чисто
фискальный характер задач, которые были поставлены
этим исследованием, накладывали свой отпечаток на прие-
мы расчетов и на толкование самого понятия народного
дохода (сумма личных доходов, каждый из которых пре-
вышает минимум, свободный от обложения).
Авторы отдельно рассматривают источники доходов:
землю, городскую недвижимость, торгово-промышленные
предприятия, денежные капиталы и личный труд. Расчеты
по каждой из этих категорий ограничиваются ими чисто
1 «Русский экономист», 1906, № 11—13.
426

ведомственным подходом. Так, надельные земли (более
121 млн. дес.) авторы совсем не считают, так как они
«не могут быть использованы в целях обложения» (раз-
дробленность, переделы, низкая доходность). Площадь
частновладельческих земель определена была в 116,6 млн.
дес. Для оценки этой площади брали главным образом
продажные цены (для некоторых мест банковские зало-
говые оценки) и определили ее в 9 млрд. руб. Для опре-
деления доходности брали арендные цены и установили
«нормальную» доходность в 6%. Здесь представляет инте-
рес численность лиц, получающих доход от земли свыше
1000 руб. Их оказалось около 60 тыс. чел., у них 75 млн.
дес. при средней цене 79 руб. за десятину.
Недвижимость в городах была оценена большей
частью путем капитализации из 7%. Число предпринима-
телей, «лиц, получающих доходы от торговли и промыш-
ленности», было установлено в 84 тыс. (в том числе
1658 акционерных предприятий), сумма их прибылей
646 млн. руб. (из них 217 млн. руб. акционерной при-
были) .
Представляет интерес распределение предприятий по
размеру доходов, распределение, проливающее дополни-
тельный свет на вопрос о концентрации капиталов:
Доход от денежных капиталов определялся: 1) по го-
сударственным и гарантированным правительством про-
центным бумагам (к 1 января 1904 г. этих бумаг счита-
лось в обращении 8,8 млрд. руб., часть была заложена,
часть не облагалась); в итоге доход от них определен
в 123 млн. руб., 2) по процентным бумагам частных
обществ (3,8 млрд. руб. с доходом 85 млн. руб.), 3) по
вкладам и текущим счетам (доход 63 млн. руб. из 5%-ной
427

капитализации), 4) по мелким вкладам в сберегательные
кассы; по закону вклад в них не должен был превышать
1 тыс. руб., но нашлись 262 вкладчика, сумма вкладов
которых составила свыше 10 млн. руб. (вместе с про-
центными бумагами) и с доходом от этих вкладов в
395 тыс. руб., 5) по ссудам под недвижимость
(44,3 млн. руб.) и 6) по дивидендам (81 млн. руб.).
Весь доход от денежных капиталов, таким образом,
получается около 397 млн. руб.
Доходы отличного труда складывались из: 1) государ-
ственной службы (91 тыс. чел. с окладом более 1 тыс.
руб., из них 89 тыс. чел., получавших менее 5 тыс. руб.,
40 чел., получавших от 20 до 50 тыс. руб. и 10 чел., полу-
чавших свыше 50 тыс. руб.), 2) общественной службы
(земства и города), 3) личных промысловых занятий,
4) свободных профессий (врачи, адвокаты, нотариусы
и литераторы). Общий доход от «личного труда» исчислен
в сумме 343 млн. руб.
В целом исчисленный таким образом «народный до-
ход выражается в сумме 1724 млн. руб.
Произведенный департаментом расчет, конечно, не
представляет большой научной ценности. Так, группи-
ровка доходов от личного труда включает в себя катего-
рию «личных промысловых занятий», которая является
в основном предпринимательской группой. Но сама мето-
дология расчетов имеет значение для характеристики
типичных приемов, принятых в буржуазных странах при
так называемом личном методе исчисления националь-
ного дохода. Более обстоятельные расчеты сделаны были
в коллективной работе «Опыт исчисления народного
дохода 50 губ. Европейской России в 1900—1913 гг.»1,
вышедшей в свет в 1918 г. под редакцией буржуазного
экономиста С. Н. Прокоповича. Здесь исчислен доход по
отраслям: сельскому хозяйству, лесоводству и рыболов-
ству, добывающей промышленности, транспорту, строи-
тельству и торговле.
Сначала берется площадь посева, средний многолетний уро-
жай с 1 дес. (озимая рожь 46,7 пуд., яровая пшеница 37,4 пуд.
и т. д.), вычитается высев (рожь 8,9 пуд., пшеница 6,9 пуд.),
1 Обычно приписывается С. Прокоповичу. Поскольку этими
данными мы пользуемся и до сих пор для всякого рода сопоставле-
ний, приводим подробности самого расчета.
428г

определяется обычный сбор со всей площади, умножается на сред-
нюю многолетнюю цену (рожь 53,8 коп., пшеница 74,8 коп.)
и выводится «валовая производительность» в рублях (зерновые —
1326 млн. руб., технические — 349 млн. руб.).
Далее берут поголовье лошадей (20 млн.), крупного рогатого
скота (33 млн.), мелкий рогатый скот (50 млн.), свиней (11 млн.)
и др. Доход от коневодства считался только в виде продажи лоша-
дей в города, армию и за границу и, кроме того, продажи кож
(цена лошади принята 90 руб.).
Доход от крупного рогатого скота считался от продукции
молока и мяса. Коров считали 46,5% общего поголовья, а со скид-
кой 10% на недойных коров — 41,8%. Средняя норма удойности
считалась 72 ведра, цена молока 41 коп. ведро. Выход мяса счи-
тали так: по крестьянским бюджетам потребление говядины в год
на 1 душу составляло 9 фунт, в Петербурге—156,7 фунт. Умножив
эти нормы на население пи переписи 1897 г., получили потребление
для села 18,3 млн. пуд., для города — 47,2 млн. пуд. Поскольку
петербургская норма явно непригодна для остальных городов,
авторы приводят и другой расчет.
На петербургской бонне туша весила в среднем 10,5 пуд.
Обычно бракуется lh часть стада. Исходя из имевшегося пого-
ловья, получили при этих нормах 50 млн. пуд. мяса. Счи-
тая по 2 р. 60 коп. за пуд, определили стоимость продукции
говядины. Стоимость телятины определили из пропорции: взяли
отношение телятины к говядине для 1913 г. (23,4%) и распрос-
транили его на 1900 г. Откуда взяли эту пропорцию, из текста
не ясно.
Количество произведенных кож определили так. На крупных
кожевенных фабриках 21 тыс. рабочих обработали кож на сумму
25 млн. руб. Отсюда получили среднюю производительность одно-
го рабочего. По переписи 1897 г. известно, сколько человек занима-
лись выделкою кож (39 тыс. чел.). Перемножая, получили сумму
рублей, выражающую стоимость продукции кож. Далее сюда
прибавили стоимость сырых кож (в шорном деле) и стоимость
вывоза.
Доход от овцеводства считали по выходу шерсти (меринос
8 фунт, по 8 руб. пуд, простая 5 фунт, по 5 руб. пуд).
Доход от свиноводства считали аналогично расчетам по говя-
дине (по нормам потребления).
Еще более грубыми приближениями оперировали при расчетах
доходности от садоводства и виноградарства.
Для 1913 г. теми же расчетами получили 11 806 млн. руб. нацио-
нального дохода. Но данных о населении в 1913 г. не было. Тогда
авторы приняли следующий весьма интересный косвенный расчет.
В 1916 г. была произведена сельскохозяйственная перепись, которая
учла сельское население. Но в условиях войны соотношение полов
изменилось из-за призыва в армию. Кроме того, во-первых, сопо-
ставлению не поддавались прифронтовые губернии, во-вторых, в пе-
реписное население попали беженки. Авторы сделали все эти по-
правки: взяли численность женщин без беженок в пределах сопоста-
вимых губерний, установили прирост с 1897 по 1916 г., предваритель-
но рассчитав численность мужчин пропорционально соотношению
полов по переписи 1897 г. (на 100 женщин 93,18 мужчин в пределах
429

Территории, охваченной переписью 1916 г.). Ежегодный прирост го-
родского населения был определен в 2,7%, общий прирост всего на-
селения— в 1,35%. По этому проценту интерполировали числен-
ность населения (50 губ. Европейской России) в 1913 г. (116 млн.
чел.). Душевой доход тогда выразился в 101 руб. 35 коп. Следует
отметить, что 11,8 млрд. руб.— это исчисление по ценам 1913 г.,
по ценам же 1900 г. получается только 9 170 млн. руб. Таким обра-
зом, прирост за 13 лет равен 39,4%.
Поскольку данные бригады Прокоповича служат у нас
базой для сопоставления движения национального дохода,
представляет интерес привести итоги этих расчетов
в сводном виде по отраслям материального производства.
В своем докладе Вольно-экономическому обществу
С. Прокопович выдвинул следующие предварительные
тезисы, проливающие свет на методологию расчетов.
«Точное исчисление народного дохода,— говорит он,—
было бы возможно в том лишь случае, если бы мы рас-
полагали, во-первых, статистическими данными относи-
тельно валовой производительности всех отраслей произ-
водительной деятельности человека, входящих в область
материального производства (включая транспортное дело
и торговлю), и, во-вторых, такими же данными о потреб-
ленных ценностях (сырые материалы, ремонт машин
и зданий, освещение и топливо, а также расходы по стра-
хованию зданий, машин и товаров). Вычтя из массовой
производительности данной отрасли производства цену
всех этих потребленных в производстве материальных
продуктов, мы получим в остатке чистую производитель-
ность данной отрасли, выражающуюся в сумме вновь
произведенных ценностей. Суммируя чистую производи-
тельность всех отраслей материального производства, мы
получим годовой доход народа,— в него входят, как сла-
гаемые, доходы всех лиц, участвующих в материальном
производстве (рабочих, служащих, капиталистов, земле-
владельцев), и из него черпаются доходы всех лиц нема-
териальных профессий (священников, врачей, прислуги,
чиновников и проч.), а также общественные и государст-
венные доходы» 1.
Доходность земледелия
По данным Центрального статистического комитета МВД,
площадь посева, сбор зерновых хлебов и валовой доход от них рав-
нялись в 1896—1900 гг.
1 «Труды ИВЭО», 1907, № 6, стр. 48.
430

Из этих данных видно, что валовой доход от зерновых хлебов
равняется, по данным МВД, почти 1,3 млрд. руб. Но это число, как
431

было установлено1, ниже действительности на 10%1. Таким обра-
зом, валовой доход от посева зерновых хлебов составлял только
в Европейской России около 1,5 млрд. руб. Но в этот подсчет не
вошел доход от посева и сбора технических культур, которые, по
данным Центрального статистического комитета, дают доход не
менее 349 тыс. руб. Это видно из следующих данных:
Поправка на 10% дает валовой доход 384 096 тыс. руб.
1 «Влияние урожаев и хлебных цен на некоторые стороны
народного хозяйства», т. 1, стр. 7.
432

Доход от скотоводства, лесоводства
и рыболовства
Доход от скотоводства выражался в 1900 г., по подсчету
С. Прокоповича, на основании данных Центрального статистиче-
ского комитета (с поправками) в следующих величинах (тыс. руб.):
Коневодство 11250
Молоко 357 370
Мясо рогатого скота 130000
Кожи • . . . 43 000
Овцеводство 109392
Свиноводство 111391
Всего . . . . 762403
Прочие отрасли сельского хозяйства
Сено и солома 27 476
Виноградники 11 481
Сады 74 210
Огороды 9 315
Пчеловодство 10 919
Всего.... 133 401
Таким образом, общая продукция сельского хозяйства
в 50 губерниях Европейской России равняется (тыс. руб.):
Хлеба 1458411
Технические культуры (.Торгово-про-
мышленные растения") 384 096
Скотоводство 762 400
Прочие отрасли с/х 133 400
Всего . . . 2738307
В 50 губерниях Европейской России количество лесов состав-
ляло (дес):
Казенных 107 256 959
В том числе удобных . . 85 882 654
Прочих владельцев .... 54 971582
Удобные леса, принадлежащие казне, приносили ей 46 109 тыс.
руб. дохода ежегодно. В казенных лесничествах леса давали доход
минимальный и, во всяком случае, меньший, чем леса частных вла-
дельцев. Доходность этих последних исчисляется в 132 105 тыс. руб.
Всего же лесное хозяйство давало 178 214 тыс. руб. ежегодно.
Доходы от рыболовства составляли не менее 147 600 тыс. руб. по
такому расчету: в Б0 губерниях Европейской России, по расчетам
433

д-ра Гримма, известного знатока рыбоводного дела, ловилось около
50 млн. пудов рыбы в том числе (тыс. пуд.):
Осетровой 1450
Лососевой 200
Сельдевой 7 900
Тресковой 650
Частиковой 40 000
Улов оценивается, по официальным данным, в 147 6QP тыс. руб.
Доход от обрабатывающей промышленности,
транспорта, строительства и торговли
Добывающая и обрабатывающая промышленность давала
ежегодно дохода около 1,5 млрд., что видно из следующего под-
счета. По данным В. Варзара («Статистические сведения о фабри*
ках и заводах», 1900), каждый рабочий по обработке металлов про-
изводил ежегодно на 519 руб. 20 коп. Принимая эту производитель-
ность рабочего для железоделательных и чугунолитейных заводов
за среднюю, С. Прокопович выводит отсюда общую сумму дохода
в этой отрасли производства в 136 313 тыс. руб., а вместе с
добычей железных руд—153 509 тыс. руб.
Горное дело в 1900 г.

