Ще раз про кількість втрат унаслідок Голодомору: експертна оцінка

Размещено на http://allbest.ru

Ще раз про кількість втрат унаслідок Голодомору: експертна оцінка

Олександр Гладун Олександр Гладун доктор економічних наук, член-кореспондент НАН України, старший науковий співробітник, заступник директора з наукової роботи, Інститут демографії та соціальних досліджень ім. М.В. Птухи НАН України (Київ, Україна), Наталія Левчук Наталія Левчук докторка економічних наук, старша наукова співробітниця, головна наукова співробітниця відділу демографічного моделювання та прогнозування, Інститут демографії та соціальних досліджень ім. М.В. Птухи НАН України (Київ, Україна) , Олег Воловина Олег Воловина доктор демографії, дослідник Центру славістики, Євразії та Східної Європи, Університет Північної Кароліни (Чапел-Гілл, США)



Анотація

Мета -- оцінити якість Висновку комплексної судової статистично-криміналістичної експертизи від 3 грудня 2020 р. в рамках кримінального провадження № 22019000000000309 від 20 жовтня 2019 р. у частині визначення демографічних втрат унаслідок Голодомору 1932--1933 рр. Методологія базується на принципі неупередженості, критичній оцінці коректності використання понятійного апарату, інформаційної бази, кластерного аналізу та дотримання базових основ демографічної науки. Наукова новизна. Вперше всебічно досліджено й оцінено якість і коректність визначення демографічних втрат унаслідок Голодомору 1932--1933 рр. у Висновку комплексної судової статистично-криміналістичної експертизи від 3 грудня 2020 р. Основні результати. Проаналізовано коректність і повноту наведеної інформації щодо визначення демографічних втрат у попередніх дослідженнях, коректність використання термінологічного апарату та інформаційної бази. Також проведено аналіз застосованого інструментарію (вибірковий метод, кластерний аналіз, демографічні методи) й виявлено некоректність його використання. Висновки. Практично всі етапи судової статистично-криміналістичної експертизи містять суттєві вади методичного характеру, некоректне використання інформаційної бази та явно спрямовані на завищення втрат унаслідок Голодомору 1932--1933 рр.

Ключові слова: Голодомор, демографічні втрати, надсмертність, комплексна судова статистично-криміналістична експертиза.



7 вересня 2021 р. в Києві відбувся Міжнародний форум «Масові штучні голоди: пам'ятаємо, вшановуємо», на якому, зокрема, було презентовано видання «Геноцид українців 1932--1933 за матеріалами досудових розслідувань» [1]. Вихід у світ цієї книжки спричинив скандал через багаторазові передруки окремих сторінок та знищення першого тиражу.

Книга складається з витягів із різних законодавчих та нормативних документів, також вона містить матеріали порушеної Службою безпеки України 22 травня 2009 р. кримінальної справи № 475 щодо вчинення на території УСРР у 1932--1933 рр. злочину геноциду та постанову Апеляційного суду міста Києва від 13 січня 2010 р. у цій кримінальній справі. До видання також включено матеріали кримінального провадження № 22019000000000309 від 20 жовтня 2019 р. (орган досудового розслідування -- СБУ), яке було відкрите за заявою Національного музею Голодомору-геноциду з тієї ж причини, що й кримінальна справа № 475.

Викликає подив сам факт публікації матеріалів незавершеного кримінального провадження, одна з цілей якого полягає в ревізії оцінки демографічних втрат унаслідок Голодомору, зафіксованих у постанові Апеляційного суду міста Києва від 13 січня 2010 р. Результати ревізії містяться у Висновку комплексної судової статистично-криміналістичної експертизи Національної академії правових наук № 957 від 3 грудня 2020 р. (далі -- Висновок). Якість демографічної складової цього документа викликає багато зауважень. Тому метою нашої статті є критичний аналіз визначення демографічних втрат. Актуальність такого аналізу зростає, оскільки вже побачило світ друге видання цієї книги [2].

Аналітична частина Висновку [1, С. 335--372; 2, С. 443--481] Оскільки нумерація сторінок у першому та другому виданнях не збігається, далі наводи-тимемо посилання на обидва видання. складається з трьох розділів.

У розділі І «Криміналістична характеристика злочину геноциду» словосполучення «зайве населення» [1, С. 341; 2, С. 449] трактується як населення, що його «комуністичний тоталітарний режим» планував знищити. Однак у той період поняття «зайве населення» використовувалось у сенсі аграрного перенаселення, яке планувалося залучити або до міст у період індустріалізації, або для освоєння цілинних земель. Тому необґрунтованою є теза про те, що планувалося знищити «до 8 мільйонів українців», але вона побіжно повинна слугувати підтвердженням правильності подальших розрахунків втрат у 9,1 млн осіб. При наведенні кількісних параметрів переселення населення в УСРР [1, С. 341; 2, С. 449] із постанов РНК УСРР від 15 жовтня 1933 р. № 133 та РНК СРСР від 25 жовтня 1933 р. № 2318, не вказано, що частина переселених була з менш постраждалих територій України, а загалом станом на 15 березня 1935 р. з усіх переселених повернулися на попереднє місце проживання 61,5 % господарств [3].

Далі йдеться про те, що М. Птуха, О. Асаткін, А. Хоменко «провели демографічні розрахунки, за якими втрати української нації становлять відповідно: 6 млн 700 тис., 7 млн 100 тис., 7 млн 700 тис. українців» [1, С. 341; 2, С. 449].

По-перше, з контексту викладеного можна зробити висновок, що втрати визначали саме зазначені демографи і статистики (що підтверджується діаграмою 1 «Чисельність українців, знищених у 1932--1933 рр. (млн осіб)» [1, С. 484; 2, С. 592]). Але це не так. М. Птуха, О. Асаткін, А. Хоменко ніколи не розраховували втрати або «чисельність знищених» унаслідок Голодомору. Показники, наведені вище, обчислені самими авторами Висновку на основі прогнозів чисельності населення, зроблених М. Птухою й А. Хоменком.

По-друге, ті числа являють собою не втрати в 1932--1933 рр., а різницю між прогнозованою та переписною чисельністю населення на початок 1937 р. Ця різниця чисельності накопичена не за два роки Голодомору, а за весь 5-річний період прогнозування (1932--1936 рр.), і сформована вона за рахунок змін у народжуваності, смертності й міграції, а не лише смертності.

Теза про те, що «демографічні розрахунки опираються виключно на сталі демографічні фактори» [1, С. 342; 2, С. 450] свідчить про необізнаність авторів Висновку з базовими засадами демографічної науки: демографічні моделі враховують як змінні параметри режиму природного відтворення та міграції населення, так і стохастичні імітації процесів.

