История военных потерь

Несмотря на важность расчета чистых потерь, почти все исследователи числа жертв мировой войны 1914—1918 гг. пренебрегали этим и ограничивались исчислением валовых потерь.

¹ Schwiening, op. cit., S. 22.

Лишь при расчете потерь по отдельным странам — участницам войны некоторые исследователи принимали во внимание, так сказать, естественную убыль. Однако методология этих расчетов не является достаточно удовлетворительной. Так, например, по Германии Швининг² в своем расчете исходил из следующего: в 1905—1910 гг. в Германии в среднем умирало в год 1,1 млн. человек, в том числе—571 тыс. мужчин; на возрасты от 18 до 45 лет приходилось 13% всех случаев смерти лиц мужского пола, что составляет 75 тыс. человек. Это число Швининг и принимает за норму ежегодной смертности мужчин призывных возрастов. Число убитых и умерших немцев составило, по расчетам Швининга, 1,8 млн., а в переводе на 1 год войны — 415 тыс. человек. Вычитая из 415 тыс. 75 тыс. человек, Швининг получает чистые потери в размере 340 тыс. человек. Однако расчет Швининга не верен. Он как бы совершенно игнорирует тот факт, что в армию были призваны не все мужчины. Значительная их часть, из которой ежегодно умирало 75 тыс. человек, продолжала оставаться вне вооруженных сил. Кроме того, многие были демобилизованы по болезни и инва

лидности. По Швинингу получается, что в германской статистике смертности гражданского населения в годы войны вовсе не было случаев смерти мужчин от 18 до 45 лет. Это, разумеется, не так. Таким образом, расчет Швининга сильно преувеличивает естественную убыль.

Другой расчет был сделан английским статистиком Гринву-домИсходя из численности британской армии в 3,1 млн. человек и флота в 280 тыс. человек и «нормы» смертности для 30-летних мужчин, установленной по английской таблице смертности № 8 (4,8 на 1000 человек), Гринвуд определил число лиц, которые умерли бы за эти годы и без войны, в 65 тыс. человек. Считая смертность почти в 0,5% в год, за 4 года войны он получил 2%, что дало 65 тыс. человек. Общее количество убитых и умерших в британской армии и флоте составляло, по Грин-вуду, 772 тыс. Вычет 65 тыс. уменьшил потери до 707 тыс. человек, т. е. почти на 9%- Для стран с более высоким уровнем смертности эта поправка для войны 1914—1918 гг. значительно возрастает.

Прежде чем перейти к конкретным расчетам чистых потерь от войны, необходимо остановиться на некоторых методологических вопросах.

Во-первых, возникает вопрос, правильно ли брать за основу общее число мобилизованных? Нам представляется, что неправильно, так как мобилизация производилась постепенно. Не все были мобилизованы! в начале войны, и, следовательно, для многих солдат продолжительность пребывания в армии во время войны значительно короче продолжительности войны. Единственно правильное решение вопроса — это определение общего числа человеко-лет, которые прожили бы военные во время войны, если бы они не были мобилизованы. Конечно, определить число человеко-лет значительно труднее, чем установить среднегодовую численность армии, поскольку необходимо знать распределение мобилизованных по датам мобилизации. Все же по некоторым странам, а с известным приближением и по остальным, можно получить это число.

¹ М. Greenwood, op. cit.

Второй вопрос заключается в учете смертности солдат на военной службе в мирное время. Известная часть армии состоит из кадровых солдат и офицеров. Кроме того, часть внозь мобилизованных (главным образом из молодых возрастов) попала бы s армию и не будь войны. Если пребывание в армии связано с большим риском смерти, то тогда размер чистых потерь от войны для этой категории военных будет определяться разностью между вероятностью смерти на войне и вероятностью смерти на военной службе в мирное время. Эта раз

ность будет несколько отличаться от разности между вероятностью смерти на войне и вероятностью смерти в гражданском состоянии. Чем заметнее это отличие, тем больше оснований для исчисления чистых потерь но кадровым военным в отдельности.

Даже в XIX в. процент смертности солдат на военной службе в мирное время был довольно значителен по сравнению со смертностью гражданского населения. Так, например, в русской армии в 1841—1852 гг. среднегодовая смертность составляла 37,4 на 1000 человек наличного состава¹. Эта «норма» смертности значительно превосходила норму смертности для мужчин тех же возрастов гражданского населения. В дальнейшем благодаря улучшению санитарного дела в армии эта «норма» значительно снизилась — до 18,7 в 1857—1861 гг. и 15,44 в 1862—1871 гг. Эти «нормы» смертности уже близко подходят к «нормам» смертности мужчин в гражданском состоянии. По русским таблицам смертности, исчисленным Борткевичем для 1874—1883 гг., «норма» смертности мужчин в 35 лет равнялась 11,29%о.