В этот подсчет не вошло добывание торфа, извести, алебастра,
цветных и драгоценных камней. 4235 рабочих, занятых этим делом,
производили на 1-813 тыс. руб. Таким образом, общая продукция
горной промышленности равняется 249 044 тыс. руб.
Общую производительность фабрик и заводов, на основании
официальных данных, разработанных В. Варзаром, С. Прокопович
определяет в следующих размерах (тыс. руб.):
Горное дело 249 044
Фабрично-заводская промышленность 506 441
Производства, обложенные акцизом 197 919
Ремесленная промышленность .... 337 932
Кустарная 203 510
Всего, млн. . 1 494,8
Чтобы подсчитать, сколько дает транспорт, надо было опре-
делить доходность железных дорог, судоходства, извозного про-
мысла, почты и телеграфа. Длина рельсовой сети в 50 губерниях
Европейской России равнялась 36 760 верстам. Валовой доход ее —
455 743 тыс. руб. Вычитая из этой суммы расходы по содержанию
и ремонту пути, телеграфа, станционных зданий, мастерских и
подъездов (138 688 тыс. руб.), нашли, что чистая производитель-
ность железных дорог равнялась 317 055 тыс. руб. Что касается
коммерческого судоходства, то его доходность определялась сле-
дующим способом. В 1903 г. на реках 50 губерний (за исключени-
ем Вислы и отчасти Немана) плавало:
Судов 25 366
С подъемной способностью, тыс. пуд 685 034
Число служащих 40 280
На этих судах было перевезено в 1900 г. 1 206 133 тыс. пуд.
при среднем пробеге клади в 844 версты. Доход судовладельцев
равнялся, по приблизительному расчету С. Прокоповича, не менее
38 257 тыс. руб., заработок судовых команд — 8684 тыс. руб., все-
го— 46 941 тыс. руб. Доходность морского судоходства вырази-
лась, по такому же расчету, в 40 838 тыс. руб. Далее извозным
промыслом, по переписи 1897 г., занято было 243 696 чел. Считая
производительность извозного промысла равной производительно-
сти рабочего фабрично-заводской промышленности (402 руб.
30 коп.), что скорее выше, чем ниже действительности, получили
величину дохода от извозного промысла в 98 039 тыс. руб.
Чистая продукция почты и телеграфа по всей Российской им
перни видна из следующей таблички, составленной на основании
официальных данных (тыс. руб.):
Валовой доход от почты и телеграфа • . 50 333
Расходы:
Хозяйственные расходы учреждений . . 7 380
Плата за содержание лошадей 5 558
436

Ремизы на иностранную корреспонденцию 211
Ремонт телеграфа и телеграфных линий 1 968
Всего расходов ... 15 117
Чистая продукция 35 216
Из этой суммы приходится на 50 губерний Европейской Рос-
сии 28 349 тыс. руб.
Таким образом, доходность «транспортного дела» в целом вы-
ражается следующими величинами (тыс. руб.):
Железные дороги 317 055
Коммерческое судоходство речное ... 46 941
„ , морское . . 40 838
Извозный промысел 98 039
Почта и телеграф 28 349
Всего. .. . 531222
Доходность строительного дела слагалась, во-первых, из до-
ходности домов и, во-вторых, доходности строительных работ.
Доходность всех городских имуществ, по оценке Министерства
финансов, в 1904 г. составляла 253 450 тыс. руб. Строительными
работами, по переписи 1897 г., занималось 545 977 чел. По той же
норме чистая производительность строительных работ была
не меньше 219 647 тыс. руб., а всего — 473 100 тыс. руб.
Доходность торговли С. Прокопович определяет следующим
образом. По данным Департамента окладных сборов, обороты
товарной торговли и прибыль, по показаниям самих торговцев,
обыкновенно ее преуменьшающих, составили (тыс. руб.):
Торговый
оборот
Прибыль
1898 г 3701895 224393
1903 г 4 669 719 277 559
В среднем 4 185 807 250 976
Принимая торговый доход с оборота равным 12%, С. Проко-
пович определяет валовую производительность торговли не менее
чем в 502 298 тыс. руб. Величина эта больше чистой продукции,
так как в эти 12% входит и расход на наем торговых помещений,
уже учтенный в общей сумме дохода от городских домов.
Далее к этому надо прибавить доход от трактиров и гостиниц,
которые в 1908 г. дали (тыс. руб.):
Оборот 227 738
Прибыль 27 955
или 12,3% по показаниям самих хозяев. Принимая доходность
этих заведений на круг в 20%, Прокопович считал, что валового
дохода от них 45 548 тыс. руб. К этому нужно прибавить еще каз-
436

ну. В казенной продаже питей в 1900 г. было занято 39 899 чел.,
производительность труда которых (402 руб. 30 коп.) должна рав-
няться не менее как 14 040 тыс. руб. Таким образом, доходность
торговли в 50 губерниях Европейской России выражается в конеч-
ном итоге (тыс. руб.):
Товарная торговля 502 298
Трактиры и гостиницы 45 548
Казенная продажа питей 14 040
Всего.... 561886
Таким образом, по Прокоповичу, национальный доход
в 50 губ. Европейской России слагался в 1900 г. из сле-
дующих статей (тыс. руб.):
Сельское хозяйство 2 738300
Лесоводство и рыбоводство 325 800
Добывающая и обрабатывающая про-
мышленность 1494800
Транспортное дело 531 200
Строительное дело 473 100
Торговля 561900
Всего.... 6125100
Расчеты, сделанные бригадой Прокоповича, можно
оценить в целом как, скорее, преувеличенные, чем пре-
уменьшенные. Исследователи в каждом отдельном случае
старались принимать доходность наибольшую, а не наи-
меньшую, часто допуская замену чистой продукции
валовой. Картина народной нищеты здесь вырисовывается
со всей очевидностью. В самом деле: если народный
доход в Европейской России в 1900 г. составил 6,6 млрд.
руб. (с последующими накидками), то сколько же при-
ходилось на 1 человека! Население Европейской России
в 1900 г. официально считалось равным 97 млн. чел.
Выходит 68 руб. в год, т. е. 18 коп. в день. Но это круг-
лым счетом! Значит у многих миллионов людей не было
и этого дохода. Не следует забывать, что значительная
часть народного дохода поглощалась казной, духовенст-
вом и паразитарными группами. О том, какая часть
поглощалась ими, можно судить только косвенно. Бо
всяком случае все эти прикидки дают достаточно ясное
представление об уровне жизни создателей националь-
ного дохода. Исчисления С. -Прокоповича относятся к
437

национальному доходу, созданному в России. Но далеко
не весь этот доход потреблялся в России! Если учесть
часть, уходившую в виде дивидендов за границу, величина
потребляемой части будет гораздо ниже.
Что касается командующих классов, то здесь могут предста-
вить интерес расчеты Н. А. Рубакина.
На основе данных Министерства финансов («Опыт приблизи-
тельного исчисления». СПб., 1906) с дополнениями, Н. Рубакин
составил для 1910 г. следующее распределение доходов в России
для 696,7 тыс. человек, получающих свыше 1000 руб. в год1. При-
водим в сокращенном виде (в %):
Здесь важен тот факт, что из многомиллионного населения
России только 700 тыс. получали доход свыше 1000 руб. в год,
остальные получали от 0 до 1000 руб. Более 10 тыс. руб. полу-
чали 32 тыс. чел. Крупные аграрии составляли приблизительно
15 тыс. человек с доходностью свыше 15 тыс. руб. в год, владею-
щие каждый свыше 3 тыс. дес. земли. Число лиц, получавших
доходы от денежных капиталов, составляло 55 тыс.
Конечно, все эти данные весьма неточны, так как доходы выс-
ших слоев сильно преуменьшены, хотя бы потому, что не были
приняты в расчет возросшие доходы от городских недвнжимостей,
а доходы капиталистов взяты из деклараций.
Следует отметить, что в число лиц, получающих свыше
1000 руб. в год дохода, входят государственные чиновники, кото-
рых с таким доходом в России было 91 тыс. чел. (всех же чинов-
ников в России насчитывалось 576 тыс., т. е. 62 чиновника на каж-
дые 100 тыс. жителей или 1 чиновник на 43,5 кв. версты, считая и
такие места, где, по выражению Щедрина, «народа нет, а помпа-
дуры есть»). Духовенства насчитывалось (включая вспомогатель-
ный персонал) свыше 200 тыс. чел.
В работе Прокоповича представляют известный инте-
рес только валовые подсчеты. Что касается распределения
1Н. Рубакин. Россия в цифрах, страна, народ, сословия,
классы. Опыт статистической характеристики. СПб., 1912, стр. 203,
438

доходов, то здесь Прокопович дает ранний образец
буржуазной фальсификации статистики. По его данным
получается следующее распределение доходов:
Трудовые классы . . 73,6%
Имущие классы . . . 22,4%
Казна 4,0%
Как и следовало ожидать от буржуазного экономиста,
в трудовые классы он поместил и кулаков и директоров
предприятий, а «казну» выделил как надклассовое возвы-
шение. В. И. Ленин доказал, что доход бедняка
в 5—6 раз ниже кулака. Ясно, что для России, как
аграрной страны, расчеты Прокоповича дают резкое
и тенденциозное искажение.
Расчеты Прокоповича в части сельскохозяйственного
производства дают пример некритического подхода к
исходным данным, следствием которого является сильное
преувеличение динамики сельскохозяйственной продук-
ции. Прокопович, как руководитель, и все авторы (работа
была коллективной) не приняли во внимание то, что
исчисленный ими рост сельскохозяйственной продукции
связан не столько с действительным расширением посев-
ных площадей и ростом поголовья скота, сколько с улуч-
шением учета. Особенно это заметно в части животновод-
ства. Численность поголовья в 1913 г. они рассчитали по
данным переписи 1916 г., а поголовье 1900 г. взяли из
данных Центрального статистического комитета, который
получал эти данные из сомнительного источника — вете-
ринарного управления Министерства внутренних лел.
В свою очередь управление собирало сведения через сель-
скую администрацию и полицию.
Разумеется, при таком «учете» не может быть речи
о сколько-нибудь точных данных по животноводству.
Другое дело — данные 1916 г. В этом году была прове-
дена перепись скота Министерством продовольствия, кото-
рое было заинтересовано в точном учете в связи с воен-
ной обстановкой. При сравнении этих данных с довоен-
ными итогами получается увеличение поголовья, которого
на самом деле не могло быть, так как значительная часть
поголовья была закуплена, реквизирована и забита для ар-
мии. Кроме того, во время войны наблюдался большой па-
деж и повышенная выбраковка, связанные с недостатком
4S9