Фраза «Не можна огульно виокремити серед тих померлих, хто складав би, так званий, “середній річний показник смертності” [...] хоча б тому, що аж ніяк неможливо прийняти те, що стара або хвора людина, яка, можливо, ще й дожила б до листопада 1933 р., помирає у травні з голоду, а ми за “правилами демографії та статистики” викреслюємо її зі списку загиблих» [1, С. 343; 2, С. 451] свідчить про свідоме перекручування чи відсутність розуміння суті демографічних процесів.

Зі списку загиблих демографія нікого не «викреслює», а чітко розрізняє сукупності померлих від природної смертності та надсмертності внаслідок злочинної діяльності чи бездіяльності влади. Демографія оцінює ці дві складові серед загального числа померлих.

Теза про те, що демографічні методики (зокрема термін «надсмертність») не використовуються при розрахунку втрат унаслідок злочину геноциду [1,96 С. 343--344; 2, С. 451--452], не відповідає дійсності. Термін «надсмертність» -- загальнонаукове поняття, що побутує в різних науках. судовий демографічний голодомор

Саме розрахунок втрат через надсмертність дає можливість оцінити втрати від голоду, тобто спричинене ним додаткове число померлих. Зокрема, оцінку надсмертності було проведено в дослідженнях наслідків геноцидів 1994 р. в Руанді, 1975--1979 рр. у Камбоджі, а також наслідків голоду в Ірландії 1845--1850 рр., Нідерландах 1944--1945 рр., Бенґалії 1943 р., Китаї 1958--1961 рр., Сомалі 2017--2018 рр. та ін. [4--11].

На с. 343--344 / 451--452 (також на діаграмі 1: с. 484 / 592) наведено різні показники втрат (від 8 до 10 млн осіб) за повідомленнями дипломатів, політиків, діячів культури тощо.

Проте всі вони мають суб'єктивний характер, бракує опису методології їх отримання та критичних оцінок демографічно-статистичної інформації. Водночас у Висновку відсутні результати оцінки втрат (від 2,5 до 5,0 млн), які отримані дослідниками з різних країн і ґрунтуються на науковій методології [див., напр., 12--24]. Це свідчить про тенденційний характер підбору інформації.

Розділ ІІ «Статистичні підрахунки та демографічні розрахунки втрат української нації під час вчинення злочину геноциду у 1932--1933 рр. в УСРР» проаналізуємо в контексті трьох обов'язкових при проведенні досліджень компонентів: термінологічний апарат, інформаційна база, методологія.

1. Термінологічний апарат.

1) Втрати.

У Висновку відсутнє визначення (дефініція) демографічних втрат. Із тексту випливає, що до втрат зараховують усіх померлих у 1932--1933 рр. Це суперечить канонам демографічної науки, згідно з якими демографічні втрати визначаються як надсмертність -- тобто різниця між загальним числом померлих під час соціальної катастрофи (в тому числі голоду) й тією кількістю померлих, яка могла бути за умови відсутності катастрофи з урахуванням тогочасного рівня смертності. Поняття втрат як явища надсмертності наведено в публікаціях 4--11.

2) Українська нація.

У Висновку [1, С. 339; 2, С. 447] наведено визначення поняття «українська нація» як об'єкта «злочину геноциду 1932--1933 рр.». Визначення не дає однозначного розуміння, чи йдеться про сукупність населення УСРР, а чи лише про українців за етнічним походженням. Можливість подвійного трактування знайшла своє продовження у проведенні розрахунків втрат. Для території радянської України це втрати всього населення, для території ПівнічноКавказького краю -- тільки українці як етнічна група.

З науково-методичного погляду ми маємо два різних об'єкта дослідження, тому об'єднувати дані по них некоректно.

2. Інформаційна база.

Розрахунки втрат для УСРР базуються на таких основних даних: 1) числа народжених і померлих із місцевих книг записів актів цивільного стану; 2) чисельність населення на рівні районів із Довідників основних статистично-економічних показників господарств районів [25] (далі -- Довідник 1933 р.),

3) переписи 1926 і 1937 рр.

Детальні дані, зокрема щорічні числа народжених, померлих і чисельності населення за період, який розглядається, представлено лише для одного Таращанського р-ну Київської обл., що й стали об'єктом критичного аналізу. Для решти шести районів-репрезентантів у Висновку представлено окремі числа, що унеможливлює перевірку розрахунків.

1) Числа померлих і народжених із книг РАЦС.

Розрахунок втрат для Таращанського р-ну здійснено на основі місцевих книг реєстрації смертей, а не зведених форм статистичної звітності Центрального статистичного управління (ЦСУ) та Управління народногосподарського обліку (УНГО) УСРР. Відомо, що дані про померлих у книгах реєстрації смертей дуже неповні, і ступінь недообліку смертей у місцевих книгах реєстрації більший, ніж у зведеній статистиці УНГО.

Цей недооблік зростав від початку 1930-х рр., досягнувши максимуму в роки Голодомору, після чого знизився. Табл. А Задля уникнення плутанини в нумерації таблиць й ілюстрацій у Висновку та у цій пуб-лікації, при посилання на Висновки використано оригінальну числову нумерацію, нато-мість тут застосовано літерні позначення. доводить, що числа смертей для Таращанського р-ну, взяті із книг РАЦС, занижені порівняно з відповідними цифрами у звітності ЦСУ.



Таблиця А. Порівняння даних про кількість смертей у Таращанському р-ні за даними РАЦС і звітною формою ЦСУ УСРР, 1927--1929 рр.

Рік	Книги РАЦС (Висновок) 1	Звітна форма ЦСУ	Різниця (2)--(1)
	(1)	(2)	(3)
1927	1416	1441	-25
1928	1250	1440	-190
1929	1207	1543	-336

Джерело: 1 Висновок [1, С. 352; 2, С. 460]. 2 ЦДАВО України. Ф. 528. Оп. 1. Спр. 1428; Ф. 582. Оп.1. Спр. 1429--1432, 3699.

Тому незрозумілим є ігнорування та невикористання статистики смертності на рівні районів за звітними формами ЦСУ й УНГО, яка повніша порівняно з даними книг РАЦС (але теж потребує корекції на недооблік смертей).

Викликає подив той факт, що дані про природний рух населення району в 1927--1931 рр. із книг РАЦС, які є неповними, у Висновку не коригуються на недооблік, тобто не збільшуються (немає жодної згадки про це), а відповідні числа в 1934--1936 рр., навпаки -- коригуються й були збільшені дуже суттєво (табл. Б).