Таким образом, поправка на смертность во время военной службы для XVIII—XIX вв. еще имеет некоторое значение, но для XX в. ею можно пренебречь.

Сделаем расчет чистых потерь для мировой войны 1914— 1918 гг. В России было мобилизовано 15,8 млн. человек. Война длилась примерно три с половиной года. Так как мобилизация производилась постепенно, то далеко не все 15,8 млн. человек пробыли на военной службе все эти годы. Для определения количества человеко-лет нужно установить общее количество мобилизованных на начало каждого месяца. Далее, эти помесячные данные надо суммировать за все время войны. По России до 1 декабря 1917 г. эта сумма равнялась 442 млн. человеко-месяцев, или 37 млн. человеко-лет. Это и есть общее количество человеко-лет, которое мобилизованные прожили с момента зачисления на военную службу до конца войны. Из этого числа надо вычесть человеко-годы, проведенные бывшими ранеными в отпуску, и человеко-годы' инвалидов войны. По данным ставки, на 1 мая 1917 г. насчитывалось 348,5 тыс. инвалидов, уволенных с военной службы. Исходя из равномерного их увольнения, начиная с 1915 г., можно считать, что в среднем уволенные находились вне военной службы до полутора лет. Это даст около 500 тыс. человеко-лет. Можно считать, что еще столько же приходится на случаи временной демобилизации. Таким образом, остается 36 млн. человеко-лет.

Средний возраст русского солдата равнялся 29 годам. По разным русским таблицам смертности для мужчин в 29-летнем возрасте «норма» смертности (q) была следующей:

на 1000

человек

Таблицы смертности Борткевича для

1874—1883 гг

9,42

Таблицы смертности Новоссльского

для 1896—1897 гг.

9,51 9,48

для 1907—1910 гг.

9,45

9,44

«Норма» смертности для 29-летнего мужчины в России по различным таблицам смертности

Важно отметить, что «нормы» по таблицам смертности для расчета чистых потерь не могут быть применимы, так как в армию уходит наиболее здоровая часть мужчин, у которых вероятность смерти меньше, чем у соответствующей возрастной группы всех мужчин в целом. К сожалению, мы ее располагаем никакими другими материалами о повозрастной смертности, кроме таблиц смертности. Для данных целей можно было бы использовать материалы страховых обществ, отражающие наблюдение за застрахованной частью населения. Эти материалы показывают, что коэффициенты повозрастной смертности значительно различаются между собой в зависимости от контингента застрахованных.

Так, например, по таблицам смертности девяти русских страховых обществ в 1910 г. лица в возрасте 30 лет имели коэффициенты смертности: при страховании на случай смерти — 7,45 (на 1000), а при страховании на дожитие — 2,9'. Таким образом, страховавшиеся на дожитие, обладавшие в большинстве случаев крепким здоровьем и рассчитывавшие дожить до получения страховой суммы, имели в 2,5 раза меньшую смертность, чем страховавшиеся в том же возрасте на случай смерти.

Поэтому мы считаем необходимым положить в основу наших расчетов более низкую, чем в таблицах, «норму» смертности, чтобы они более правильно характеризовали уровень смертности мобилизованной части мужского населения. Насколько меньше будет эта норма, зависит от процентного соотношения числа мобилизованных ко всему мужскому населению соответствующих возрастов. Если указанный процент не велик, то, значит, в армию попали самые здоровые мужчины различных возрастов. Норма смертности для этой категории мужчин будет значительно отличаться от нормы смертности для всех мужчин такого же возраста. По мере возрастания процента мобилизо-

В. С. Гохман, Страхование жизни, М., 1944, стр. 45.

ванных мужчин эта разница в нормах смертности будет сглаживаться и при 100-процентнон мобилизации СЕедена к нулю.

Таким образом, имеется определенная зависимость между соотношением в численности всех мужчин и численностью мобилизованных, с одной стороны, и соотношением в нормах смертности — с другой:

_ численность всех мужчин _ / норма смертности немобилизованных \ численность мобилизованных \ норма смертности мобилизованных /'

Не задаваясь целью теоретически установить определенную форму этой зависимости, ограничимся указанием на то, что, основываясь на эмпирических материалах и логических соображениях, соотношение в численности двух указанных категорий мужчин приближенно равняется квадрату соотношений норм смертности нсмобилизованных и мобилизованных:

численность всех мужчин /норма смертности немобилизованных'-' численность мобилизованных \ норма смертности мобилизованных /

Положив в основу такое эмпирическое соотношение, можно сделать поправку, учитывающую состояние здоровья мобилизованных мужчин.