кормов и военной разрухой. Совершенно очевидно,
что «увеличение» поголовья является не чем иным, как
уточнением учета. При переписи вскрылся недоучет скота,
напримр, по Сибири, Дальнему Востоку и Степному краю
по крупному рогатому скоту на 23%, по мелкому
скоту — на 29%, по свиньям — на 50%. Некритически со-
поставляя данные Министерства внутренних дел (1900)
с данными переписи (1916), бригада Прокоповича полу-
чила мифическое увеличение поголовья, несмотря на то,
что руководитель переписи П. П. Румянцев в предисловии
к изданию переписи указывал на недоучет скота Мини-
стерством внутренних дел. Если исчислить поголовье на
основе данных, опубликованных в Ежегодниках Ветери-
нарного управления Министерства внутренних дел, пре-
увеличение расчетов Прокоповича станет совершенно оче-
видным (в %):
Продукция сельского хозяйства исчислена Прокопови-
чем
для 1900 г 2 985 млн. руб.
в среднем 1909—1913 гг. 3 995 млн. руб.,
т. е. прирост здесь показан в 34%.
Между тем, если внести поправки, связанные с непра-
вильной методологией расчета, получается рост за 13 лет
не 34, а 27%.
Помимо изложенного, некоторый интерес представляет
исчисленный авторами удельный вес отраслей. Сельское
хозяйство давало 54% общей суммы национального до-
хода, промышленность, транспорт и торговля — 46%. При
этом товарность сельского хозяйства не превышала по их
расчетам 32,2%. Эти данные также интересны с точки
зрения сопоставления с нашими общеизвестными данными
440

0 соотношении промышленности и сельского хозяйства и о
товарности сельскохозяйственного производства.
На косвенных расчетах покоится исчисление общего
количества фабричных рабочих России в конце прошлого
века. После В. И. Ленина, взявшего максимум из того,
что можно было взять из разрозненных и противоречи-
вых данных официальной фабрично-заводской статистики,
такая работа была успешно сделана А. В. Погожевым,
собравшим более поздние данные 1. Этот автор опирается
на исчисление В. И. Ленина: около 10 млн. наемных рабо-
чих, из них около 3,5 сельскохозяйственных, на фабриках
и железных дорогах около 1,5 млн., строителей около
1 млн., чернорабочих около 2 млн., надомников около
2 млн.2, он склоняется также к величине 6,6 млн. фаб-
ричных рабочих, надомников и пр. (без сельскохозяйст-
венных), подтверждая тем самым правильность расчетов
В. И. Ленина, в которых из-за скудости материалов было
много гипотетических допущений. Впрочем, центр тяже-
сти расчетов Погожева заключается не в определении
общей численности, а в обстоятельном анализе группиро-
вок промышленных предприятий в пределах районов
и отраслей. Погожев приводит важнейшие данные о кон-
центрации промышленности. В тщательно продуманных
таблицах, многочисленных живых диаграммах и картах
он доказывает, что в России значительно более были рас-
пространены очень крупные предприятия, нежели в Гер-
мании и в Бельгии, «соответственно более позднему про-
мышленному ее развитию»3, доказывает преобладание
в России предприятий внегородских, доказывает ускоре-
ние в темпах капиталистического развития, исходя из дан-
ных о времени возникновения предприятий (за десятиле-
тие 1891—1900 гг. основано было 40% всех предприятий).
Далее он показывает относительное возрастание числен-
ности предприятий, работающих круглый год, разбирает
1 А. В. Погожев. Учет численности и состава рабочих в
России. Материалы по статистике труда. СПб., 1906.
Содержание этой работы несравненно шире заглавия. Подроб-
нее об этом авторе см. кандидатскую диссертацию В. Сапожнико-
вой «Экономические взгляды Погожева» (1951, рукопись в Гос.
биб-ке им. Ленина), где разобраны и другие работы этого автора.
2 См. В. И. Ленин. Соч., т. 3, стр. 510.
8 А. В. Погожев. Учет численности и состава рабочих в
России. Материалы по статистике труда. СПб., 1906, стр. 45.
441

вопросы сезонного найма и пр. Вводную часть своего
труда он заканчивает так: «Мы вправе пожелать, чтобы
грядущие исследователи имели возможность пользоваться
более полным и менее противоречивым материалом,
нежели тот, с которым ныне с тяжелым, безотрадным
чувством неудовлетворенности приходится мириться»1.
В другой работе, написанной совместно с П. Апосто-
лом и изданной в Париже на французском языке
в 1900 г.,— «Социальная экономия, представленная на
русской секции Всемирной выставки» А. Погожев „дает
приблизительный расчет сельской кустарной промышлен-
ности. Численность кусгарей он определяет в 7 млн.,
а стоимость кустарной продукции в 500 млн. руб., насчи-
тывая 50 отраслей кустарного производства.
Кроме Погожева, исчисление общего числа рабочих
в России было сделано М. И. Туган-Барановским2,
М. Федоровым 3 и некоторыми официальными комиссия-
ми. Все эти работы, так же как и предшествующие мате-
риалы В. Е. Варзара, были Погожеву известны и содер-
жащиеся в них данные были им критически изучены
и учтены в его самостоятельных расчетах. Здесь нет воз-
можности воспроизводить многочисленные исчисления
и сопоставления, которые приводит Погожев в этой (став-
шей большой библиографической редкостью) книге.
После Погожева подсчеты были сделаны Н. А. Руба-
кииым, который, во-первых, показал рост применения
женского и детского труда (в % ко всем рабочим) 4:
1 Там же, стр. XXVI.
2М. И. Туган-Барановский. Русская фабрика в про-
шлом и настоящем. Докторская диссертация, изданная впервые в
1898 г.: переиздано 4-м изд. в 1946 г.
3 «Русское экономическое обозрение», 1898, ноябрь.
4 Н. А. Р у б а к и н. Россия в цифрах, страна, народ, сословия,
классы... СПб., 1912, стр. 182.

и, во-вторых, привел некоторые данные о степени эксплуа-
тации для 1909 г.
Не менее интересны приведенные Н. Рубакиным свод-
ные данные по 12 отраслям (приводим заголовки таблицы
в его редакции, см. стр. 545) К
На основании этих данных напрашивается ряд инте-
ресных расчетов, но от них следует предостеречь. Здесь,
например, явно напрашивается вычисление отношения
т 192 Л г,
¥ = 355 = °>54
или показатель:
Но по отдельным отраслям здесь заметны большие и
неоправданные колебания:
По обработке волокнистых веществ получается соответственно:
0,65 и 2,8
По металлопромышленности:
0,27 и 2,8
По обработке дерева:
0,62 и 3,5
По обработке животных продуктов:
0,64 и 7,7
* Н. А. Рубакин. Ук. соч., стр. 184. Округленно.
443

444

Эти колебания убеждают нас в том, что материал
недостаточно доброкачественен, так как величина — для
металлопромышленности представляется явно занижен-
ной сравнительно с другими отраслями. Второй же пока-
затель оказывается бессодержательным, так как не отра-
жает органического состава капитала: ясно, что в области
металлообработки органический состав капитала выше,
чем в области обработки животных веществ, а вычислен-
ный показатель дает обратное отношение их за счет низ-
кой величины амортизации сравнительно со стоимостью
сырья и, очевидно, из-за более низкой заработной платы.
На этом мы заканчиваем исторический обзор. Тема
эта чрезвычайно обширна и этот обзор можно было бы
значительно раздвинуть: мы совершенно оставили в сто-
роне огромную литературу по бюджетной статистике, где
применение косвенных расчетов встречается на каждом
шагу, оставили в стороне земскую литературу, где к кос-
венным расчетам прибегали особенно часто в оценке
земель (таксация), многочисленные расчеты земельных
наделений в буржуазно-либеральной литературе и т. д.
Следует сказать, что вообще литература по таксации и зе-
мельной оценке, покоящаяся целиком на косвенных расчетах, воз-
никла задолго до земской статистики. Образцы таких расчетов
имеются уже в упомянутом описании Волховского хозяйства. Ха-
рактерные для середины прошлого века приемы содержатся в ра-
боте по Лифляндской губернии *.
Внутрихозяйственные расчеты, доказывающие выгодность на-
емного труда, а не крепостного, приведены в статье помещика
Н. Русанова «О приложении вольнонаемного труда к сельскому
хозяйству»2 и в статье А. Авсентьева «Величины урожаев, как до-
казательство невыгоды обязательного труда»8. Косвенные расче-
ты этого рода имеются в работе Е. Петерсона4.
1 Эти расчеты относятся к 1849 г., но напечатаны в «Сборнике
статистических сведений о России за 1854 г.», т. II.
2 «Сельское хозяйство», I860, № 1.
8 Там же, 1861, № 1.
4 «Журнал Министерства государственных имуществ», 1860,
март.
Этому вопросу в предреформенный период была посвящена до-
вольно обширная литература. Само собой разумеется, что эти дока-
зательства должны были покоиться на всякого рода косвенных рас-
четах и прикидках, так как прямого учета издержек производства,
конечно, не было. В журнале «Землевладелец» (1858, № 5) такие
расчеты приводит, например, помещик Е. Протасов.
445

Говоря о косвенных исчислениях в литературе послед-
них десятилетий перед Октябрьской социалистической ре-
волюцией, нельзя не упомянуть о многочисленных расче-
тах размеров аграрного перенаселения. Все
эти исчисления большею частью приводили к бессмыс-
ленным результатам из-за неправильной трактовки само-
го понятия аграрного перенаселения, которое обыч-
но связывалось буржуазными экономистами с абсо-
лютным малоземельем и поэтому корнями уходило
в мальтузианские представления. Сводка этих рас-
четов приведена в нашей работе «Перенаселение рус-
ской деревни» (М., 1930).
Из изложенного ясно видно богатство и изобрета-
тельность русской экономической мысли, вносившей
в экономические расчеты свои не шаблонные приемы,
не шедшей на поводу у западных экономистов, а опере-
жавшей их.
К косвенным расчетам прибегают и советские авторы.
В исторических изысканиях наша литература вынуждена
идти по пути косвенных исчислений для восполнения
недостающих сведений.
Косвенные расчеты применяются в известных работах
П. И. Лященко («История народного хозяйства СССР», тт. I — II,
1947—1948), П. Г. Любомирова («Очерки по истории русской про-
мышленности», 1947) и в менее известных работах в наших союз-
ных республиках. Так, очень интересный расчет предлагал покой-
ный проф. К. X. Дзокаев в своей работе «Экономическое развитие
осетинского крестьянства» («Известия Северо-Осетинского научно-
исследовательского института», т. XI, вып. I, 1948), где он рассчиты-
вает общую сумму земельной ренты, выплачивавшейся осетинским
крестьянством до революции. Интересные расчеты содержатся
в работе проф. П. В. Гугушвили по экономической истории * и в дру-
гих работах советских историков народного хозяйства.
Весьма обстоятельный разбор данных статистики
конца XVIII в. произвел академик С. Г. Струмилин. Сопо-
ставляя итоги учетов 1799 и 1809 гг., обнаруживая явный
недоучет численности рабочих на крепостных мануфакту-
рах, С. Г. Струмилин делает дополнения и косвенные рас-
четы, частично опираясь на архивные источники. В ре-
зультате он получает для конца XVIII в. следующее
1 П. В. Гугушвили. Экономическое развитие Грузии и Закав-
казья в XIX—XX вв. т. I, Тбилиси, 1949 (груз.).
446