Таблиця Б. Порівняння даних про кількість смертей у Таращанському р-ні з книг РАЦС та їх корекцією у Висновку, 1927--1936 рр.

Рік	Розраховане за книгами РАЦС (Висновок)	Скориговане за відсутністю актів (Висновок)	Відношення скоригованого числа смертей до того, що є за книгами РАЦС, разів
	(1)	(2)	(2)/(1)
1927	1 416	1 416	1
1928	1 250	1 250	1
1929	1 207	1 207	1
1930	1 116	1 116	1
1931	1 183	1 183	1
1932--1933	10 502	35 844	3,4
1934	556	782	1,4
1935	678	1 150	1,7
1936	412	1 032	2,5

Джерело: Висновок [1, С. 352, 354; 2, С. 460, 462].

Зокрема числа померлих у 1934, 1935, 1936 рр. були збільшені в 1,4, 1,7 і 2,5 рази відповідно, без жодного обґрунтування та пояснення. Така велика корекція і збільшення числа смертей у роки після Голодомору не відповідає тенденціям динаміки смертності, що спостерігалися в той час.

Дослідження наслідків різних голодів свідчать, що зазвичай після катастрофічно високої смертності під час трагедії в подальшому показники смертності в найближчі роки після голоду нижчі за докризовий рівень. В Україні також у 1935-- 1936 рр. смертність була нижчою, ніж у роки до початку Голодомору, після чого знову підвищилася в період Великого терору. Про це свідчить динаміка загальних коефіцієнтів (зареєстрованої) смертності населення для республіки в цілому в роки до й після Голодомору.

Доказом хибно зроблених у Висновку корекції та розрахунку загального числа смертей у Таращанському р-ні слугують загальні коефіцієнти смертності населення, обчислені нами на основі табл. 4, 5 і 6 [1, С. 352--354; 2, С. 460--462].

Як видно із табл. В, показники смертності у цьому районі в 1934--1936 рр. виявилися не нижчими, а навпаки, суттєво вищими, ніж у роки до початку голоду, що є неправдоподібним.

Іл. А також демонструє, що наведені у Висновку коефіцієнти смертності району різко контрастують і суперечать загальноукраїнським тенденціям смертності.

Залишається також непоясненим, чому числа народжених зовсім не коригувалися на недооблік (немає жодної згадки про це), в тому числі в роки Голодомору, коли недооблік народжених був значним.



Таблиця В. Загальні коефіцієнти смертності населення Таращанського р-ну та УСРР, 1927--1931 і 1934--1936 рр.

Рік	Число померлих на 1000 населення
	Таращанський р-н (Висновок) 1	УСРР (зареєстрована смертність) 2
1927	18,8	17,6
1928	16,2	16,4
1929	15,3	17,5
1930	13,9	17,3
1931	14,6	16,4
1934	16,1	17,3
1935	23,4	12,1
1936	20,6	12,6

Джерело: 1 Розраховано на основі кількості померлих і чисельності населення, наведених у Висновку. 2 Зареєстрована смертність за даними УНГО (Российский государственный архив экономики; РГАЭ. Ф. 1562. Оп. 329. Д. 256).

Іл. А. Динаміка загальних коефіцієнтів смертності для Таращанського р-ну та УСРР, 1927--1931 і 1934--1936 рр.

Джерело: 1. Розраховано на основі кількості померлих і чисельності населення, наведених у Висновку. 2. Зареєстрована смертність за даними УНГО (РГАЭ. Ф. 1562. Оп. 329. Д. 256).

Таким чином, розрахунок втрат базується на неповній статистиці природного руху населення з книг РАЦС та використанні суперечливої методології: відсутності корекції числа народжених і незрозумілого частинного коригування числа смертей. Відсутність корекції смертності на недооблік у роки до голоду та ігнорування міграції в розрахунках призводить до штучного завищення чисельності населення на початок 1932 р., тоді як необґрунтоване збільшення кількості смертей у роки після голоду -- до заниження чисельності населення на початок 1934 р., що в підсумку збільшує абсолютну різницю між двома цифрами та, як наслідок, завищує втрати.

2) Чисельність населення на рівні районів на початок 1932р.

Ця цифра відіграє важливу роль у розрахунку втрат, оскільки саме на її основі рахується не лише частка втрат (відносний показник), але й абсолютна кількість втрат населення. Тому дещо дивним є те, що розрахунок чисельності населення на початок 1932 р. та її динаміка в 1927--1932 рр. представлена у Висновку лише для одного, а не для всіх семи районів-репрезентантів. Водночас проста перевірка цього розрахунку для Таращанського р-ну (табл. Г) свідчить, що його результати не відповідають числам, наведеним у табл. 4 та 5 [1, С. 352, 353; 2, С. 460, 461].

Таблиця Г. Перевірка розрахунків щорічної чисельності населення Таращанського р-ну за книгами РАЦС, 1927--1932 рр.

Висновок 1
Рік	Народжені	Померлі	Чисельність населення на 01.01	Чисельність населення 2	Різниця 2
	(1)	(2)	(3)	(4)=(3)+(1)-(2)	(5М4И3)
1927	3309	1416	74 524	74 524	0
1928	3056	1250	76 410	76417	-7
1929	3104	1207	77 970	78 223	-253
1930	2679	1116	79 531	80 120	-589
1931	2644	1183	80 630	81 683	-1053
1932	1655	1867	81 764	83 144	-1380
1927--1932					-3282

Джерело: 1 Висновок [1, С. 352, 353; 2, С. 460--461]. 2 Розрахунки авторів.



Різниця між розрахунковою чисельністю населення району на початок 1932 р. й тією, що виходить згідно з даними РАЦС (чисельність на початку року, додати число народжених, відняти число померлих), становить 1380 осіб (різниця всього за період 1927--1932 рр.: 3282 особи).

В тексті немає пояснення виявлених розбіжностей. Натомість підраховану (невірно) чисельність населення району на початок 1932 р. подано як таку, що наближена до цифри чисельності Таращанського р-ну в Довіднику 1933 р., «що вказує на достовірність поданих у цьому довіднику даних щодо чисельності населення районів області» [1, С. 353; 2, С. 461].

Тобто саме цей невірний розрахунок чисельності населення на початок 1932 р. за даними РАЦС подано як обґрунтування подальшого використання Довідника 1933 р. для підрахунку чисельності населення кластерів Кластерний аналіз -- сукупність статистичних методів розподілу загалу об'єктів на окре-мі групи (кластери). Метою є формування кластерів таким чином, щоб об'єкти, які по-трапили в один кластер, були якомога більше подібні між собою, а самі кластери якомо-га більше відрізнялися за ознаками, котрі використовуються у процедурі кластеризації. Ознаками можуть бути різні характеристики об'єктів (наприклад, якщо об'єктами є ра-йони, то їх характеристиками можуть бути площа, чисельність населення, виробництво сільськогосподарської продукції тощо). Теоретично кількість ознак не обмежена, але іс-нують процедури визначення тих, які переважно впливають на результати кластеризації. на початок 1932 р.

Разом із тим, дані про чисельність населення районів, опубліковані в Довіднику 1933 р., не враховують сільську міграцію, зокрема значні обсяги добровільних і насильницьких переміщень селян у роки після перепису 1926 р., пов'язані з розкуркуленням та примусовою колективізацією, й тому є завищеними.

Про неточність даних свідчить і передмова впорядників видання 1933 р.: Всю роботу щодо складання довідника проведено терміновим порядком [...] і не було змоги й часу досконально перевірити ці матеріали на місцях [...] Зважаючи на незадовільний стан обліку в ряді наших установ [...] ми не можемо гарантувати цілковитої певності та повноти показників, уміщених у довіднику» [25, С. 3].

Варто також зауважити, що обрахована у Висновку динаміка чисельності населення Таращанського р-ну помітно розходиться з цифрою чисельності на початок 1930 р., опублікованою в іншому довіднику -- «Нові адміністративні райони УСРР» (1930 р.) [26]: 76,35 тис. у цьому виданні проти 79,5 тис. у Висновку (різниця: +3,2 тис. у Висновку).

Існує невідповідність у підході до обчислення чисельності населення на початок 1932 р. для семи обраних районів-репрезентантів та решти: якщо для перших чисельність розраховується (хоч сам розрахунок не представлений), то для всіх інших районів і кластерів загалом її взято з Довідника 1933 р.

Якщо автори вважають достовірними цифри чисельності населення в останньому (про що вказано [1, С. 353; 2, С. 461]), тоді не зрозуміле використання для районів-репрезентантів інших цифр, які для більшості районів є вищими за ті, що в Довіднику 1933 р. При цьому перевірити розрахунок цифр чисельності на початок 1932 р. неможливо, оскільки необхідні складові цього розрахунку у Висновку відсутні. Однак порівняння чисельності населення районіврепрезентантів, вказаної в табл. 7 [1, С. 355; 2, С. 463] та відповідних даних із Довідника 1933 р., виявило розбіжності, які є дуже значними для окремих районів. Так, потребує пояснення, чому й на основі яких даних чисельність населення Оріхівського р-ну вища на 25,2 %, ніж у Довіднику 1933 р.; Опішнянського та Ново-Одеського -- на 9,2--9,3 %; Міловського -- на 4 %; а чисельність населення Полонського р-ну, навпаки, знижена, на 13 % (табл. Д).

Таблиця Д. Чисельність населення районів-репрезентантів за даними Висновку та Довідника 1933 р. на початок 1932 р.

Район-репрезентант	Висновок 1	Довідник 1933 р. 2	Різниця 3, тис. осіб	Різниця 3, %
Таращанський	81,8	81,6	0,2	0,2
Міловський	38,7	37,1	1,6	4,1
Сновський	41,9	41,6	0,3	0,7
Полонський	67,4	76,2	-8,8	-13,1
Опішнянський	87,2	79,2	8,0	9,2
Ново-Одеський	48,6	44,1	4,5	9,3
Оріхівський	72,3	54,1	18,2	25,2

Джерело: 1 Висновок [1, С. 355; 2, С. 463]. 2 Довідник з основних статистично-економічних показників господарства районів областей та АМСРР. У 8 т. Харків, 1933. 3 Розраховано авторами.

3) Чисельність населення районів на початок 1934р.

Чисельність населення на початок 1934 р. для районів-репрезентантів отримано розрахунковим шляхом від бази перепису 1937 р., враховуючи числа народжених і померлих за період із 1934 по 1936 рр. У зв'язку з цим слід зауважити, що чисельність населення за переписом 1937 р. за районами, ймовірно, взято з доповідної О. Асаткіна, де чітко вказано, що йдеться про попередні підсумки перепису [27].

Це телефонні зведення обласних УНГО по районах, які не враховували кадри Червоної армії та НКВС. Окрім цього, підсумок чисел по районах із доповідної не враховував і числа, вказані на початку документа, зокрема чисельність населення, переписану під час так званих контрольних обходів і переписаних у поїздах.

Не було внесено авторами Висновку жодної поправки на недооблік під час перепису. Використання неповної чисельності населення за переписом 1937 р. також є однією з причин нижчої чисельності населення на початок 1934 р.

4) Міграція.

У праці відсутні щорічні демографічні баланси з усіма компонентами зміни чисельності населення за період, що розглядається, тобто щорічна чисельність населення, числа народжених, померлих, сальдо міграції та адміністративнотериторіальні перетворення. Такі дані відсутні не лише для кластерів, а й для України у цілому, міського та сільського населення республіки.

Це не дає змоги перевірити, наскільки адекватно міграційна компонента врахована в розрахунках.

Водночас можна провести обчислення на основі тих окремих даних, які є для V кластера, що наближено відповідає міському населенню України (табл. Е).

Таблиця Е. Розрахунок загального та міграційного приросту населення кластера V (тис. осіб)

1	Загальний приріст, 1932--1937 рр. (Висновок)	1058,4
	у тому числі:
2	природний приріст, 1932--1933 рр. (Висновок)	-147,2
3	внутрішній міграційний приріст, 1932--1933 рр. (Висновок)	461,8
4	зовнішній міграційний приріст міського населення, 1932--1936 рр. (Висновок)	370,6
5	Зареєстрований природний приріст, 1934--1936 рр. (дані УНГО)	241,8
6	Сума рядків 2 + 3 + 4 + 5	927,0
	Різниця рядків: 1--6	131,4

Джерело: розраховано авторами за даними табл. 9 [1, С. 357; 2, С. 465] і табл. 10 [1, С. 359; 2, С. 467] Висновку та зареєстрованого природного приросту міського населення в 1934-- 1936 рр. за даними УНГО.

Отже загальний приріст V кластера в 1932--1936 рр. становив 1058,4 тис. осіб. Якщо врахувати природний і міграційний прирости (убуток) у 1932-- 1933 рр., сальдо зовнішньої міграції в 1932--1933 рр. за оцінками у Висновку, а також зареєстрований природний приріст міського населення в 1934--1936 рр. за даними УНГО, то у залишку внутрішній міграційний приріст V кластера в 1934--1936 рр. становить лише 131,4 тис., що є мізерним і не відповідає міграційній статистиці міського населення України, чисельність якого в 1934-- 1936 рр. значно збільшилася за рахунок прибулих селян.