соотношение между крепостными и вольнонаемными рабо-
чими:
обязанных 44%
вольнонаемных .... 56%
Это позволяет автору сделать вывод о том, что воль-
нонаемный труд, вопреки широко распространенному мне-
нию, стал преобладающим в русской дореформенной ма-
нуфактуре значительно раньше, чем это показывает наша
весьма несовершенная крепостная статистика, если при-
нимать ее показания на веру, без всякой критики *.
Доводы С. Г. Струмилина были бы еще более вескими,
если бы он подверг критическому разбору предшествую-
щие исчисления (Е. Тарле, Запад и Россия; И. Кулишер,
История русской промышленности, и др.).
На косвенных исчислениях был построен расчет работ-
никами ЦСУ СССР расходов на первую мировую войну
и численности русской армии за все годы первой миро-
вой войны. Эти расчеты были опубликованы в сборнике
«Россия в мировой войне» (1925). Исчисление расхода
продовольствия произведены были ЦСУ на основании
норм довольствия. Стоимость годового пайка солдата
в военное время составила около 100 руб. (по ценам
1913 г.), столько же считалось на лошадь. Численность
лошадей в отношении численности солдат составляла все
время 18—20%. Отсюда, разделив стоимость расхода по
продовольствию на величину расхода на одного человека,
можно приблизительно определить численность армии.
В журнале «Проблемы статистики»2 эти расчеты были
подвергнуты критике. В рецензии на сборник ЦСУ был
дан проверочный расчет: принимая норму потребления
муки в 16,8 пуда в год (1 ф. 85 зол. в день) и зная расход
муки в армии за все годы войны, авторы рецензии (фами-
лия не указана) считают численность армии:
1914 г. 3,1 млн (за 165 дней)
1915 г. 7,1
1916 г. 12,6
1917 г. 14,6—13,4 (если расход муки взят за
весь год)
Если считать 1917 г. 335 дней, то 15,4 млн. чел.
1 См. «Вопросы экономики», 1953, № 9.
2 «Проблемы статистики», 1926, № 1 (рецензия).
447

Авторы этого расчета, надо отдать им справедливость,
сами не очень верят в достоверность таких данных.
На косвенных расчетах покоились первые исчисления
нашего национального дохода.
В советской литературе первую попытку исчисления
национального дохода сделало ЦСУ СССР, опубликовав
обширное издание «Баланс народного хозяйства СССР
1923—24 года». Однако эта попытка была неудачной.
Ошибочность исчисления заключалась прежде всего в том,
что ЦСУ подошло к решению вопроса формально и мето-
дологически неправильно, не дав марксистского анализа
действительности, не показав ни борьбы классов, ни успе-
хов социалистического строительства. Ведущая роль со-
циалистического сектора вообще в этом балансе не видна,
нет и распределения национального дохода по обществен-
ным группам. То новое, что было дано в работе ЦСУ по
сравнению с прежними дореволюционными исчислениями,
заключается в учете снашивания орудий и машин, кото-
рого в старых исчислениях, во-первых, не было и, во-вто-
рых, сумма которого включалась в национальный доход
(в соответствии с буржуазными представлениями о нацио-
нальном доходе). ЦСУ исчислило снашивание основного
капитала в сумме 503 млн. руб. Исходя из этой величины,
можно полагать, что прежние исчисления, о которых мы
уже говорили (1900 и 1913 гг.), преувеличивали сумму
национального дохода приблизительно на 4%.
Индекс физического объема потребления В. Варзара
В 1948 г. при разборке частного архива в Ленинграде
была найдена, считавшаяся утерянной двадцать лет
назад, работа крупного русского статистика В. Е. Варза-
ра под названием «Индекс физического объема потребле-
ния СССР». В «Известиях Всесоюзного географического
общества» 1 была помещена заметка, в которой сказано,
что рукопись этой работы была представлена к печати
в «Вестник статистики» в 1929 г., но в связи с прекраще-
нием этого журнала считалась утерянной. Однако, как
оказалось, В. Е. Варзар незадолго до смерти (умер
29 сентября 1940 г.) на девяностом году жизни восстано-
1 «Известия Всесоюзного географического общества», 1941, № 1
448

вил ее по материалам своего научного архива. Рукопись,
найденная в Ленинграде, скреплена подписью автора
и датирована его рукой 15 июля 1940 г. Она хранится
в Институте экономики Академии наук СССР .
Найденная работа В. Е. Варзара представляет инте-
рес не только как литературный памятник (Варзар —
крупный исследователь, см. БСЭ). Эта работа имеет
большую научно-методологическую ценность в связи
с задачами расчетов потребления на душу населения,
или, как выражались классики, «per capita». Но на душу
населения можно рассчитать в натуре продукты отдель-
ных производств — железо, ткани и т. д. Очевидно, что
для расчета всех потребляемых товаров в целом требует-
ся особая система измерителей, позволяющих, во-пер-
вых, давать своего рода сумму разнородных производств,
или «агрегат», и, во-вторых, что еще важнее, давать
возможность делать сопоставления таких расчетов и во
времени и в пространстве (по странам).
В. Е. Варзар прежде всего задается вопросом, можно
ли создать общий индекс физического объема потребле-
ния путем деления так называемого индекса физического
объема производства на индекс населения. Если такую
операцию проделать по данным для предвоенного десяти-
летия в США, получается следующий результат (1909—
1913 гг= 100):
Но такой расчет дает очень мало. Действительный
уровень потребления остается неизвестным. Можно кон-
статировать только отсутствие повышения этого уровня.
449

Такой расчет В. Е. Варзар считает неправильным
прежде всего потому, что при составлении индекса физи-
ческого объема производства стремятся к исчерпывающе-
му по возможности охвату всего производства, а это при-
водит к повторному счету (полуфабрикаты учитываются
повторно в готовых продуктах, иногда не дважды,
а трижды), включающему как предметы потребления, так
и средства производства. Отсюда — несовпадение объема
производства с объемом потребления. Но В. Е. Варзар
принимает как непременное условие для всех расчетов
полный баланс между объемом производства и объемом
потребления, хотя бы этот баланс и носил характер только
допущения (в частности, то допущение, что продукция
данного года потреблена в этом же году, а переходящий
остаток остается неизменным, если он вообще существует
для предметов потребления).
Иначе говоря, индекс физического объема потребле-
ния, как результат сопоставления динамики физического
объема производства с движением численности населения,
должен строиться как «индекс колебаний среднего уровня
физической производительности населения и степени удов-
летворения его потребностей». Но для этого вовсе не
требуется исчерпывающего суммирования всех видов про-
изводства. Достаточно взять главнейшие товары, сумма
которых была бы достаточно репрезентативна для сужде-
ния о динамике объема потребления населения страны.
В основу своей системы построения индекса физического
объема потребления В. Е. Варзар и кладет принцип
набора главнейших продуктов и фабрикатов, в конечном
счете идущих в действительное потребление населения.
Для этого строится «потребительская масса», откуда
исключены полуфабрикаты, полупродукты и материалы не
личного, а производственного потребления. Разумеется,
таков только принцип. Практически в потребительскую
массу неизбежно попадает ряд товаров, которые только
в основной своей массе идут на личное потребление. Так
обстоит дело, например, с пряжей. Правда, автор вклю-
чает в индексный набор только пряжу, предназначенную
непосредственно для изготовления тканей. Так же обстоит
дело с металлическими изделиями: в набор включается
выплавленные чугун и медь, но не металлические изде-
лия. Кроме продуктов действительного потребления насе-
460

ления, В. Е. Варзар включает в индексный набор пред-
меты «косвенного потребления» (хотя, как указано, и в
остальном наборе фигурирует не только непосредственное
потребление в чистом виде). К таким предметам отно-
сятся зерновые хлеба, нефть, руда, в той их части, кото-
рая вывозится за границу. Автор полагает, что взамен
этих экспортных товаров ввозятся те, которые идут на
потребление населения.
Набор состоит из 35 продуктов и изделий, которые
оцениваются в ценах базисного 1913 г. По базисному же
году устанавливается репрезентативность набора в отно-
шении всей валовой продукции промышленности и сель-
ского хозяйства.
Чтобы получить далее индекс физического объема
потребления, В. Е. Варзар обращается к расчетам числен-
ности населения и строит динамический ряд численности
населения с 1887 г. (в границах 1926 г.).
Наконец, путем погодного деления 35-товарного набо-
ра (в ценах 1913 г.) на численность населения, он полу-
чает свою кривую движения физического объема потреб-
ления из расчета на душу населения.
Из принятых в набор продуктов обрабатывающей про-
мышленности, по 17 имеются прямые данные за весь пе-
риод (уголь, нефть, бензин, смазочные масла, марганце-
вая руда, соль, платина, золото, мел, чугун, сахар-песок,
спирт, пиво, табак, махорка, спички). Остальные исчисле-
ны косвенным путем, частью путем распространения дан-
ных на недостающие годы, частью по данным о годовой
производительности рабочего и другим признакам (пряжа,
растительное масло, сода, мыло, калоши, бумага, кирпич
и др.)- Автор считает, что если бы была включена в набор
кожа, «то этим самым на 70% стоимости получился бы
двойной счет сырья, уже учтенного в продукции животно-
водства». В отношении других продуктов автор отдает
себе отчет о том, что он далеко не избавился от двойного
счета, так как ряд продуктов в большом количестве идет
на производственное потребление (соль, спирт и др.). «Это
обстоятельство, однако, не может колебать индексовой
значимости рядов, так как, входящие в состав других
предметов потребления, эти переходящие объекты учета
составляют в стоимости готовых законченных товаров
потребления на протяжении всего времени исследования.
451

одинаковый процент удорожания, зависящий от мало
изменяющихся технических условий производства данных
изделий, а следовательно, как величина, в относительных
числах не меняющаяся, она не может оказать влияния на
образование относительного результата индексования».
Некоторые товары внесены в набор по особым причи-
нам, связанным с внешней торговлей (марганцевая руда).
За пределами той части промышленной продукции, кото-
рая вошла в индекс Варзара, остаются следующие отрас-
ли (валовая продукция 1913 г., млн. руб.):
Руды железные, медные и пр., сталь и чугун 445
Товарная пряжа (на продажу), бумажная, шерстяная, льняная
и шелковая 264
Деревянные изделия (из уже учтенного пиломатериала) ... 35
Кокс (из учтенного каменного угля) 45
Водка (из учтенного спирта) • 370
Крахмал и патока (из учтенного картофеля) 19
Одежда и белье (из учтенных тканей) 42
Полиграфические изделия (из учтенной бумаги) 92
Электроэнергия (из учтенного угля и нефти) 108
Развешенный чай (как привозной продукт) 166
Сахар-рафинад (учтенный в сахарном песке) 158
Всего . . . 1744
Если эту сумму вычесть из общей валовой продукции
1913 г. (6078 млн. руб.), получаем 4334 млн. руб.— стои-
мость набора индекса Варзара (71%).
Натуральный объем продукции оценивался за все годы
по ценам 1913 г. Цены были взяты на месте производства
(без транспортных и торговых накидок, «как не создаю-
щих новых количеств продукции», и без акциза).
Помимо установления набора товаров, входящих з
индекс, и их оценки в неизменных ценах, требовалось вы-
полнить ряд других предварительных работ — «весьма
сложных и тягостных в статистическом отношении опера-
ций, имеющих самостоятельное значение»: расчет числен-
ности населения за каждый год исследуемого периода,
урожая зерновых хлебов и картофеля и количества взрос-
лого скота с последующим расчетом выхода продукции
животноводства.
Точками опоры при расчете численности населения
служат данные переписи 1897 г. Ранее считалось, что при
помощи общепринятого коэффициента погодного приро-
462

ста в 1,8% можно искусственно исчислить население за
остальные годы. Однако для военного времени этот прием,
очевидно, непригоден. Но и для довоенного времени метод
исчисления по средней норме «слишком точен математи-
чески для того, чтобы быть убедительным статистически».
Гораздо более надежным представляется исчисление на-
селения каждой губернии в отдельности по разнице между
числом родившихся и умерших, с учетом механического
передвижения. Для своих расчетов В. Е. Варзар приме-
няет именно последний метод. Опираясь на перепись
1897 г., дающую численность населения на территории
СССР в границах 1926 г. в 104 млн. чел., и идя этим мето-
дом исчисления, приходим в 1913 г. к числу 137 млн. жи-
телей. Хотя эта величина и меньше исчисленной по коэф-
фициенту среднего прироста (138,3 млн.), однако пред-
ставляется статистически более обоснованной.
Наибольшие трудности представили расчеты за годы
войны. Здесь исчисление может быть только условным,
если принять во внимание мобилизованных в армию
(14,3 млн.), часть которых сражалась вне пределов СССР
в империалистической войне (Польша, Галиция, Финлян-
дия, Турция), движение военнопленных (3,3 млн.), бежен-
цев, белых эмигрантов (до 2,6 млн.), пленных иностран-
цев (до 800 тыс.), возвращающихся на родину русских
пленных, убитых (по нашим сведениям 775 тыс., по ино-
странным 1,5—2,5 млн.), умерших от эпидемий и т. д.
Численность населения за этот период была рассчитана
Е. 3. Волковым в его книге «Динамика народонаселения
СССР за 80 лет» (1930), этими расчетами воспользовался
В. Е. Варзар.
В. Е. Варзар сознавал, что исчисление валовых сборов
зерновых хлебов по самой сущности этой статистической
операции не может дать бесспорных и точных величин.
Это исчисление, основанное на учете посевных площадей
и коэффициентов урожайности различных хлебов на об-
ширной территории страны, может дать только приблизи-
тельные результаты. Тщательно изучив все источники,
опираясь главным образом на уже опубликованные расче-
ты В. М. Обухова, Варзар с огромной затратой труда
пришел все же к построению единого сплошного ряда для
всего периода. Анализ данных о валовых сборах привел
его к следующему заключению: общая масса зерновых
453

хлебов, собиравшихся на территории СССР, возрастала
главным образом за счет окраинных частей страны. В то
время как прирост урожайной массы для 43 губерний
Европейской части России составил в среднем до 1915 г.
около 40—50%, для Азиатской части России и Кавказа
он увеличился почти вдвое. Все это объясняется общеиз-
вестным фактом расширения запашек в азиатских ча-
стях территории и на Северном Кавказе за счет целинных
земель этих частей России. Самые тщательные и углублен-
ные исследования урожаев 50 губерний Европейской Рос-
сии за довоенный период (см. статью В. М. Обухова
«Движение урожаев зерновых культур в Европ. России
в период 1883—1915 гг.» в сб. «Влияние урожаев на народ-
ное хозяйство России», ч. I, 1926) дают весьма осторож-
ные указания на незначительный прирост средних урожа-
ев с десятины в этой части территории. «Да и откуда взять-
ся этому приросту? — говорит Варзар.— Защемленные в
обязательный трехпольный севооборот большинство зе-
мель этой части территории Европейской СССР, при ста-
бильном количестве скота, слабом навозном удобрении и
почти полном отсутствии минеральных удобрений, в сущ-
ности представляли из себя почвы естественного плодо-
родия, которые едва-едва удерживались на одном уровне
урожайности, избегая истощения своего плодородия».
Валовой сбор хлебов в России в границах СССР
1926 г.

Метод оценки зерновых хлебов был принят следую-
щий. По данным Министерства внутренних дел (ЦСК) об
урожае 1913 г. известно:
Отсюда средняя цена пуда зерновых определяется в
0,84 руб. За период 1909—1913 гг. она оказывается
0,77 руб., В. Е. Варзар принимает для оценки круглым
счетом 80 коп.
Надо сказать, что система бюджетного набора, приме-
нявшаяся В. Е. Варзаром, во многих отношениях пред-
определялась качеством самого статистического материа-
ла. Так, из сельского хозяйства в продовольственный
фонд включены только зерновые хлеба, картофель и про-
дукты животноводства, "так как только для них можно
было построить сплошные динамические ряды для хлебов
и картофеля по валовому урожаю, для животноводства
косвенно по количеству взрослого скота». Продукция
виноградарства, садоводства, огородничества, рыболов-
ства и пчеловодства не включена из-за полного «отсут-
ствия или недостаточности цифр погодной продукции».
«Это, конечно,— говорит автор,— представляет на первый
взгляд существенный дефект исчисления, но ближайшее
ознакомление с весом и значительностью этого упущения
убеждает нас в том, что дефект этот не может оказать
чувствительного влияния на общую динамику потребле-
ния». Эти продукты (без рыболовства) составляют около
7,7% от общей доходности сельского хозяйства (5 630 млн.
руб. в 1913 г.). В общем недоучет по сельскохозяйствен-
ным продуктам (включая рыболовство) автор оцени-
вает в 10%.
Исчисление количества скота представило ряд затруд-
нений.
466

Надо было все данные за довоенный период перечис-
лить на территорию СССР, т. е. из 50 губерний Европей-
ской России вычесть губернии, отошедшие от бывшей
империи, и затем прибавить цифры по Кавказу, Сибири
и Туркестану, что по состоянию источников (Отчеты Вете-
ринарного управления и Министерства земледелия) и груп-
пировке материала не всегда было возможно, так как за
многие годы отсутствуют данные то по той, то по другой
части территории.
Далее при сравнении итоговых довоенных и после-
военных данных об общем количестве скота оказывается
почти несомненным, что Ветеринарное управление в до-
военный период брало на учет только взрослый скот без
молодняка; в послевоенный период в переписи включался
обыкновенно как взрослый скот, так и молодняк (жере-
бята, телята, ягнята и козлята до году, а также поросята
до 4 месяцев), так что для приведения к однородности
сравниваемых чисел надо было в послевоенных итогах
исключать молодняк.
Кроме того, в состав исчисляемого скота то входили,
то не входили некоторые виды животных (ослы, мулы,
верблюды, олени). Хотя они по малочисленности (от 1 до
2 млн. голов) и не могли оказывать значительного влия-
ния на общее количество скота, но все же для сравни-
мости пришлось в возможной мере исключать эти виды
скота из общего итога за каждый год.
С учетом указанных исправлений была получена таб-
лица общего количества скота по территории СССР.
Численность поголовья взрослого скота (без молод-
няка) без верблюдов, ослов, мулов и оленей (в границах
1926 г., млн. голов):
1887 г. . . . 142
1890 г. . . • 146
1900 г. . . . 149
1910 г. . . . 175
1920 г. . . . 110
1926 г. . . . 153
Была бы столько же трудной, сколь и неблагодарной,
говорит Варзар, попытка непосредственного исчисления
физического объема потребления различных продуктов
животноводства. Прямых агрегативных учетов всей массы
этих продуктов нигде не делалось; избрать какой-либо
из продуктов как показательный невозможно, так как при
разнообразии этих объектов они не стоят друг с другом
456

в какой-либо связи, и количества производимых молочных
продуктов, мяса, шерсти, кож, жиров и т. д. будут коле-
баться из года в год совершенно независимо друг от
друга. Однако с большой уверенностью можно допустить
в пределах нашей проблемы, что физический объем удоя
молока будет пропорционален числу коров так же, как
количество шерсти предопределяется числом овец и
коз и т. д.
Исходя из этих соображений и пользуясь исчислениями
упомянутой выше бригады Прокоповича («Исчисление
народного дохода»), можно считать, что от коневодства,
молочных продуктов, мяса, кож, сала, овцеводства и сви-
новодства будет получено продуктов на сумму
1 729,6 млн. руб., что при делении на 175 млн. голов
взрослого скота дает 9 руб. 80 коп. на голову. Такой же
подсчет для 1900 г. (по ценам 1913 г.) дает при 159 млн.
голов взрослого скота 8 руб. 61 коп. на голову. Варзаром
принята с округлением величина годовой продукции
в 9 руб. на голову.
В результате всех перечисленных операций В. Е. Вар-
зар получает (рис. 16) ряды динамики (приводим, как
и все другие таблицы, в сильно сокращенном виде, см.
дальше).
В этой таблице прежде всего следует отметить, что
многие колебания не поддаются объяснению, в частности
максимумы 1904 и 1913 гг. Очевидно, решающую роль
в них играет все же производство средств производства,
хотя они старательно исключались из «потребительской
массы» (в частности, известен резкий скачок в производ-
стве меди после русско-японской войны). Немаловажную
роль, наверно, играет также и уровень экспорта. Включая
в свой набор вывозимые за границу продукты, автор отра-
жает, в сущности говоря, ту часть потребления, которая
почти полностью шла дворянско-помещичьим слоям, из
которых многие вообще жили за границей. Несомненно
было бы правильней вообще исключить из подсчета
потребление паразитарных классов. Правда, в целом это
сделать технически невозможно, однако экспортную часть
в этом случае, конечно, следует исключить.
Некоторое сомнение вызывает также приведенная чис-
ленность прироста населения за отдельные годы. Вообще
цифровая часть в работе В. Е. Варзара не может считаться
457

безупречной, научная ценность его расчетов заклю-
чается в самом методе.
В заключение автор говорит о том, что результат его
расчетов, это —«ряд абстрактных цифр, полученных на
Рис. 16. Погодная динамика индекса:
1 — индекс физического объема потребления; 2 — субиндексы: а) продукты
промышленного происхождения, б) продукты ^лъ^°^^^г^^
исхождения; 3 - индекс реальной заработной платы рабочих крупной
промышленности. 4 — % отношения на душу населения: а) промышленного
происхождения, б) с.-х. происхождения.
основе идеи равенства производства и потребления. Этот
ряд включает обобщенно, как бы обезличенный объем
преобладающей массы потребления. Его можно назвать
«индексом генерального потребления». В. Е. Варзар
458

Динамика населения, производства и потребления с 1887
по 1917 г. в границах СССР 1926 г.
(в стоимости фонда потребления — общей и на душу населения)
отдает себе отчет во многих грубых допущениях, принятых
при исчислении, и возможных дальнейших уточнениях
этих расчетов (особенно данными по внешней торговле,
по раздельному учету предметов немедленного и дли-
тельного потребления, учету избытков в виде накопле-
ний и т. д.).
459

Основные показатели, положенные в основу индекса
В. Е. Варзара

Продолжение

Окончание
Но идея построения предложенного им частичного, но
устойчивого показателя бесспорно методологически очень
привлекательна и, во всяком случае, гораздо плодотвор-
нее примитивного расчета—деления индекса на индекс.
Конечно, в работе В. Е. Варзара ряд положений
нуждается в полном пересмотре. В частности, положение
об устойчивости удельного веса сырья в стоимости гото-
вого продукта явно неправильно.
Следует заметить, что устранение двойного счета для
нашего промышленного учета не составляет такой труд-
ности, с которой столкнулся автор. Сам набор для наших
условий не подходит. Однако если бы мы вздумали про-
должить ряд Варзара для сопоставления с нашим време-
нем, пришлось бы исходить из того же набора.
Мы считали нужным познакомить экономистов и ста-
тистиков с исчислениями В. Е. Варзара, так как они пред-
ставляют определенный исторический интерес со стороны
своего материального содержания и в методологическом
отношении. Но, разумеется, современная советская ста-
тистика, исчисляя баланс народного хозяйства, основы-
вается при освещении проблемы потребления на неизме-
римо более богатом фактическом материале и более
глубоком политико-экономическом анализе.