Окрім цього, як відомо, міське населення виросло й за рахунок рекласифікації населених пунктів із сільських у міські. З даних у Висновку незрозуміло, чи була врахована ця зміна чисельності та якою є її обсяг.

3. Методологія.

Запропонований інструментарій передбачає використання вибіркового методу, кластерного аналізу, а також «суто демографічні методи» [1, С. 346; 2, С. 454], хоча раніше доводилося, що «демографічні методи не застосовують при обрахунку населення під час воєн, геноцидів, епідемій, соціальних і природних катаклізмів» [1, С. 342; 2, С. 450].

Було використано наступну схему розрахунку:

1. Всі райони методом кластерного аналізу розбито на вісім кластерів.

2. У семи кластерах із восьми визначено район-репрезентант. В одному «міському» кластері розрахунки здійснено для всього кластера.

3. Для району-репрезентанта здійснено оцінку чисельності населення станом на початок 1932 та 1934 рр.

4. Визначено різницю чисельності населення між цими датами й відсоток цієї різниці відносно чисельності населення на початок 1932 р.

5. Дані по району-репрезентанту розповсюджено на весь кластер пропорційно до чисельності населення.

6. Отримано суму по семи кластерах.

7. Оцінено зміну чисельності населення по «міському» кластеру.

8. Враховано зовнішні міграційні потоки.

9. Отримано втрати по Україні. Втрати трактуються як усі померлі за 1932-- 1933 рр.

1) Вибірковий метод.

У Висновку наведено формули вибіркового методу [1, С. 346--347; 2, С. 454--455], до яких є низка питань. Проте не зупинятимемося на них через те, що результати розрахунків за формулами (1) і (2) явно не використовуються авторами в подальшому. На наш погляд, цей підрозділ Висновку наведено винятково з метою надання подальшим оцінкам уявної обґрунтованості.

2) Кластерний аналіз.

Наступна складова інструментарію -- використання кластерного аналізу, на результатах якого базуються всі подальші розрахунки. Сформовано вісім кластерів. Для семи з них обрано по одному району-репрезентанту.

Результати розрахунків для 7 обраних районів було поширено (екстрапольовано) на решту 347 районів.

Зазначено, що для кластеризації «обґрунтовано 7 критеріїв типізації районів та міськрад УСРР (табл. 1)» [1, С. 347; 2, С. 455]. Проте у Висновку таке обґрунтування відсутнє. Критеріїв типізації також не наведено, а те, що названо «критеріями», є показниками (ознаками), за якими проводиться кластеризація. Залишається нез'ясованим питання стосовно розрахунку коефіцієнта «чорних дошок» по районах. Оскільки їх об'єктами в той час були колгоспи, індивідуальні селянські господарства, села, сільради, райони, відповідно вага цих об'єктів різна.

Черговим етапом після формування переліку показників (ознак) є 'їх статистичний аналіз із метою визначення, які з них безпосередньо доцільно використати у процедурі кластерного аналізу. Цей етап відсутній. На результати кластеризації впливає метод нормування, проте він також не вказаний.

Крім того, передумовою використання методу K-means є апріорне визначення як кількості кластерів, так і їх центрів. Про це у Висновку не зазначено. Проте ці параметри суттєво впливають на результати кластеризації. Незрозуміло, за якими критеріями перевірялась однорідність кластерів, а також якість та стійкість розбиття. Результати такої перевірки відсутні.

Наведені значення ознак у кожному кластері (табл. 2 [1, С. 349; 2, С. 457]) свідчать, що значення ознаки «частка сільського населення, %» є практично однаковою для всіх кластерів і, відповідно, має бути виключена з переліку ознак (з урахуванням того, що кластер V «міський»). Кластери І та ІІ суттєво відрізняються тільки за ознакою «Відстань до найближчого міста ...», тобто їх відмінність потребує додаткового аналізу.

Після формування кластерів у семи з них було здійснено вибір по одному району-репрезентанту.

Зазначається, що «критеріями відбору були повнота й достовірність даних у конкретному районі, відсутність значних адміністративних змін у районі впродовж 1932--1933 рр.» [1, С. 350; 2, С. 458]. Виходячи з наведених критеріїв, було здійснено не відбір району-репрезентанта, а його суб'єктивний вибір.

При цьому незрозуміло, як визначалися «повнота та достовірність даних у конкретному районі». Також виникає питання: якщо існують неповні й недостовірні дані, то як узагалі можна було здійснити процедуру кластеризації та яка її якість?

Свідченням суб'єктивного підходу до вибору району-репрезентанта є дані табл. 3 [1, С. 350--351; 2, С. 458--459]: один район-репрезентант представляє одну область УСРР відповідно до тогочасного адміністративно-територіального поділу (крім Молдавської АСРР).

Окрім того, вибірка (точніше «вибір») розміром в одну одиницю сукупності теоретично може вважатися репрезентативною та використовуватися для екстраполяції отриманих результатів на весь кластер у разі доведення припущень:

1) однорідність кластера (райони, які входять до нього, мають бути максимально подібними);

2) район-репрезентант максимально наближений до центру кластера;

3) район-репрезентант має достовірні дані щодо цільового показника (кількості померлих);

4) відносний рівень смертності та сальдо міграції за два роки, 1932--1934 рр., є приблизно однаковими для кожного району в межах кластера, але різні для різних кластерів. Жодну з цих позицій у Висновку не доведено.



Таблиця Є. Основні характеристики статистичного розподілу загальних коефіцієнтів смертності населення в районах кластера I, 1933 р.

	Загальний коефіцієнт смертності, на 1000 населення
Таращанський р-н (район-репрезентант)	133,2
Мінімальне значення кластера I	20,9
Максимальне значення кластера I	189,4
Середнє значення кластера I	75,6
Коефіцієнт варіації, %	51,7

Джерело: розраховано авторами за даними УНГО (РГАЭ. Ф. 1562. Оп. 329. Д. 18).

У Висновку методологію проілюстровано на прикладі кластера I. Тому далі розглядається перший кластер, який має найвищий відсоток втрат населення (43,9 %), значну кількість районів (69), чималу чисельність населення й, відповідно, велику кількість абсолютних втрат.

У табл. Є представлено основні характеристики статистичного розподілу загальних коефіцієнтів смертності населення для 69 районів, що входять до складу першого кластера Оскільки у Висновку відсутній перелік районів у розрізі кластерів, а є лише карта, мож-ливо незначне відхилення у представленому нами складі кластера за рахунок 1 --2 райо-нів, які, однак, не можуть суттєво вплинути на характеристики кластера..