ЗАКЛЮЧЕНИЕ
Автор ставил перед собой главную задачу: освещение
вопроса о путях использования готовых статистических
публикаций — основного фактического материала, к кото-
рому прибегает советский экономист для анализа капита-
листической деятельности.
Мы рассмотрели только наиболее общие вопросы.
Сложная экономическая действительность выдвигает каж-
дый день все новые и новые частные проблемы, перечень
которых вообще нельзя дать из-за их необъятности. Ясно,
что рассматривать такие частные проблемы в нашем кри-
тическом обзоре было бы излишне.
Вот пример: вопросы межрайонных связей и размеще-
ние производительных сил в капиталистических странах
имееет свои особенности, получающие отражение в соот-
ветствующих статистических публикациях. Здесь имеются
свои буржуазные теории размещения (например, «теория
стандорта»), в соответствии с которыми строится вся ме-
тодология статистических изысканий. Это громадная
отрасль знания, критика которой могла бы занять отдель-
ную главу. В равной мере обширна методология статисти-
ческих расчетов и в области капиталистической организа-
ции производства, организации сельскохозяйственных
предприятий и пр. Эти проблемы также могли бы быть
предметом специального обзора.
В нашу задачу не входило исчерпать здесь все подоб-
ного рода частные вопросы. Важно было подвергнуть рас-
смотрению основные показатели, характеризующие дина-
мику капиталистического хозяйства, так как в конечном
счете решают дело не характеристики уровней, а харак-
теристики тенденций. Поэтому главное внимание было
уделено индексам и другим динамическим показателям,
методология исчисления которых для нас представляет
463

особый интерес. Именно они служат источниками сведе-
ний о тенденциях в изменениях экономики капиталистиче-
ского хозяйства.
Однако следует иметь в виду одно очень важное
обстоятельство. Не подлежит никакому сомнению, что
знание методологии и приемов анализа готовых материа-
лов далеко не всегда достаточно для их истолкования
и анализа по существу. Во многих случаях совершенно
необходимое знание и приемов статистического наблюде-
ния — переписей, текущего наблюдения, вопросов, относя-
щихся к кругу деятельности статистических учреждений.
Постановка этих вопросов выходила за рамки настоящей
книги. Они являются предметом самостоятельного рас-
смотрения.

ИМЕННОЙ УКАЗАТЕЛЬ
Авсентьев А. 445
Алистер 371
Аллен Ф. 260
Аллен Р. 311, 317, 321
Аморозо 371
Андросов В. П. 402—404
Анненский Н. Ф. 107, 113
Анцыферов А. Н. 188
Апостол П. 442
Арсеньев К. И. 401, 402
Багратион 138
Барбер Е. 221
Бартлетт Р. 243
Бебсон Р. 308
Бекстер Р. 385
Бергсон А. 351
Беркхэд Д. 355
Берне А. 27, 221, 222, 345
Бернулли Д. 399
Бимба А. 139
Благовещенский Н. 100
Блисс Ч. 48
Блэр М. 33, 252, 253
Болтин И. Н. 392, 393
Боули А. Л. 30, 42, 261, 262, 333,
370, 372, 386
Брант К. 185
Брэди Д. 221
Брэтт Е. С. 222
Вагеман Э. 48, 292
Вагнер А. 388
Ване Р. 44
Варзар В. Е. 78, 434', 442, 448—462
Василевский 395
Вейдемейер А. 404
Вейнтрауб Д. 287
Веселовский К. С 406, 412
Виккенс 30
Виллани Д. 378
Вильсон И. И. 412—414
Вирст Ф. X. 400
Вобан С. 381, 382
Волков Е. 3. 453
Волынчик Н. И. 121
Вонляр Лярский А. 395
Всеволжский Н. С. 404
Галлей 216
Гальтон Ф. 44
Гельферих 374
Герман И. Ф. 397
Герман К. Ф. 393, 396, 397
Гирш 255, 256
Гиршман 317
Гиффен Р. 385—387
Голицин Н. С. 416
Голубеев П. 416
Горлов И. Я. 405
Горький А. М. 17
Гошен Г. 386
Граунт Дж. 378, 379
Граче© Н. 70
Грей 384
Гугушвили П. В. 446
Гуккер 364
Гурвич И. 124
Гуфф Д. 360
Гушке 113
Давенант Ш. 380—381
Даниельсон Н. Ф. 72, 105, 124, 421,
422
Данкан А, 308
Дарвин Чарлз Галтон 46
Даримон 66, 67
Да Рош М. 173

Дексен Дж. 328
Де Фовиль Ш. 388
Джажи Г. 333, 338, 343, 372
Джини С. 333
Джонс Д. 341
Джонсон П. О. 32, 57
Джордж И. 404
Дзокаев К. X. 446
Дидро Д. 394
Дикой Дж. 328
Дружинин Н. К. 21
Дэвис Г. 32, 223
Евдокимов В. Т. 159
Егунов А. П. 407
Журавский Д. П. 377, 416, 417
Забелин С. Г. 399
Заблоцкий А. П. 407
Зигфрид А. 263
Золотницкий В. 407, 408
Зябловский Е. Ф. 400
Иванцев Д. Н. 126, 127
Или Е. 311, 317
Каблуков Н. А. 105
Карпович Е. 408
Карр-Саундерс 43
Карстен К. 306, 307
Карышев Н. А. 114, 115
Кауфман А. А. 19, 20, 32
Кашкарева Л. 71
Кейнс Д. М. 28, 278, 289, 302
Келли Т. 32
Кеппен П. И. 405, 406
Кетле А. 132, 136, 161, 223, 370,
371
Кинг В. 248, 328, 329, 333, 340
Кинг Г. 26, 384
Ключевский В. О. 390, 393, 419—
421
Козлов Т. И. 121
Козминых-Ланин И. М. 182, 197,
198
Колмогоров А. Н. 10
Колькюн 384
Костина Н. 355
Коциолен 342
Краудер В. 223
Крафт Л. 399
Крейнгольд С. 288
Кугельман Л. 106, 373
Кузнец С. 26. 40, 328, 330, 331, 334,
336, 343, 345, 349, 372
Кулишер И. 447
Кучинский Ю. 141, 299
Лавуазье А. 382
Ланге О. 371
Лаплас П. С. 2Э
Ларсен Г. 148
Лассаль Ф. 223
Лашелье 29
Левен М. 372
Леви Л. 219, 384, 385
Лезер 221
Лейбниц Г. В. 29
Ле Клерк 392, 393
Ленин В. И. 5—7, 17, 59—64, 72—
121, 124, 138, 144, 145, 152, 185,
195, 198, 239, 240, 245, 246, 253,
272, 282, 289, 332, 351—353, 377,
378, 408, 409, 421, 422, 439
Леруа-Болье П. 388
Лестер 344
Леусон Е. 277
Ливерпуль 384
Лингвист Е. 220
Линч 388
Лисичкин С. М. 146
Логан 173
Ломоносов М. В. 10, 377, 391, 392
Лоуз Б. 383
Любин 48, 388, 389
Любомиров П. Г. 130, 446
Люксембург Р. 235
Льюсон Е. 277
Лященко П. И. 446
Мак Келлохр 384
Макколей Ф. 252, 328
Маркс К. 6, 10, 12, 14, 34, 39, 43, 51,
64—72, 104, 106, 107, 124, 153,
168, 172, 184, 219, 223, 224, 225,
228, 231, 238, 239, 257, 258, 291,
299, 304, 323, 327, 331, 344, 348,
373, 377, 379, 387, 417—419,421
Маршак 33
Маслов П. П. 190, 226, 248
Мах Э. 33
Махаланобис П. 310
Менделеев Д. И. 10, 422—425
Мизес Р. 32
Миллер Г. 343

Миллс С. 355
Миллс Ф. С. 25, 26, 209, 210, 25
268, 283, 328, 345, 373, 471
Миропиев М. 170
Митчель В. 26, 27, 249, 307, 328
Молотов В. М. 292
Мони Ч. Л. 387
Моргенштерн О. 57, 222
Мордвинов И. С. 395, 396
Морозов В. И. 389, 390
Мур А. 370
Мур Г. 220, 289
Нарен 131
Нащокин О. 377
Нейман 222
Немчинов В. С. 120
Ничефоро А. 290
Новожилов В. 254
Новосельский С. А. 155
О (Wauqh) A. 210, 292
Обухов В. М. 231, 453, 454
Огарев Н. П. 203
Озеров И. X. 181
Ольденберг К. 277
Орлов 100
Орр 184
Парето 371
Паскаль Б. 29
Пельчинский В. 404
Пенделл Э. 43
Пёркинс 48
Перло В. 342
Пёрль Р. 44—46
Персоне У. 26, 248, 302—308
Пестель П. И. 377, 402
Петенгилл 270
Петерсон Е. 445
Петров А. И. 55, 342, 350
Петти В. 379, 380
Пигу А. 309
Пирсон К. 44, 46, 371
Плеханов Г. В. 100, 386, 442
Плещеев С. И. 395
Погожев А. В. 206, 441, 442
Познер Г. 287
Покровский В. И. 124, 172
Попов В. 396
Посошков И. Т. 377, 390
Постников В. Е. 422
Принцинг 156
Прокопович С. Н. 181. 428—440,
Протасов Е. 445
Пруд он 70
Птуха М. В. 381, 392
Пуассон 20, 223
Пучков А. 270, 276
Радищев А. Н. 377
Райе С. 49
Рамбо 393
Рикчиол 399
Ричардсон 222
Рогглс 331
Рожков Н. А. 421
Роткегель В. 153
Рубакин Н. А. 438, 442—445
Рубинштейн М. 389
Румянцев П. П. 440
Русанов Н. 445
Рябушкин Т. В. 129
Сакс А. 270
Самуэль 389
Самуэльсон 222
Сарле С. 216
Святловекий В. В. 423
Сгибнев А. 169
Семенов А. 411, 412
Семенов В. П. 133, 134, 166, 411
Семенов Тян-Шанский П. П. 71,
406, 411
Сен 182
Серль К. 216
Сисмильх 399
Скворцов П. Н. 409
Смирнов Н. В. 10
Смит А. 383, 384
Смит Г. 308
Смит М. Н. 30, 260, 262
Смулевич Б. 160, 172
Снайдер К. 26
Соболев М. Н. 425, 426
Спасский М. Ф. 407
Сталин И. В. 145, 292, 296
Стаханов А. Г. 18
Стоктон 48
Стройновский В. С. 394
Струмилин С. Г. 446, 447
Супан 74
Тарле Е. 447
Таршис 347
Тенгоборский Л. В. 407, 410, 411

Тимирязев Д. А. 415
Тинберген Г. 346
Томас Д. 219
Траубер С. 844
Тройницкий Л. Г. 406
Тройницкий Н. А. 133
Трубников В. В. 407
Туган-Барановский М. И. 130, 442
Тургенев Н. И. 377, 394
Уиппль Дж. 155
Уолферт А. 359
Уоррен 220
Фабрикант С. 219, 330, 343
Федоров М. 442
Федорович Л. В. 162
Ференчи 42
Фёрчайльд 42
Филли Г. 343
Фишер И. 248—256, 302, 317
Фишер Р. 32
Флакс 333
Флеровский Н. 418, 419
Флинк С. 346
Фогт 44
Фортунатов А. Ф. 21
Фримен Н. А. 44
Харпер 44
Хатчинсон Е. П. 194
Хафф Д. 360
Хикс Дж. 48, 214
Хинричс 48
Хольмс 347
Хромов П. А. 146
Хэгут М. 291
Цирлин Л. 55
Цитовский 347
Цобель 286
Чупров А. А. 20, 22
Чупров А. И. 20
Черменский В. Д. 348, 349
Чернышевский Н. Г. 107, 377, 406,
407, 409, 410, 417, 418
Чэндлер 276
Шауп Ш. 330
Швырков В. 357
Шелгунов Н. В. 168, 409, 410
Шмоллер Г. 388
Шницлер И. 404
Шокальский 392
Шоу В. 330, 347
Шпар К. 328
Штрейгтоф Ф. 328
Шувалов И. И. 391
Щербатов М. М. 394
Эдеарс 369
Эджеворт 371
Эллен (см. Аллен)
Энгельгард А. 170
Энгельс Ф. 34, 38, 39, 43, 50, 66, 67,
71, 72, 104, 106, 107, 124, 153,
172, 184, 219, 224, 228, 258,291,
299, 304, 323, 327, 344, 373,
417, 419
Энджель 26
Этли 359
Юнг 26
Янсон Ю. Э. 107, 422
Ястремский Б. С. 255