По-перше, до складу цього кластера входять райони як із дуже низьким, так і дуже високим рівнями смертності населення: від 20,9 до 189,4 смертей на 1000 населення в 1933 р.

Кластер не є однорідним за рівнем смертності, оскільки варіація районних загальних коефіцієнтів смертності всередині його дуже висока: 51,7 %. Це свідчить про неоднорідність кластера за цим показником.

По-друге, смертність у Таращанському районі-репрезентанті в 1933 р. була не просто значно вищою, ніж у середньому по кластеру (іл. Б).

Іл. Б. Загальні коефіцієнти смертності населення районів у 1933 р., що входять до складу кластера I. Таращанський район-репрезентант виділено червоним кольором.

Джерело: побудовано авторами за даними УНГО щодо зареєстрованої смертності (РГАЭ. Ф. 1562. Оп. 329. Д. 18).



Іл. В. Чисельність населення за переписом 1937 р. у % до перепису 1926 р. для районів кластера І. Таращанський район-репрезентант виділено червоним кольором.

Джерело: Додаток до доповідної записки від 15.01.1937, надісланої О. Асаткіним. Кульчицький С., Єфіменко Г. Демографічні наслідки Голодомору 1933 р. в Україні. Всесоюзний перепис 1937 р. в Україні: Док. та мат. Київ, 2003. С. 96--115.



Іл. Г. Загальні коефіцієнти смертності населення в 1933 р. та райони кластера І із найвищим рівнем втрат населення за результатами Висновку. Райони кластера І обведено синім кольором.

Джерело: побудовано авторами за даними УНГО (РГАЭ. Ф. 1562. Оп. 329. Д. 18).

Він входить до п'ятірки районів із найвищими показниками смертності й тому не репрезентує середній рівень втрат унаслідок Голодомору для всієї сукупності районів першого кластера: 133,2 померлих на 1000 населення в Таращанському проти 75,6 у середньому по кластеру. Іншою (непрямою) ілюстрацією того, що райони кластера I суттєво відрізнялися за рівнем втрат унаслідок голоду в 1933 р., може також слугувати розподіл районів за часткою зміни чисельності населення згідно з переписом 1937 р. порівняно з переписом 1926 р.

Як видно на іл. В, чисельність населення Таращанського р-ну в 1937 р. становила лише 67,9 % відносно чисельності в 1926 р., тобто убуток населення за цей період був одним із найбільших у кластері.

На іл. Г показано географічний розподіл районів першого кластера (межі районів обведено синім кольором) і їх порівняння із загальними коефіцієнтами смертності населення по території УСРР у 1933 р. Якщо у Висновку всі виділені райони мають однаково високий рівень втрат населення на рівні 43,9 %, то на карті загальних коефіцієнтів смертності в 1933 р. видно, що райони західного прикордоння мали набагато нижчу смертність, ніж розташовані у центральній лісостеповій зоні. За результатами окремих досліджень, імовірно, це було пов'язано з особливим статусом прикордоння, кращим забезпеченням та менш інтенсивними репресіями.

Поширення високого рівня втрат Таращанщини на решту 68 районів і накладання цієї частки на всю чисельність населення кластера в підсумку призводить до автоматичного завищення абсолютних втрат населення кластера.

Як зазначалося, необхідною умовою використання кластерного аналізу є те, що кожен кластер має складатися зі схожих об'єктів, а об'єкти різних кластерів мають істотно відрізнятися один від одного. Методологія розрахунку втрат у Висновку базується на припущенні про те, що схожість районів за обраними критеріями кластеризації автоматично означає схожість районів за рівнем втрат населення.

Відповідно, відмінності між кластерами за обраними критеріями обумовлюють і відмінності в рівні втрат. Проте це припущення не підтверджується отриманими результатами.

За результатами кластеризації та розрахунків втрат вийшло, що 150 районів, які входять до складу трьох різних кластерів (I, VI, VII), чиї характеристики суттєво відрізняються (табл. 2 [1, С. 349; 2, С. 457]), у підсумку мають дуже близькі між собою та найвищі відносні показники втрат населення: в межах 40--44 % (табл. 7 [1, С. 355; 2, С. 463]).

Незрозуміло, чому у складі V (міського) кластера відсутня Сумська міська рада з чисельністю 107,3 тис. осіб та часткою міського населення у 46 % в 1932р., тоді як Вінницька міська рада з подібними показниками (чисельність населення 128,3 тис. осіб, 41,6 % міського населення) включена (табл. 9 [1, С. 357; 2, С. 465]).

3) Методологія розрахунку.

Абсолютне число втрат обчислюються як різниця чисельності населення на початок 1932 й 1934 рр., з відмінусованим числом народжених за два роки (формула (4) [1, С. 351; 2, С. 459]). Відносні втрати рахуються як отримана абсолютна різниця, поділена на чисельність населення на початок 1932 р.

Застосований підхід має такі вади.

По-перше, враховується вся кількість померлих за два роки (1932--1933 рр.), а не надсмертність унаслідок Голодомору. Врахування всіх померлих за два роки базується на помилковому припущенні про те, що впродовж 1932-- 1933 рр. за умови відсутності голоду кількість смертей є нульовою, що неможливо, оскільки щорічно в Україні наприкінці 1920 -- на початку 1930-х рр. умирали від 500 до 600 тис. осіб.

Такий підхід не відповідає загальноприйнятій науковій методології оцінки втрат населення внаслідок соціальних катастроф, у тому числі голоду. У світовій практиці, коли немає точних даних про смерті за причинами смерті та неможливо встановити точне число померлих від певної причини (в даному разі голоду) на основі індивідуальних актових записів про смерть (їх в Україні зберіглася невелика кількість, не завжди в них ставилася достовірна причина, а в багатьох актах причина смерті взагалі відсутня), загальним є підхід, за яким розраховуються втрати прямі, тобто через надсмертність, і непрямі, себто ненародженими.

По-друге, обчислена різниця чисельності населення між 1932 і 1934 рр. містить не лише померлих, а й сальдо міграції за два роки. Тобто 8935,4 тис. осіб, означені в таблицях 7 і 8 [1, С. 355, 356; 2, С. 463, 464] як «Демографічні втрати внаслідок Голодомору-геноциду 1932--1933 рр.», включають у себе суму як смертей, так і сальдо міграції за два роки, проте примітки про включення зміни чисельності населення внаслідок міграції до чисел демографічних втрат у зазначених таблицях відсутні.

Оскільки йдеться про розрахунок втрат від голоду для районів семи кластерів із переважно сільським населенням (міський кластер виділено окремо), то слід зауважити, що сальдо міграції селян у міста в роки голоду, особливо 1932 р., було значним.

Тож ігнорування цієї компоненти у чисельності населення станом на 1934 р. суттєво збільшує отриману частку померлих, яка потім переноситься на населення всього кластера.

Хоч автори у формулі (6) [1, С. 360; 2, С. 468] намагаються врахувати міграцію, насправді це не так. Це робиться на заключному етапі після поширення (екстраполяції) відсотку зменшення чисельності населення району-репрезентанта на всю чисельність населення кластера. Таке механічне поширення припускає не лише однаковий відносний рівень смертності, але й однаковий рівень сальдо міграції по районах у межах кожного кластера в 1932--1933 рр., що є неправдоподібним. У підсумку, за такого підходу сума абсолютних сальдо міграцій по районах кластерів, з одного боку, та загальна величина сальдо міграції по Україні, використана у Висновку й обчислена безвідносно до районів, -- з іншого, не можуть статистично сходитися та відповідати одна одній.

4) Загальні методологічні принципи.

А) Методологічно невірним є підхід, за яким спочатку здійснюється обрахунок втрат на рівні одного адміністративного району, результат якого поширюється на весь кластер, а сума втрат по кластерах дає підсумок по Україні у цілому.

Застосований підхід порушує статистичний принцип, згідно з яким, якщо потрібно мати оцінки на кількох територіальних рівнях, розрахунки робляться «згори донизу». Тобто спочатку робляться оцінки для країни, потім -- для областей (при цьому обласні дані контролюються й узгоджуються з даними по країні), та на наступному кроці -- для районів (при цьому районні дані контролюються й узгоджуються з даними по області).

Такий підхід унеможливлює отримання завищених або занижених оцінок на нижчих територіальних рівнях. Це дуже важливо, коли йдеться про побудову демографічних балансів та зміну чисельності населення на національному, регіональному та районному рівнях. Використаний у Висновку підхід «знизу догори» унеможливлює будь-який контроль розрахунків, максимізує ймовірність помилки, призводить до зміщень оцінок у той чи інший бік, неузгодженості даних різних територіальних рівнів і робить можливим фактично будь-який результат.

Підхід, за якого результати оцінки втрат по семи районах поширюються на все населення України, є необґрунтованим і недоцільним. Якщо мета полягає в оцінці втрат по республіці у цілому, навіщо використовувати дані по районах, коли є статистична інформація по областях та УСРР загалом?

Б) Ще одним методологічним принципом, якого не було дотримано, стала перевірка отриманих результатів на адекватність реальній ситуації. Йдеться про те, що після Голодомору досягти чисельності населення за даними перепису 1937 р. можна тільки за рахунок двох чинників: зовнішньої міграції або стрімкого підвищення народжуваності.

Розрахунки показують, що за умови врахування тогочасних міграційних потоків компенсувати втрати населення у 9,1 млн за рахунок народжуваності неможливо [28]. Для цього рівень народжуваності мав би перевищувати біологічно можливий.

Окрім того, 9,1 млн становить близько третини всіх мешканців УСРР на початок 1932 р. Такі втрати неминуче призвели б до суттєвої зміни статево-вікової структури населення, процесів народжуваності, смертності та етнічного складу.

У розділі ІІІ «Чисельність знищених українців у Північно-Кавказькому краю РСФРР » наведено оцінки смертності від голоду в 1932--1933 рр. [1, С. 364; 2, С. 472]:

а)Р. Конквест: не менше 1 млн (Північний Кавказ);

б)П. Полян: 1 млн (Північний Кавказ);

в)С. Віткрофт: 1 млн 100 тис. (Кубань).

При цьому у Висновку не зазначено, що ці числа стосуються всього населення регіонів, а не лише українців. Автори Висновку втрати від Голодомору лише для українців Північного Кавказу оцінили в 1,4 млн. Коментар щодо такої невідповідності у Висновку відсутній.

Оцінка втрат для Північно-Кавказького краю РСФРР здійснювалася на тих самих засадах, що й для УСРР, але з певними особливостями.

Втрати від голоду для українців Північного Кавказу розраховано за формулою (7) [1, С. 366; 2, С. 474], аналогічною формулі (4), що була використана для оцінки втрат по Україні. За район-репрезентант було обрано Слов'янський у Краснодарському краї, оскільки, за словами авторів, для нього є найбільш детальні статистичні матеріали та його було занесено на «чорну дошку». Однак вибір району, занесеного на «чорну дошку», неминуче призводить до збільшення числа втрат, оскільки в таких районах смертність була вищою.

Базою для розрахунків втрат у 1932--1933 рр. слугує чисельність населення на початок 1932 та 1934 рр. Із тексту Висновку незрозуміло: 1) звідки саме було взято дані про чисельність населення Слов'янського р-ну на початок 1932 р.?; 2) на чому базується оцінка сальдо міграції у 16 400 осіб? (у Висновку зазначено: «Відомо, що у Слов'янський район було переселено 16,4 тис. переселенців» [1, С. 366; 2, С. 474] без вказання джерела інформації; про виїзд із району не йдеться); 3) якщо для району існують «найбільш детальні статистичні матеріали», то навіщо при розрахунку числа народжених для нього спиратися на загальний коефіцієнт народжуваності для Північного Кавказу у цілому?

Обґрунтування такого використання відсутнє. Варто також зауважити, що при розрахунку абсолютного числа народжених за рік загальний коефіцієнт народжуваності слід множити на середньорічну чисельність населення, а не чисельність на початок року.

Кількість народжених не була скоригована на недооблік, який був значним у 1933 р. У втрати включено всіх померлих, а не додаткові смерті, викликані голодом (надсмертність). Усе це призводить до значної переоцінки втрат унаслідок Голодомору у Слов'янському р-ні та, як наслідок, втрат українців у сільській місцевості Північно-Кавказького краю.

Для оцінки втрат українців у містах Північного Кавказу обрано Краснодар і Ставрополь. Як інформаційна база використані не дані демографічної статистики, а повідомлення італійських дипломатів, тобто суб'єктивні джерела [1, С. 367; 2, С. 475].

У Висновку не обґрунтовано вибір міст та їх репрезентативність щодо втрат в інших містах. Також не зазначено, яких років стосуються дані щодо чисельності населення і смертності, використані в розрахунках. Таким чином, критично оцінити розрахунки просто неможливо.