ПРЕДМЕТНЫЙ УКАЗАТЕЛЬ
Аграрное перенаселение 446
Аграрные отношения в США 138
Актуарный индекс инвестиций 289
Амортизация 59, 359
Американская статистическая ас-
социация 48, 151, 216
Американское социологическое об-
щество 44
Английское королевское общество
378
Англо-американская школа эконо-
мистов 26
Анкетные обследования 285
Антропологические признаки 171
Арендаторы 68, 117, 369
Арендная плата 154, 414
Базисный индекс 294
Баланс производства и потребле-
ния 382
Балансы монополий 359
Базы индексов 292
Базы процентов 163, 237
Балансовый расчет 180, 184
Банкротство в США
Барщинно-отработочная система в
России 100
Безработица 35, 135, 164, 176, 200,
215, 221
Б и модальность 199
Биологические коэффициенты 170
Больничная статистика 143
Больничные кассы 174
Брукингский институт 372
Бухгалтерский учет 16
Бюджетная статистика 185, 276,
416
Бюджетные обследования 184, 258
Бюджетный набор 455
Бюджет Геллера 276, 356
Валовой географический продукт
342
Валовой доход фермеров 360
Валовой национальный продукт
342
Валовой сбор зерновых 454
Вариационный метод 23, 221
Вероятностные схемы 12, 18, 32,
222, 301
Веса индексов (см. индексный ме-
тод)
Ветеринарное управление МВД
России 440
Взвешивающий индекс 289
Видимое потребление 184
Винная монополия 137
Вклады в сберегательные кассы
России 141
Внешняя торговля 312, 319
Внешняя торговля России 124, 245
Военные расходы 310, 347
Возрастная структура 167, 193
Возрастной коэффициент смертно-
сти 157
Возраст рожениц 151
Вольное экономическое общество
430
Вольнонаемная система хозяйства
в России 100
Временный экспорт 125
Вторичная группировка 79, 95, 187,
200
Вторичные данные 122
Выбор источников 61, 108, 123,
127

Выборочный метод 129, 178
Выплавка стали в Германии 129
Выравнивание рядов 209, 227, 232
Гарвардская школа 303
Гарвардский барометр 302, 307
Гарвардский индекс 306
Гарвардский комитет экономиче-
ских исследований 26, 302
Гарвардский университет 221
Генеральная торговля 319
Географическое общество 406
Германский генеральный штаб
188
Гидравлическая теория Пёрля 45
Голландская Академия наук 346
Городское население России 134
Государственная статистика 30
Государственный счет 390
Грамотность 21, 47, 120
Группировка городов по числу жи-
телей в России 108
Группировка доходов 375
Группировка в экономических ря-
дах 22, 71, 75, 81, 85
Группировка населения в России
203
Группировка населения по груп-
пам занятий в России 95
Группировка осужденных по со-
словиям в России 102
Группировка предприятий по раз-
меру дохода 427
Группировка предприятий по числу
наемных рабочих в России 109,
208
Группировка торговопромышлен-
ных предприятий по числу рабо-
чих 75
Группировка рабочих по продол-
жительности рабочего дня
200
Группировка рабочих по числу за-
нятых часов 175
Группировка хозяйств по величине
стоимости продуктов 87
Группировка хозяйств по размеру
посева 80
Групповые индексы 274
Групповые средние 106
Губернские статистические комите-
ты 133
Декларация 330
Демографическая политика 391
Демография 41, 46, 153
Демократизация доходов 40, 364,
386
Департамент окладных сборов 426
Депрессия 304
Детский труд 34, 442
Дефлятирование 249, 259, 316, 317
Динамические ряды 209, 235
Диффузия доходов 364, 386
Добыча угля 116
Доля пролетариата в националь-
ном доходе США 358
Достоверность выборки 179
Доходность земледелия в России
430
Доходность крестьянского хозяй-
ства 414
Доход от горной промышленности
в России 434
— от лесоводства 433
— от обрабатывающей промыш-
ленности 434
— от промыслов 414
— от рыболовства 433
— от скотоводства 433
— от строительства 434
— от торговли 436
— от транспорта 434
Единица учета 58, 130
Жизненный уровень 38, 220, 277
Железные дороги 116, 148, 236
Женский труд 442
Жилищные условия 173, 205
Заболеваемость 174, 260
Задолженность фермеров в США
149
Закон больших чисел 12
«Закон Парето» 371
«Закон» роста населения 44
Закон Энгеля 1857 г. 277
Законы природы 19
Законы экономические 19
Занятие 130
Занятость 187, 215
Заработная плата 71, 78, 175, 220,
262, 272, 276, 291, 330, 351, 357,
384

Заработная плата в сельском хо-
зяйстве 362
Земельная рента 65
Земская статистика 19, 76, 126
Издольщина 370
Иммиграция 193, 244
Имперское статистическое управ-
ление. Германия 125
Импорт России 425
Индекс буржуазный 249
— Бредстрита 251
— бюджетный 257
— Варзара 448
— взвешенный 252
— внешней торговли 311
— геометрический 252
— занятости 262, 286
— занятости в сельском хозяйстве
286
— Фишера 253
— капитала 288
— коммуникаций 289
— концентрации 317
— мирового сбора пшеницы 223
— непроизводительности 299
— обеспеченности сырьем 288
— оптовых цен 275
— отработанного рабочего време-
ни 279, 284
— потребительских расходов 308
— продукции 295
— продукции федерального ре-
зервного управления США 279
— производительности сельско-
хозяйственного труда 284
— производительности труда 278,
282. 287
— прямых налогов 270
— расходов на новые товары дли-
тельного пользования 308
— реальной заработной платы
262, 357
— рождаемости 218
— средней недельной продолжи-
тельности рабочего времени
286
— стоимости жизни 38, 257, 259,
268, 357
— уровня заработной платы 176,
357
— урожайности 255
Индекс физического объема про-
дукции Англии 135
— цен 31, 38, 218, 249, 256, 297
312
— цен на землю в США 343
— «цивилизации» 290
— численности рабочих 284
Индексный метод 135, 248
Индексный набор товаров 259, 264,
272, 452
Интенсивность труда 282
Инерция больших чисел 14
Интенсификация земледелия 89
Интерполяция 186
Инфляция 129, 256
Искажение статистических данных
112
Исторические сопоставления 128
Источники 51, 122, 134
Ипотечная задолженность в США
149
Кадастровая оценка 414
Казенные земли 91
Калифорнийский университет 276,
317
Капиталистические фермы 68, 89,
364
Качественный анализ 136
Квартирная плата 27, 144, 274
Кембриджский университет 260
Классовая группировка населения
93
Классовая структура США 139
Колеблемость 22
Количественная теория денег 306
Количественный анализ 120, 137
Комитет Геллера 277
Концентрация земледелия в США
75
Концепция векового уровня 209
Конъюнктурная статистика 301
Конъюнктурные индексы 301, 309
Конъюнктурные обзоры 309
Конъюнктурный цикл 303
Королевское статистическое обще-
ство 222
Косвенное обложение 352
Косвенный расчет 67, 70, 379, 386
Косвенный расчет численности на-
селения 100
доходов откупщиков 396

Косвенный расчет индекса произ-
водительности труда 284
поголовья овец 380
сельскохозяйственной про-
дукции 381
— стоимости продукции 100
Коэффициент брачностн 241
— конфиденций 220
— корреляции 23, 220, 230
— «очищенной» смертности 161
— прироста населения 168
— смертности 156, 159
— частной корреляции 232
Крахмальные эквиваленты 183
Крестьянские бюджеты 105
Крестьянские промыслы 73
Кривая распределения 22
Кривая распределения дохода
372
Кризис 1929—1933 гг. 388
Кризисы 210, 304
Критическая оценка источников 8,
104, 124
Критическая оценка средних 105
Курс валют 126
Курс рубля 129, 141
Лига наций 42, 56
Лига наций. Специальное собрание
экспертов 256, 274, 298
Личный способ исчисления нацио-
нального дохода 333
Логарифмические кривые 233
Локальные средние 106
Максимально возможный прирост
населения 167
Манифест Совета рабочих депута-
тов 142
Массовое наблюдение 18
Математическая обработка 224
Математические приемы 23, 301
Математический анализ 23
Медиана 252
Международная организация тру-
да 353
Международная торговля 124
Международное экономическое об-
щество 27
Международные обзоры 409
Международный демографический
конгресс 1927 г. 44
Международный демографический
конгресс 1954 г. 173, 182,211,343
Международный сельскохозяй-
ственный институт 147
Международный статистический
институт 49, 328
Метод «последовательного прибли-
жения» 388
Методы изучения природы 23
Методы изучения социально-эконо-
мической действительности 23
Методы расчета национального до-
хода 322, 326, 331
Министерство государственных
имуществ. Россия 415
Министерство продовольствия.
Россия 439
Милитаризация статистики 348
Мировые цены 126
Модифицированный индекс 289
Монопольные цены 425
Московский агрономический съезд
126
Надельное землевладение 91, 427
Налоги в России 137
Налоги штатов США 270
Налог на прибыль 359
Народнохозяйственный учет 16
Население Индии 131
Население Москвы 240, 241, 246
Население России 96, 134, 401
Национальное богатство США 344
Национальное собрание. Франция
382
Национальные публикации по
внешней торговле 320
Национальный доход 39, 322, 340,
384, 429
Национальный доход России 182,
397, 429
СССР 324, 344
США 327, 345
Номинальная заработная плата
257
«Нормальная» безработица 216,
221
«Нормальный год» 292
Нормальный закон ошибок 21
Норма прибавочной стоимости 239
Нормативные расчеты 177, 191
Нормы потребления 181, 184

Нормы потребления хлеба в Рос-
сии 181
— производительности земли 183
— производительности труда 177
— расхода на обсеменение 182
Неденежные единые индексы 290
Непосредственное заключение 76
Обобщающие показатели 16
Обороты мировой торговли 126
Обрабатывающая промышленность
в США 283
Обработка динамических рядов 222
Оброк 418
Общественное разделение труда 96
Оксфордский университет. Стати-
стический институт 221, 263, 287,
361
ООН 126, 292, 361
ООН. Генеральная ассамблея 39
— Отдел населения 212
— Отдел экономики 215
— Продовольственная и сельско-
хозяйственная организация 183
— Статистическая служба 256
— Экономический совет 46, 185,
309
Оперативный учет 16
Осетинский научно-исследователь-
ский институт 446
«Основной закон» Кейнса 28
Относительные величины 105
Отношения наглядности 241
Отрицательный прирост населе-
ния 170
Отхожие промыслы в России 100
Официальная статистика 34, 258,
262, 403
Оценка товара во внешней торгов-
ле 124
Оценка услуг 338
Ошибка наблюдения 112
Переписи 34
Перепись в Германии 1880 г. 191
— в России 1897 г. 92, 108, 134
— в СССР 1926 г. 167
— в СССР 1939 г. 195
— в США 1900 г. 85
— в США 1910 г. 85
— деловой активности 1948 г. 335
— промышленности России 426
Перегруппировка 71, 81, 92
Питейный доход 137, 395
«План Маршалла» 321
Плотность населения Индии 131
Площадь поместного землевладе-
ния в России 419
Подати 137, 390
Подвижная средняя 324
Подоходное обложение 414
Показатель безопасности полетов
180
Покровительственный тариф 424
«Потребительская масса» 450
Потребительские бюджеты 182,
258, 277
Потребление витаминов 184
Потребление мяса 402, 429
Потребление на душу населения
449
Премия Бебсона 216
Преступность 102
«Проблема возраста» 213
Продолжительность рабочей неде-
ли 175
Производительное население Рос-
сии 401
Производительность труда 145,
299
Производительность труда в неф-
тяной промышленности России
145
Производство чугуна в России 41Q
Происхождение статистических
данных 124
Промысловый налог 137
Прибавочная стоимость 77, 350
Прибыли монополий в США 359
Прибыль 78
Приемы сравнения 106
Прирост населения 46, 161
Производство на душу населения
в США 242
Рабовладение 139
Размеры землевладений в Герма-
нии 140
Распространение 186
Распределение денежных знаков
по купюрам 199
— детей в Германии по возрастам
188
— дохода в Италии 47

Распределение дохода в России 430
— доходов в Пруссии 375
— доходов в сельском хозяйстве
США 365
— доходов в США 365
— земельной площади между ев-
ропейскими колониальными дер-
жавами 74
— земельной собственности в Рос-
сии 91
— иностранцев по возрасту в США
194
— населения России по сословиям
401
— населения СССР по возрастам
195
— национального дохода 353, 372
— предприятий по числу рабочих
США 147
Расслоение земельной собственно-
сти в России 92
Расходы по федеральному бюдже-
ту на душу населения 403
Расчет военного потенциала США
347
Расчет национального дохода в
США 346
Реальная заработная плата 257
Реальный способ исчисления на-
ционального дохода 333
Репрезентативность 106, 179, 215
Рождаемость 44, 136, 152, 214,
400
Российская Академия наук 206,
394
Ряды распределения 193
Самоубийства 162
Сберегательные кассы 154
Сбор статистических сведений в
США 47
Сводные индексы 288
Сглаживание 224
Сельская кустарная промышлен-
ность в России 442
Сельскохозяйственная перепись
1916 г. Россия 430
Сельскохозяйственная перепись во
Франции 147
Сельскохозяйственная статистика
178
Сезонная волна 134, 142
Сезонные колебания 134
Система Пёрсонса 305
Скорость прироста 226
Скошенные ряды распределения
81
Случайность 31
Смертность 44, 145, 155, 169
Смертность детская 13
— от родов 143
— по возрастам 169
— по группам населения 174
— по группам населения в Англии
174
Советский индекс физического
объема 283
Сопоставимость 104, 125, 128
Сопоставимость индексов 293
Сопоставление рядов 219
Социально-экономическая стати-
стика 25
Способ наименьших квадратов 24
Способ расчета национального до-
хода Боули 333
Способ расчета национального до-
хода Кинга 333
Способ расчета национального до-
хода Флакса 333
Среднее душевое потребление в
США 184
Среднее квадратическое отклоне-
ние 23
Средние величины 25, 37, 106, 173
Средние ошибки 21
Средний возраст населения в США
194
Средний доход 373
Средний заработок рабочих и слу-
жащих в США 356
Средний размер вклада в России
154
Средний рост цен 177
Средний темп прироста 190, 213
Средний уровень 31
Средняя арифметическая 21, 246
Средняя геометрическая 190, 253
Средняя занятость рабочих 175
Средняя заработная плата 176
Средняя продолжительность жиз-
ни 145, 173
Средняя экспортная цена 313
Стандартизированный коэффици-
ент смертности 157

Статистика безработицы 35
— браков 135, 164
— внешней торговли 311
— доходов 370
— жилищ и домоводства 273
— занятости 35
— заработной платы 37, 39
— населения 41, 100, 393, 399
— труда 34
— урожаев 126
Статистические данные 30
Статистические методы 32
Статистические таблицы 63
Статистические факты 30, 64, 137
«Статистическое затемнение» 359
Статистическое управление Запад-
ной Германии 125
Стихийность 31
Стоимость жизни 38
Стохастическая среда 22
Структура сельского хозяйства в
Германии 140
Структура сельского хозяйства во
Франции 146
Структуры анализ 193
США
— Американская ассоциация по
исследованию вопросов труда
359
— Американская федерация тру-
да 273
— Балансы Министерства торгов-
ли 337
— Бюллетень Федерального ре-
зервного управления 53
— Бюро внутренней экономики
Министерства сельского хозяй-
ства 258
— Бюро добывающей промышлен-
ности Министерства внутрен-
них дел 285
— Бюро сельскохозяйственной
экономики Министерства сель-
ского хозяйства 57, 285, 367
— Бюро статистики труда 30, 257,
259, 271, 285
— Бюро цензов 35, 57, 335
— Внешняя торговля и навигация
(публикации) 52
— Государственный бюджет 52
— Ежегодник внешней торговли
52
— Ежегодник горного дела 53
— Исследовательский институт
профсоюза рабочих электро- и
радиопромышленности 269
— Исследовательский отдел кон-
гресса производственных проф-
союзов 271
— Исследовательское бюро Меж-
национального союза рабочих
горной и металлургической
промышленности и Объединен-
ного союза рабочих электро-
радио-машиностроительной про-
мышленности Америки 269
— Источники статистических све-
дений 51
— Конъюнктурные итоги 53
— Местные финансы (публика-
ции) 52
— Министерство труда 268, 284
— Налоговый учет 39
Национальная ассоциация про-
мышленников 358
— Национальное бюро индустрии
285
— Национальное бюро экономи-
ческих исследований 26, 222,
285, 308, 329, 361
— Национальный комитет ресур-
сов 258, 363
— Обзор по труду 53
— Отдел национального дохода
Министерства торговли 338
— Отдел статистики Бюро бюд-
жета 48
— Публикация по статистике
внешней торговли 321
— Рабочая исследовательская ас-
социация 364
— Специальные правительствен-
ные публикации 52
— Справочник по потреблению 52
— Справочник по продукции 52
— Статистический ежегодник 52
— Текущий обзор экономики 53
— Управление военного производ-
ства 268
— Федеральное резервное управ-
ление 279
— Федеральное статистическое
бюро 48

США
Федеральное управление
жилищного строительства
273
Центральное статистическое
бюро 48
Таблицы 65, 76, 137, 151
Таблицы смертности 400
Таможенная статистика 129
Темпы прироста производительно-
сти в США 141
Темпы прироста производства в
США 141
Темпы роста населения 162, 165
Теоретическое распределение по-
грешностей 21
Теория вероятностей (см. Вероят-
ностные схемы)
Теория народонаселения 41, 43
Теория оптимума народонаселения
42
Терминология 77, 129
Территория Индии 131
Территория Москвы 235
Термодинамическая теория Чарлз
Галтои Дарвина 46
«Тесты» Фишера 253
Технический уровень производства
282
Техническое строение капитала 70
Типичность средней 25
Типичность характеристики 106
Товарность сельского хозяйства в
Германии 140
Торговый баланс России 129
Университет в Лос-Анжелосе 270
Университет Гопкинса 45
Уравнение связи 23
Урожайность в России 142, 178,
228
Урожайность пшеницы в США 127
Услуги 329, 350
Фабианцы 384
«Факторные издержки производ-
ства» 338
Фазы конъюнктурного цикла 304
Федеральный подоходный налог в
США 270
Физиократы 394
Физиологические нормы потребле-
ния 182
Фиктивные средние 105, 153, 174
Фонд накопления 344
Формула Пуассона 20
Хлебофуражный баланс России
400, 411, 414
Хлопчатобумажное производство в
США 225
«Хог-корн» 180
Ценз 35
Цензы подекадные США 51
Цензы промышленные США 51
Цензы сельскохозяйственные США
51
Центральный статистический коми-
тет 126, 133, 430, 439
Цены 145,250, 257, 263, 270, 369,408
Цены на мясо 144, 216
Цены на хлеб 65
Цепной индекс 294
Цикл 209, 304
Циклическая форма колебаний 209
ЦСУ 448
ЦСУ. Подотдел нормативных изы-
сканий 181
Школа Митчеля 26, 249, 328
Школа политических арифметиков
380, 405
Школа Фишера 249
Эконометрика 32
«Экономические барометры» 287,
301
Экономические нормы 177
Экономический прогноз 300
Экономическое положение ферме-
ров 370
Экспорт автомобилей из Англии
311
Экспорт Великобритании 228
Экспортные цены 313
Экстрополяция 213, 215
Эмиграция 72
Эмпиризм американской школы 19
Эмпирические методы 26
Эскалаторные пункты 31
Эскалаторные цены 31, 275

ОГЛАВЛ ЕНИБ
Предисловие 3
Введение 5
Задачи статистики в свете марксистско-ленинской теории 5
Специфика социально-экономической статистики .... 8
Обобщающие показатели и роль единичных фактов ... 15
Непригодность вероятностных схем при изучении соци-
ально-экономических явлений 19
Глава первая Особенности современной буржуазной ста-
тистики 25
Формализм буржуазной статистики 25
Роль статистики в капиталистическом государстве. ... 29
Буржуазная статистика населения 41
Первичная и вторичная статистика 47
Глава вторая Работа классиков марксизма-ленинизма
над буржуазными источниками 63
Анализ таблиц и экономические выводы 63
Обработка первоначальных данных 79
Критическая оценка источника 104
Глава третья Критический разбор данных буржуазной
статистики (общая часть) 122
Критическая оценка источника 122
Главное и второстепенное 136
Вскрытие и устранение противоречий 150
Нормативные расчеты 177
Распространение и интерполяция 186
Анализ структуры 192
Вторичная группировка 199
Глава четвертая Динамические процессы в освещении
буржуазной статистики 208
Преобразование динамических рядов 208
Перспективные расчеты и другие экстраполяции .... 213
Обработка динамических рядов 217
Относительные и средние величины для динамических
рядов 234

Глава пятая Индексы в буржуазной статистике .... 248
Индексный метод в освещении буржуазной науки . . . 248
Бюджетный индекс 257
Индекс физического объема и производительности труда. 278
Значение базы и весов 291
Конъюнктурные индексы 300
Индексы внешней торговли и анализ оборотов 310
Глава шестая Исчисление национального дохода в капи-
талистических странах 322
Теория вопроса 322
Исчисление объема национального дохода 336
Распределение доходов 351
Глава седьмая Косвенные исчисления в экономической
литературе 376
Исторические примеры в иностранной литературе .... 378
Исторические примеры в русской литературе 389
Индекс физического объема потребления В. Варзара . . 448
Заключение 463
Именной указатель 465
Предметный указатель 469

Утверждено к печати
Институтом экономики
Академии наук СССР
*
Редактор издательства Г. С. Крейнин
Технический редактор N. И. Москвичеоа
*
РИСО АН СССР № 1-ШВ Сдано в набор 2 IV 1955 г
Подписано в печать 9/IX 1955 г. Формат бумаги
вАхМв1/*.. Печ. л. 15-24,6. Учетно-издат. 28,8
Тираж 5500 Т-05280. Из ат № 725. Тип. заказ 1207
Цена 15 р. 90 к.
Издательство Академии наук СССР,
Москва, Б-64, Подсосенский пер., №21.
2-я типография Издательства АН СССР,
Москва, Шубинский пер., 10.

ОПЕЧАТКИ И ИСПРАВЛЕНИЯ
Стр.
Строка
Напечатано
Должно быть
22 17 св. случайной случайностной
33 24 св. 1905 1955
86 21 св. (табл.) 27,2 27,9
180 9 св. 1926 1936
185 2 сн. 140 40
213 16 сн. 215 214
290 3 сн. „ненадежные" „неденежные"
298 10 и 15 св. 100 1,00
339 9 сн. Однако Одно
384 14 сн. Мак Келлохра Мак Келлох
401 3 св. К. П. Арсеньева К. И. Арсеньева
417 7 сн. 419—406,5 дес. 419406,5 дес.
443 20 сн. стр. 545 стр. 444
464 9 св. необходимое необходимо