При розрахунку чисельності українців, які проживали в містах та у сільській місцевості Північно-Кавказького краю, не пояснюється, яким чином отримано дані про природний приріст українського населення в 1927--1929 рр.; чому не використано статистичні дані про народженні та смерті за національністю в 1933 р.; на чому базується припущення про повну відсутність міграційних переміщень українців Північного Кавказу в 1927--1930 рр., у тому числі між містом і селом (сальдо міграції ніде не враховано) та оцінка депортацій у 1931 р. У табл. 12-- 15 [1, С. 369, 370; 2, С. 477, 478] наведено тільки результати «власних розрахунків» за архівними матеріалами. Окрім цього, у Висновку взагалі не розглядається проблема недообліку народжень і смертей у Північно-Кавказькому краї.

У підсумку, проведена оцінка втрат є послідовністю кроків, базованих на великій кількості необґрунтованих припущень і непояснених даних.



* * *

Проведений аналіз Висновку свідчить про необізнаність його авторів із базовими засадами визначення демографічних втрат. Так, використана інтерпретація поняття «втрати», що враховує всіх померлих у 1932--1933 рр., а не надсмертність унаслідок Голодомору, не відповідає загальноприйнятій науковій методології оцінки втрат населення внаслідок соціальних катастроф і призводить до завищення втрат населення.

Інформаційна база дослідження включає у себе неповну статистику народжень і смертей із місцевих книг РАЦС та ігнорує більш повну зведену статистичну звітність природного руху населення, що розроблялася ЦСУ й УНГО; використовує попередні (неповні) підсумки перепису населення 1937 р. (без урахування чисельності спецконтингентів та поправки на недооблік) і завищену чисельність населення районів на початок 1932 р., в якій не враховано інтенсивні добровільні та насильницькі міграційні переміщення сільського населення до початку Голодомору.

Запропонована методологія розрахунку демографічних втрат містить суттєві вади. Зокрема методологічно невірним є підхід, за яким:

• втрати для всього населення України отримано на основі розрахунків втрат лише для окремих 7 районів-репрезентантів, результати яких необґрунтовано поширено на решту 347 районів республіки;

• репрезентантами можуть бути райони, смертність в яких є дуже високою, і вони не представляють середній рівень втрат для всієї сукупності районів відповідного кластера. Зокрема Таращанський р-н входив до п'ятірки районів першого кластера з найвищими показниками зареєстрованої смертності населення в 1933 р. Поширення високого рівня втрат Таращанського р-ну на решту 68 районів і накладання цієї високої частки на всю чисельність населення першого кластера призводить до автоматичного завищення абсолютних втрат населення кластера;

• розрахунок втрат базується на незрозумілому частинному коригуванні числа смертей на недооблік. Відсутність корекції смертності на недооблік у роки до голоду та ігнорування міграції в розрахунках призводить до штучного завищення чисельності населення на початок 1932 р., тоді як необґрунтоване збільшення кількості смертей у роки після голоду -- до заниження чисельності населення на початок 1934 р., що в підсумку збільшує абсолютну різницю між двома цифрами чисельності та, як наслідок, завищує втрати. Доказом хибно зробленої корекції числа смертей по Таращанському району-репрезентанту є неправдоподібні загальні коефіцієнти смертності населення, які можна розрахувати на основі наведених у Висновку даних;

• демографічні втрати, обчислені як різниця чисельності населення між 1932 і 1934 рр., містять не лише померлих, а й сальдо міграції в 1932--1933 рр. Поширення відсотку зменшення чисельності населення району-репрезентанта в 1932--1934 рр. на всю чисельність населення кластера передбачає не лише однаковий відносний рівень смертності, але й однаковий рівень сальдо міграції по районах у межах кожного кластера в 1932--1933 рр., що неправдоподібно.

Загалом застосування кластерного аналізу для екстраполяції не є статистично обґрунтованим. Дані, використовувані для процедури кластеризації, ненадійні, що зазначено у самому Висновку. Це ставить під сумнів якість розбиття й отриману в подальшому оцінку втрат. Стандартні процедури перевірки якості розбиття не використовувалися. Райони-репрезентанти обиралися доволі суб'єктивно.

Аналіз застосування кластерного аналізу на прикладі даних кластера I дає підстави зробити висновок, що втрати були завищені.

У Висновку відсутні щорічні демографічні баланси з усіма компонентами зміни чисельності населення за період (щорічна чисельність населення, числа народжених, померлих, сальдо міграції та адміністративні зміни) для України в цілому, її міського й сільського населення, а також усіх кластерів. Разом із тим, є підстави стверджувати про неадекватну оцінку міграційної компоненти та її суттєвий вплив на отримані результати втрат населення:

• по-перше, неврахування міграції в роки до початку голоду призводить до завищеної чисельності населення на початок 1932 р.;

• по-друге, врахування сальдо міграції в 1932--1936 рр. на кінцевому етапі розрахунку втрат призводить до того, що сума абсолютних сальдо міграцій по районах кластерів, з одного боку, та загальна величина сальдо міграції по Україні, обчислена безвідносно до районів, -- з іншого, не можуть статистично сходитися та відповідати одна одній;

• по-третє, розрахунки, представлені для міського кластера, дають підстави стверджувати, що оцінка внутрішнього міграційного приросту міст у 1934--1936 рр. (за рахунок прибуття селян у міста) суттєво занижена й суперечить міграційній статистиці міського населення в той час.

Усі зазначені вище фактори впливають на розрахунок втрат у бік 'їх завищення, оскільки селян (частина яких виїхала або була депортована з УСРР до початку Голодомору, а частина мігрувала до міст у межах республіки після трагедії) у представленому розрахунку втрат було віднесено до померлих у 1932--1933 рр.

Виходячи з того, що розрахунки за формулами визначення обсягу вибіркової сукупності явно не використовуються авторами в подальшому, на наш погляд, звернення до вибіркового методу здійснено для надання методології розрахунку наукоподібного вигляду.

Недотримано статистичний підхід розрахунку «згори донизу» для різних рівнів адміністративно-територіального поділу. Застосований підхід «знизу догори» є методологічно невірним, адже він не дає можливості здійснювати контроль розрахунків й отримати узгоджені дані для різних територіальних рівнів.

Оглядовий матеріал щодо числа втрат підібрано тенденційно: наведено тільки максимальні числа втрат, оприлюднені в основному сучасниками Голодомору, при цьому ігноруються оцінки з меншим числом втрат. Критичний аналіз якості наведених даних відсутній. Це призводить до ілюзії, що отримана у Висновку оцінка втрат узгоджується з попередніми оцінками. Мають місце елементи фальсифікації (приписування демографам розрахунків, які вони не робили). Отримані результати не проаналізовано на адекватність реальній демографічній ситуації.

...